费钱还是费力?家庭教育投入对生育意愿的抑制及调节效应分析

贺达

(南京农业大学 经济管理学院,江苏 南京 210095)

1 引言与文献回顾

近年来,我国生育政策经历了三次重大调整:继2013年“单独二孩政策”、2016年“全面二孩政策”之后,为积极应对老龄化,2021年5月中共中央宣布实施“三孩生育政策”。逐渐放开的生育政策背后是逐年下降的人口出生率,2016～2020年我国人口出生率分别是12.95‰、12.43‰、10.94‰、10.48‰和8.52‰。2020年第七次全国人口普查数据显示我国育龄妇女总和生育率降到1.3,低于国际1.5的“高度敏感警戒线”,已经进入较低生育水平波动时期。人口发展是关系中华民族发展的大事情,“生育困境”的化解具有重要的战略意义和现实价值。骤降的生育率引发社会广泛关注,是什么导致育龄人群不生孩子?

在生育政策逐年放开、生育调节技术日益普及的大背景下,生育意愿成为影响生育行为的关键因素,骤然下降的生育率背后是育龄人群生育意愿的降低。相较于生育社会成本,生育家庭成本已成为当前低生育意愿的重要约束(宋健、周宇香,2016)。生育家庭成本指家庭领域承担的生育成本,可进一步分为直接成本和间接成本。前者是生育养育教育孩子过程中父母付出的各种费用,包括衣、食、住、行、教育、医疗及其他相关支出;后者是生育养育教育孩子过程中父母付出的机会成本,包括更好职位和受教育机会、更高的收入,以及可能出现的家庭消费水平下降、闲暇时间减少等(臧微,2022;Apps & Rees,2002)。在生育家庭直接成本中,现有文献多集中在住房、教育等因素对生育意愿的影响研究。房价对生育意愿影响的研究结论大多证实了住房及其价格的确抑制了育龄人群生育意愿(李勇辉等,2021;葛玉好、张雪梅,2019;李江一,2019;宋德勇等,2017)。但现有关于教育和生育意愿关系的研究大多集中在个体自身受教育水平(刘章生等,2018;周晓蒙,2018),尤其是女性受教育水平对生育意愿的影响研究(张樨樨、崔玉倩,2020;赵梦晗,2019),以及公共财政教育支出(杨华磊,2020)、地区公共教育质量(王英等,2019)对生育意愿的影响研究。

关于家庭教育投入对生育意愿的影响研究并不多见。基于早期人力资本投资理论,狭义的家庭教育投入是指家庭在子女身上的教育消费(Becker,1962),国内通常指子女在经济尚未独立时接受各级各类教育时的费用(李佳丽、何瑞珠,2019)。广义的家庭教育投入既包括货币性经济投入,还包括父母时间和精力等非货币性投入(Liu & Xie,2015)。本文将家庭教育投入划分为家庭教育经济投入和家庭教育时间投入。

和房价对生育意愿的单向因果关系不同,家庭教育投入和生育意愿之间可能存在双向因果关系。一方面,家庭教育投入抑制了生育意愿。育龄人群的经济压力,突出体现在“生育、养育、教育”负担上。尤其是全社会高度重视下一代的教育,家庭对教育存在过度追求的现象,学区房、课外辅导等精养型的孩子养育方式使得孩子的教育成本非常高(陈卫、刘金菊,2021)。在城市地区,校外培训、择校费用、学区房等一系列教育相关费用让家长苦不堪言;在农村地区,由于城乡教育资源分配不均,农村教育资源匮乏,经济条件宽裕又重视教育的农村家庭都愿意把子女送入当地县城或中心城市就读,陪读现象普遍,引发学区房效应向小城市传导,进一步增加了家庭教育负担(韩亚栋,2017)。然而教育负担不仅体现在经济上,还体现在对子女的教育时间投入上。随着生活水平的提高,优生优育成为社会共识。孩子不是生下来就可以,还需要大量的时间精力投入,这意味着父母会面临个人发展、晋升和收入等机会成本的损失。因此,对子女的教育时间投入是低生育意愿的又一重要因素。

另一方面,生育意愿可能反向影响家庭教育投入。经典的子女数量-质量替代理论(quantity-quality trade-off theory)认为家庭子女的质量和数量之间存在明显的替代关系(Becker et al.,1973;Becker &Barro,1988),现有理论模型(Moshe &Binyamin,2002)和经验研究(Hanushek,1992)均证实了这种替代的存在性。假设家庭生育子女的数量和质量是正常消费品,那么生育意愿就反映了家庭在子女数量和质量之间的偏好(柳清瑞、刘淑娜,2020)。较低的生育意愿表明相较于增加子女数量,家庭更倾向于提高子女的质量。这种对子女质量的追求必然导致家庭提高对子女的人力资本投资,其结果必然是增加教育的经济投入和时间投入。

那么,家庭教育投入和生育意愿之间的关系到底如何?家庭教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响有何不同?家庭教育投入对生育意愿的影响是否存在异质性?哪些因素能够减轻家庭教育投入对生育意愿的不利影响?这些问题值得深入研究与探索。为此,本文将家庭教育投入划分为家庭教育经济投入和家庭教育时间投入,构建了包含家庭生育决策的扩展世代交叠模型,利用2018年中国家庭追踪调查(CFPS)数据实证检验家庭教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响和调节效应。与已有文献相比,本文的边际贡献在于:其一,在研究视角方面,本文创新性的研究了家庭教育经济投入和时间投入对育龄人群生育意愿的影响,而现有关于教育和生育意愿的研究主要集中于父母自身受教育水平对生育意愿的影响。其二,在研究方法上,本文综合采用了OLS、Poisson、IV-2sls、IV-poisson、Probit、IV-Probit等多种计量方法。其三,在研究结论上,本文在考察教育经济投入和时间投入对育龄人群生育意愿影响的基础上,不仅考察了性别、贫富、城乡和教育阶段带来的异质性影响。还从代际社会流动层面检验了相应的调节机制,深化了研究内容,对破解低生育率困局具有重要的理论和现实意义。

2 理论模型与研究假说

在世代交叠模型(Generation Overlapping Model,OLG)的基础上,本文引入教育经济投入、教育时间投入和生育孩子数量等变量来构建包含生育决策的扩展OLG模型,以考察家庭教育投入对生育意愿的影响。

在模型中,家庭由三类人口构成:青少年、青年父母和老年父母,其中青少年和老年父母分别被抚养和赡养。假设所有人在同一时期是同质的,一个人的一生划分为学习期、工作期和退休期三期。在学习期,儿童接受照顾;在工作期,每个人初始禀赋是1单位的时间,要参加工作、照顾子女和赡养父母,同时进行t时期的消费、储蓄和生育等家庭决策;在退休期,老年父母依靠储蓄和养老金进行消费,个人生存概率为p,死亡概率为1-p,p(0,1)。

假设家庭生育孩子数量为nt,单个孩子教育经济投入et,教育时间投入为vt,其他抚养成本为m。教育经济投入和时间投入可以视为对子女的质量投资,提升了子女人力资本水平,则学习期儿童的人力资本水平表示为:

ht+1=(etvt)θ

(1)

其中,θ代表教育经济投入和时间投入的效率,θ(0,1)。

假设青年照顾老年父母的时间为π,ct、st、wt、τ分别代表消费、储蓄、工资率和养老保险缴费率,家庭不存在借贷行为。那么对于青年父母而言,工作期的预算约束为:

ct+st+mnt+etnt=(1-vtnt-pπ)(1-τ)wt

(2)

对老年父母而言,退休期的消费ct+1来自年轻时的储蓄st和养老金bt+1,rt+1为利率,因此退休期的预算约束为:

ct+1=(1+rt+1)st+bt+1

(3)

个人效用既取决于工作和退休期的消费,还取决于子女的质量和数量。个人通过进行消费、储蓄和生育决策实现效用最大化,个人效用函数为:

Ut=lnCt+pβlnCt+1+γlnntht+1

(4)

其中,β为t+1期消费带来效用的贴现因子,β(0,1)。γ为生育子女数量和质量在家长效用中的权重,γ>0。

将公式(1)带入公式(4),公式(3)带入公式(2),可得:

maxCt,Ct+1,ntUt=lnCt+pβlnCt+1+γlnnt(etvt)θ

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

生育意愿δ关于教育经济投入et求导得到:

(10)

生育意愿δ关于教育时间投入vt求导得到:

(11)

在其他条件不变的情况下,生育意愿关于教育经济投入和时间投入的导数均为负,表明家庭效应最大化条件下,生育意愿和家庭教育投入之间存在负相关关系。理论模型表明如果将孩子视为正常消费品,在家庭教育投入增加的情况下,生育意愿将会降低。据此,本文提出假说1:教育经济投入和教育时间投入均显著抑制了生育意愿。

所有个体同质性假设在现实中不成立,因此当其他条件发生改变时,比如个体性别、收入、城乡属性、教育阶段等存在差异,生育意愿关于教育经济投入和时间投入的导数虽然为负,但可能程度不同。据此,本文提出假说2:教育经济投入和教育时间投入对生育意愿的影响存在异质性。

教育是促进社会阶层合理流动的阶梯,家长普遍具有加大家庭教育投入的强烈动机来实现阶层的向上流动(吴玲萍等,2018)。相较于上一代,家长自身已经实现的阶层向上流动会给家长带来一种积极的心理预期,如“对子女未来充满信心”“下一代能够实现阶层向上流动”等,因此能够减弱对生育意愿的抑制作用。据此,本文提出假说3:代际社会流动能够减弱教育经济投入对生育意愿的不利影响。

3 数据与方法

3.1 数据来源

本文所使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)实施的2018年中国家庭追踪调查(CFPS)。本文选用CFPS数据主要基于以下三点理由:(1)CFPS记录了受访者对子女教育支出的明细,以及与子女的互动情况,这为本文从经济投入和时间投入两个方面区分家庭教育投入提供了数据来源;(2)CFPS记录了受访者及其家庭成员的职业情况、受教育水平等特征,这使本文从职业阶层的视角评估代际社会流动性成为可能;(3)CFPS记录了受访者的主观态度和社会活动,这为测度生育意愿提供依据。

基于本文研究需要,对数据进行如下处理:(1)由于子女的教育支出明细和父母子女的互动情况存在于少儿父母代答问卷中,家庭收入存在于家庭经济问卷中,个人生育意愿等特征变量存在于成人自答问卷中,因此本文利用2018年家庭样本编码(fid18)先将CFPS少儿父母代答问卷与家庭问卷匹配处理,再利用成人问卷中的2018年个人编码(pid)将家庭问卷和成人自答问卷匹配处理。(2)本文研究的被解释变量是生育意愿,参考李勇辉等(2021)的做法,考虑到多数人超过60周岁不再生育,因此将60岁以上样本删除;同时,考虑到我国现行法定结婚年龄(男满22周岁,女满20周岁),以及女性育龄期(15-49周岁)的限制,选取男性年龄介于22-60周岁,女性年龄介于20-49周岁的育龄人群样本。(3)本文将涉及核心解释变量和被解释变量的问题回答中存在“不适用/不知道/拒绝回答”的样本删除。最终,本文共获得7223个有效样本。在最终样本中,按照性别分类,男性占比为51.74%。按照城乡分类,城镇占比49.36%。按照地区分类,东部地区占比39.18%,中部地区占比31.37%,西部地区占比29.45%。按照受教育年限分类,文盲/半文盲/未上过学/小学未毕业占比10.80%,小学占比18.83%,初中占比37.56%,高中/中专/技校/职高占比17.00%,大专占比8.79%,大学占比6.58%,硕士占比0.42%,博士占比0.03%。按照家庭现有孩子数量分类,一孩家庭占比51.16%,二孩家庭占比37.44%,三孩及以上家庭占比11.40%。按照子女所处教育阶段分类,学前教育阶段占比34.80%,初等教育阶段占比43.84%,初级中等教育阶段占比20.11%,高级中等教育阶段占比1.26%。总的来看,样本分布较为均衡。

3.2 变量定义

本文被解释变量生育意愿(kidwill)选取2018年CFPS成人自答问卷中受访者对于“您认为自己有几个孩子比较理想”的回答来测度。

本文核心解释变量是家庭教育投入。家庭教育投入是一个包含了多重面向的概念,既包含了教育支出、物质投入等货币性资源,也包含了教育观念、抚养时间与精力付出等非货币资源(刘保中,2017)。据此,本文将家庭教育投入分为家庭教育经济投入和家庭教育时间投入两个方面。教育经济投入(lneduexp)以家庭对每个孩子的平均教育总支出测度,选取2018年CFPS少儿父母代答问卷中受访者对于“过去12个月您家为‘子女姓名’支付的教育总支出”的回答,取值自然对数后纳入回归模型中。教育时间投入(edutime)以家庭对每个孩子的平均每周辅导作业时长测度,选取2018年CFPS少儿父母代答问卷中受访者对于“‘家庭成员姓名’平均每周花几个小时辅导‘子女姓名’做作业”的回答来度量。

本文调节变量是代际社会流动(iseimob),即子代相较于父代而言呈现出的社会流动状况。参考何明帅和于淼(2017)的做法,本文以国际社会经济地位指数(International Socio-Economic Index,简称ISEI)为基础构建代际社会流动指标。ISEI是对职业地位定距层次的测量,能够在单一维度量化不同职业的地位高低,是取值为16-90的连续变量。社会经济地位越高的职业,其ISEI越高。CFPS2018成人自答问卷调查了受访者本人现在从事的职业,并将其转化为ISEI,通过2018年CFPS家庭关系问卷中的父亲编码(pid_a_f)将受访者与其父亲匹配,计算出子代和父代之间的ISEI差值,以此测度代际社会流动。若iseimob为正,表明发生了向上的代际社会流动。

影响生育意愿的控制变量包括性别(gender)、年龄(age)、城乡性质(rural)、受教育年限(eduyear)、健康状况(health)、医疗保险(medinsurance)、养老保险(ageinsurance)、家庭年收入(lnfinc)、婚姻状况(marriage)。具体来看:若受访者为男性,赋值为1,女性赋值为0。受访者年龄由被调查年份减去被采访者出生年份计算得到。城乡性质是基于国家统计局资料的城乡分类由家庭现居住地决定,农村赋值为1,城镇赋值为0。受教育年限是根据我国现有教育学制,对问卷中最高学历问题的回答进行赋值,将文盲/半文盲/未上过学/小学未毕业赋值为0,小学赋值为6,初中赋值为9,高中/中专/技校/职高赋值为12,大专赋值为15,大学赋值为16,硕士赋值为19,博士赋值为22。根据受访者对自身健康状况的回答,将健康状况从“不健康”“一般”“比较健康”“很健康”到“非常健康”赋值为1～5。若受访者参保“公费医疗”“城镇职工医疗保险”“城镇居民医疗保险”“补充医疗保险”“新型农村合作医疗”任何一项,将医疗保险赋值为1,否则赋值为0。若受访者参与“机关事业单位离退休金”“基本养老保险”“企业补充养老保险”“商业养老保险”“农村养老保险”“新型农村社会养老保险”“城镇居民养老保险”任何一项,将养老保险赋值为1,否则赋值为0。家庭年收入依据家庭问卷中“过去12个月,家庭总收入”的回答,取值自然对数后纳入回归模型中。若被访者在婚(有配偶),将婚姻状况赋值为1,否则赋值为0。样本的描述性统计见表1。

表1 变量含义和描述性统计

3.3 计量模型设定

为考察家庭教育投入对生育意愿的影响,本文构建如下基本模型:

kidwilli=α0+α1lneduexpi+α2edutimei+Ctrli+εi

(12)

其中,kidwilli为居民i的生育意愿情况;lneduexpi、edutimei分别代表居民i所在家庭对子女的教育经济投入和时间投入;α1和α2是本文关心的系数,分别代表教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响;Ctrli代表控制变量;εi是随机扰动项。

考虑本文被解释变量生育意愿是取值非负整数的计数数据,本文还采用了泊松回归模型。假设观测值yi来自参数为λi泊松分布,那么被解释变量生育意愿Yi的条件密度具有如下函数形式:

(13)

其中,λi=E(Yi│x1,x2,x3,…,xn),xi(i=1,2,3,…,n)为影响生育意愿的因素,具体包括:

lnλi=β0+β1lneduexpi+β2edutimei+Ctrli+εi

(14)

本文实证分析策略是:首先,利用全样本进行OLS和Poisson回归,初步检验教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响;其次,采用工具变量法解决基准回归中可能存在的内生性问题;再次,通过替换核心解释变量、被解释变量以及计量方法重新对全样本进行回归,检验假说1的稳健性。进一步的异质性分析中,本文分别以性别、收入、城乡、子女教育阶段为标准对全样本进行分组,分别检验在不同群体中,教育经济投入和时间投入对生育意愿影响的差异,以验证假说2。最后,本文根据假说3,为考察代际社会流动对家庭教育投入意愿的调节作用,在回归模型中引入了调节变量代际社会流动和教育经济投入的交乘项、代际社会流动和教育时间投入的交乘项,基准模型构建如下:

kidwilli=α0+α1lneduexpi+α2edutimei+α3iseimobi+α4lneduexpi*iseimobi

+α5edutimei*iseimobi+Ctrli+εi

(15)

其中,iseimobi为居民i的代际社会流动情况。

4 实证分析

4.1 基准回归结果

首先,本文基于全样本考察教育经济投入和时间投入对于生育意愿的影响,估计结果见表2。模型(1)和(2)是OLS估计,其中模型(1)是不包含任何控制变量的估计结果,模型(2)报告了在模型(1)基础上控制人口社会学特征变量的估计结果。被解释变量生育意愿取值为非负整数,因此考虑采用泊松回归或者负二项回归等计数模型进行参数估计。被解释变量生育意愿的均值和方差分别为2.008和0.6928,且LR检验结果显示接受原假设“不存在过度分散,应使用泊松回归”,因此模型(3)和(4)运用泊松回归进行估计。

表2 家庭教育投入对生育意愿影响的估计结果

表2的估计结果显示,模型(1)中,教育经济投入对生育意愿的回归系数是-0.0522,教育时间投入对生育意愿的回归系数是-0.0128,均且在1%的水平上显著;在控制人口社会学特征变量之后,模型(2)的估计结果为-0.0155和-0.0091,分别在5%和1%的水平上显著。模型(3)和(4)的估计结果也显示教育经济投入、时间投入均对生育意愿起着显著的负向作用,证实了假说1。从估计系数的数值来看,尽管只有-0.00788和-0.00471,但考虑到模型的解释变量教育经济投入和时间投入取值范围分别为0～11.6869和0～50,因此估计结果是具有重要现实意义的。

其他控制变量的回归结果显示,相较于女性,男性生育意愿更高,年龄和育龄人群生育意愿呈正相关关系,这与一般客观事实相符合。农村人口比城镇人口的生育意愿明显更高,这可能是因为农村人口受到传统的“多子多福”、“传宗接代”、“养老送终”生育观念的影响更重,因此更愿意生育子女。随着受教育年限的增加,育龄人群生育意愿降低,这和刘章生等(2018)研究结论一致。因为教育通过“收入-成本”渠道和“文化-认知”渠道影响生育意愿,一方面受教育程度增加提高了个体时间价值,另一方面受教育程度增加会通过“婚育观念变迁”、“社会认知偏误”和“传统文化割裂”等渠道降低了生育意愿。拥有医疗保险对生育意愿产生正向影响,这可能是因为医疗保险放松了生育预算约束,降低了生育医疗成本。而拥有养老保险对生育意愿产生负向影响,这可能是因为社会养老制度在一定程度上冲击了传统的养儿防老观念,这也和徐巧玲(2019)研究结论一致。婚姻状况提高了育龄人口生育意愿,因为在婚(有配偶)的状态使得人们拥有稳定的家庭关系,更加有条件和意愿生育子女。健康对育龄人群生育意愿的影响并不显著,这和康传坤、孙根紧(2018)研究结论一致,这是因为受健康影响更多的是生育行为而非生育意愿。家庭年收入对生育意愿的影响并不显著。为检验家庭年收入和生育意愿之间是否存在非线性关系,本文参考何明帅和于淼(2017)研究,增加家庭年收入的平方项进行回归,二次项系数仍不显著,对此后续异质性研究会做进一步分析。

4.2 内生性检验

基准回归中,教育经济投入和时间投入对育龄人群生育意愿均产生了显著的负向影响,但这是基于外生假设前提下得出的,并没有考虑到反向因果关系和遗漏变量带来的潜在内生性问题。如可能由于生育意愿增加导致的单个子女的平均家庭教育投入下降,或者存在潜在的重要变量被遗漏导致的虚假估计。

因此,本文采用工具变量法来解决上述内生性问题,选择2018年被调查者所在地所有被调查者家庭的平均教育经济投入(averaglneduexp)、平均教育时间投入(averagedutime)作为内生变量教育经济投入、时间投入的工具变量(1)由于CFPS数据没有公布被调查者地区的城市名称,因此,本文参考李勇辉等(2021)做法,使用省级层面数据作为工具变量。。一方面,从有效工具变量需要满足的相关性条件看,单个家庭的教育投入会受到周边家庭教育投入的影响。对子女未来的焦虑心理、“不能让孩子输在起跑线上”和“望子成龙”的普遍心态,引发教育投入竞赛。在周边家庭不断追加教育经济和时间投入的背景下,单个家庭或主动或被动地加入了教育投入的锦标赛。另一方面,从有效工具变量需要满足的外生性条件看,本地区家庭的平均教育投入也不会通过除了教育投入之外的因素影响个人的生育意愿,即符合外生性条件。综合以上两方面,选择被调查者所在地所有被调查者家庭的平均教育经济投入、平均教育时间投入作为工具变量满足了相关性和外生性的要求。

接着对工具变量进行检验。表3模型(5)采用2SLS回归,在第一阶段回归中,虽然教育经济投入和时间投入的Shea′s partial R-squared只有0.0703和0.0224,但是稳健的F统计量分别为256.259和63.1429(均超过10),且F统计量的p值均为0.0000,可以认为是避免了“弱工具变量”的问题。同时,针对使用2SLS会带来的“显著性水平扭曲”的问题,通过进行“名义显著性水平”为5%的Wald检验,发现其Minimum eigenvalue statistic为81.9829,大于任一临界值(3.63～7.03),即可以在所有给定可接受的“真实显著性水平”(10%～25%)上拒绝弱工具变量的原假设。至此,本文选取的工具变量不存在弱工具变量。但为了稳健检验,本文进一步采用对弱工具变量更不敏感的模型(6)有限信息最大似然法(LIML)进行估计,结果发现模型(6)和(5)系数估计值相同,这也从侧面印证了“不存在弱工具变量”。此外,还需要对工具变量进行内生性检验,Hansman检验显示Chi2(2)=201.53,p值为0.0000,在5%的显著性水平上拒绝“所有解释变量均为外生”的原假设,认为教育经济投入和时间投入是内生变量。但由于传统的Hans-man检验在异方差下的情形不成立,本文还进行了异方差稳健的DWH检验,其p值为0.0000,接受教育经济投入和时间投入是内生变量。进一步地,为防止存在异方差,本文还采用了模型(7)最优GMM和模型(8)迭代GMM进行估计,结果发现模型(7)(8)和(5)系数估计值相同,再次证明不存在异方差。

工具变量的回归结果如表3所示。从模型(5)2SLS的估计结果看,与模型(2)OLS的估计结果对比,使用工具变量后,教育经济投入、时间投入对生育意愿的系数在方向上没发生变化,且均在1%的水平上显著,但估计系数增加多倍。从模型(9)IV Poisson的估计结果看,与模型(4)Poisson的估计结果对比,使用工具变量后,教育经济投入、时间投入对生育意愿的系数在方向上也没发生变化,且均1%的水平上显著,估计系数也增加多倍。因此教育经济投入、时间投入对生育意愿起着显著的负向作用,假说1成立。

4.3 稳健性检验

为了保证研究结论的稳健性,下文将通过更换解释变量、被解释变量和计量方法等方式来进行重新估计,回归结果见表4。

表4 稳健性检验的估计结果

4.3.1 更换核心解释变量教育经济投入

基准回归中核心解释变量教育经济投入以家庭对每个孩子的平均教育总支出进行测度。进一步地,本文依据2018少儿父母代答问卷中“过去12个月,您家一共向‘子女姓名’就读的学校支付了多少元?”“过去12个月您家支付‘子女姓名’参加亲子班或课外辅导班,及请家教一共花了多少钱?”“除了交给学校、参加课外辅导班及请家教的费用外,过去12个月您家一共支付‘子女姓名’其他方面的教育费用(如文具费、教育软件及硬件费、课外活动费等)多少元?”的回答,将教育经济投入细分为学校教育支出(eduexpschool)、课外辅导费(eduexptutor)和其他教育支出(eduexpothers),以替代解释变量进行检验。

模型(10)实证结果显示,学校教育支出、课外辅导费和其他教育支出的回归系数均显著为负,证实了教育经济投入对生育意愿的负向影响具有稳健性。此外,学校教育支出、课外辅导费和其他教育支出每增加1%,导致生育意愿分别降低0.0117、0.0188和0.0149。对比三者的回归系数,发现课外辅导费对生育意愿的抑制作用最为明显。

4.3.2 更换核心解释变量教育时间投入

基准回归中核心解释变量教育时间投入以家庭对对每个孩子的平均每周辅导作业时长进行测度。本文依据2018少儿父母代答问卷中“目前,您检查这个孩子的家庭作业的频率如何?”“当看电视和孩子学习冲突时,您放弃看自己喜欢的电视节目以免影响其学习发生的频率如何?”的回答,来设置变量检查作业频率(checkhomeworkfreq)和放弃看电视频率(notvfreq)。回答对从不、很少(每月1次)、偶尔(每周1次)、经常(每周2-4次)和很经常(每周5-7次)赋值1～5。

模型(11)和(12)分别以检查作业频率(checkhomeworkfreq)和放弃看电视频率(notvfreq)替代解释变量教育时间投入进行检验,回归系数均显著为负,证实了教育时间投入对生育意愿的负向影响具有稳健性。

4.3.3 更换被解释变量和计量方法

我国从2016年1月1日起实施全面两孩政策,为提高研究的现实意义和保证结论的稳健性,本文进一步构建“二孩”生育意愿变量(seckidwill)。参考刘章生等(2013)的处理方法,将生育意愿大于等于2个的样本认定为具有“二孩”生育意愿,赋值为1;小于2个的认定为没有“二孩”生育意愿,赋值为0。

模型(13)和(14)是教育经济投入和时间投入对“二孩”生育意愿(seckidwill)的估计结果。由于“二孩”生育意愿是典型的二分类变量,因此模型(13)采用Probit模型进行估计,结果显示教育经济投入和时间投入对“二孩”生育意愿的估计系数分别是-0.0787和-0.0158,均在1%的水平上显著。模型(14)采用IV Probit两步法进行估计,对外生性原假设“H0:ρ=0”的Wald检验结果,其p值为0.0000,故可在1%的显著性水平上认为教育经济投入和时间投入为内生变量。此外,第一步的回归结果显示,工具变量(被调查者所在地所有被调查者家庭的平均教育经济投入和平均教育时间投入)对内生变量具有较强的解释力。模型(14)也证实了教育经济投入和时间投入对“二孩”生育意愿的负向影响。综合上述分析结果,可以发现,不论对生育意愿,还是“二孩”生育意愿,家庭教育投入对其均存在显著的负向影响。这在一定程度上从家庭教育投入角度解释了“全面二孩政策”没能获得预期效果。

5 异质性分析与调节效应检验

上文结果表明,教育经济投入和时间投入均显著抑制了育龄人群生育意愿,但是由于个体特征差异,抑制程度存在区别。对此,本部分从性别、收入、城乡、子女受教育阶段、实际生育数量等方面考察教育经济投入和时间投入对育龄人群生育意愿的异质性影响。此外,本部分还进一步检验了代际社会流动对家庭教育投入意愿影响的调节作用。

5.1 家庭教育投入影响生育意愿的性别差异

在传统性别文化中,家庭中男女分工不同,因此本文首先探讨家庭教育投入与生育意愿的关系在性别上的差异性。表5第(1)(2)回归结果显示,相较于女性群体,教育经济投入使得男性生育意愿显著下降了0.00874,而对女性生育意愿的影响并不显著。这可能是因为在传统的性别文化中,男性承担赚钱养家糊口的责任,教育经济投入的增长对男性造成更大的经济压力。教育时间投入对男女生育意愿的抑制效应均在1%的水平上显著为负,且对男性的负向影响更大。这可能是因为在传统的性别文化中,男性每多辅导孩子一小时作业的时间成本高于女性,这也进一步佐证了已有研究一般认为的女性在孩子生育、抚养和教育阶段要付出的时间和精力更多(徐巧玲,2019)。

表5 按性别、收入划分的分样本回归结果

5.2 家庭教育投入影响生育意愿的贫富差异

为进一步探讨不同收入群体的教育经济投入和时间投入与生育意愿的关系,本文参照何明帅和于淼(2017)的做法,将总样本按照家庭总收入划分为低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭,分别占比40%、40%和20%。这一比例设定沿用2017年《社会蓝皮书》对收入群体分类的划分标准。三组家庭的回归结果见表5第(3)(4)(5)列。

回归结果显示,教育经济投入使得低收入群体生育意愿显著降低了0.0142,对中等收入群体和高收入群体虽然产生了负向影响但并不显著。这可能是因为对低收入群体而言,教育经济投入占家庭支出比重更大,影响了生活其他方面的正常支出,因此不愿意生育;而对于中高收入群体,虽然教育经济投入增加,但是占总支出比例相对不高,至少不会对生活其他方面造成明显影响,因此对生育意愿的影响并不显著。回归结果还显示,教育时间投入对三类群体生育意愿的抑制效应均在1%的水平上显著为负,且对低收入群体的抑制效应大于高收入群体,大于中等收入群体。这可能是因为对低收入群体而言,虽然时间代表的金钱价值在三组群体中最低,但却更需要把时间花在维持生活所必须的生计上,因此教育时间投入对生育意愿的负向影响最大;相较于中等收入群体,高收入群体单位时间所代表的金钱价值更高,因此教育时间投入对生育意愿的负向影响大于中等收入群体。此外,观察三组群体家庭年收入和生育意愿的关系发现,只有低收入群体的家庭年收入和生育意愿呈显著的负相关关系,中等和高等收入群体家庭年收入和生育意愿的关系均不显著,且影响系数符号相反,因此总体看来家庭年收入对生育意愿的影响并不显著,这可能对基准回归中系数不显著的原因作出部分解释。

5.3 家庭教育投入影响生育意愿的城乡差异

一直以来,我国城乡生育观的差异是客观存在的,本部分进一步探讨家庭教育投入与生育意愿的关系在城乡上的差异性。表6第(1)(2)回归结果显示,相较于农村人口,教育经济投入使得城市人口生育意愿显著下降了0.00973,而对农村人口生育意愿的影响并不显著。这可能是因为出于家长对子女未来的焦虑心理,处在任意学习阶段的城市孩子都面临着形式多样的亲子班、兴趣班、辅导班等,极大增加了城市家庭的校外教育支出,提高了城市家庭教育经济投入以及抚养孩子成本,降低城市育龄人口生育意愿。而对农村孩子而言,尤其是处在义务教育阶段的孩子,家庭教育支出相对较少,因此教育经济投入不会对农村地区育龄人口的生育意愿产生明显影响。教育时间投入对城乡育龄人口生育意愿的抑制效应均在1%的水平上显著为负,这说明教育时间投入显著增加了城乡育龄人口抚养子女的机会成本,降低了生育意愿。

表6 按城乡、子女受教育阶段划分的分样本回归结果

5.4 家庭教育投入影响生育意愿的教育阶段差异

在不同教育阶段,家庭教育投入的形式和重点存在较大差别,据此本部分探讨家庭教育投入与生育意愿的关系在不同教育阶段时的差异性。本文依据2018年CFPS少儿父母代答问卷中上学确认部分受访者对于“‘子女姓名’目前上哪个阶段”的回答进行分组,将托儿所/幼儿园/学前班归为学前教育阶段(stagepreschool),小学归为初等教育阶段(stage- primary),初中归为初级中等教育阶段(stagejuniorhigh),高中/中专/技校/职高归为高级中等教育阶段(stageseniorhigh)(2)由于2018年少儿父母代答问卷仅针对子女年龄介于0-15岁,因此回答中不存在大专、大学本科及以上学历。由于部分家庭存在多个处在不同教育阶段的子女,成人可能被重复分组,因此四个教育阶段样本加总大于原有成人样本数,但重复计算的部分占比较少,因此不影响回归结果的稳健性。。

表6第(3)-(6)列回归结果显示,只有学前教育阶段的教育经济投入显著抑制了生育意愿,这可能是因为当下学前教育“入园难”“入园贵”问题日益突出,给家庭带来较大经济压力,降低了生育意愿;而小学和初中属于义务教育阶段,公立高中的学费相对低廉,因此不会对家庭构成经济压力,从而对生育意愿的影响并不显著。小学和初中阶段的教育时间投入显著抑制了生育意愿,这可能是因为出于对孩子未来的期盼和“小升初”、中考的客观升学压力,教育时间投入必然增加,这客观上增加了生育抚养成本,降低了生育意愿。

5.5 家庭教育投入影响生育意愿的实际生育数量差异

家庭教育投入对实际生育数量不同的群体生育意愿的影响可能存在差异,本部分按照家庭子女数量将总样本分为一孩家庭(childnum1),二孩家庭(childnum2),以及三孩及以上家庭(childnum3)。分样本统计分析发现,一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭教育经济投入均值分别为8.02、8.12和8.33;家庭教育时间投入均值分别为4.49、3.64和2.80;生育意愿均值分别为1.83、2.07和2.58。可见,一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭在单个孩子上的经济投入和时间投入上确实存在显著差异。表7第(1)-(3)列分别是一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭教育经济投入和时间投入对生育意愿(kidwill)的估计结果。

表7 按家庭子女数量划分的分样本回归结果

回归结果显示,对于一孩家庭,教育经济投入和时间投入均显著抑制了生育意愿。进一步,为分析家庭教育投入对生育意愿的边际影响,表7第(4)列将被解释变量更换为一孩家庭的二孩生育意愿(seckidwill)。结果表明结论具有稳健性,且教育经济投入和时间投入对一孩家庭的二孩生育意愿的抑制作用更强。对于二孩家庭,教育经济投入对生育意愿的影响并不显著,这可能是因为二孩家庭的物质学习资料可以共享,在一定程度上降低了家庭教育经济投入的边际成本。教育时间投入仍然显著抑制了生育意愿,但其系数绝对值低于一孩家庭,这可能是因为一孩在一定程度上分担了家长对二孩的教育时间投入。表7第(5)列将被解释变量更换为二孩家庭的三孩生育意愿(thirdkidwill),结果显示教育经济投入和时间投入对二孩家庭的三孩生育意愿的影响均不显著。对于三孩及以上家庭,教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响均不显著。这可能是因为其个人生育意愿较为强烈,不会受到家庭教育投入等因素的影响。

5.6 代际社会流动对家庭教育投入意愿的调节作用

本部分检验了代际社会流动对家庭教育投入意愿的调节作用。通过加入调节变量代际社会流动(iseimob)、代际社会流动和教育经济投入的交乘项(iseimobexp)、以及代际社会流动和教育时间投入的交乘项(iseimobtime),参考基准回归方法分别运用OLS和Poisson进行回归,结果如表8所示。模型(1)和(2)是OLS估计,模型(3)和(4)是泊松估计,其中模型(1)(3)是不包含任何控制变量的估计结果,模型(2)(4)报告了包含人口社会学特征控制变量的估计结果。

表8 代际社会流动对生育意愿的调节作用

结果显示,教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响均显著为负,这和之前的回归结果相符合。调节变量代际社会流动对育龄人群生育意愿影响显著为负。这可能是因为根据毛细血管理论,代际社会流动高的群体因为追求个人发展不愿意生育,由此带来的心理压力进一步降低了生育意愿。代际社会流动和教育经济投入的交乘项对育龄人群生育意愿影响显著为正,代际社会流动和教育时间投入的交乘项对育龄人群生育意愿影响为正,但不显著。考虑到加入交乘项后,育龄人群相较于父辈而言,自身已经实现的阶层向上流动会形成一种积极的心理预期和对子女未来的信心,减弱了家庭教育投入对生育意愿的不利影响。然而这种减弱作用可能只是源自阶层向上流动后带来的预算约束的放松,对任何个体而言,时间都是有限的且不会发生变化,因此代际社会流动和教育时间投入的交乘项对育龄人群生育意愿不显著。

6 结论与政策建议

本文将家庭教育投入划分为教育经济投入和教育时间投入,构建了包含家庭生育决策的扩展OLG模型,利用2018年中国家庭追踪调查(CFPS)数据实证检验教育经济投入和时间投入对生育意愿的影响和调节效应。

研究发现,第一,教育经济投入和教育时间投入均显著抑制了生育意愿。在教育经济投入中,相较于学校教育支出和其他教育支出,课外辅导费对生育意愿的抑制作用最为明显。本文运用2018年的数据进一步证实家庭教育投入对“二孩”生育意愿存在显著的负向影响,在一定程度上对“全面二孩政策”未达预期作出解释。第二,教育经济投入和教育时间投入对生育意愿的影响存在异质性。将育龄人群按个人特征分类,教育经济投入对男性群体、低收入群体、城市群体和子女处于托幼等学前教育阶段群体的生育意愿有显著的抑制作用;教育时间投入对男女、城乡、不同收入群体,以及子女处于小学和初中阶段群体的生育意愿均产生了显著的负向影响。第三,代际社会流动能够减弱教育经济投入对生育意愿的不利影响,但不能减弱教育时间投入对生育意愿的不利影响。

上述发现的政策启示是,国家要从教育经济支持和教育时间支持两个方面降低家庭教育投入成本,提升生育意愿。这实际上为已经出台的《中共中央国务院关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》提供政策依据。《决定》实施三孩生育政策及配套支持措施,在降低教育成本方面,提出要推进教育公平与增加优质教育资源供给。具体来看,首先,本文研究发现教育经济投入对生育意愿的抑制作用明显,为缓解“学区房”“择校费”给家庭带来的巨大经济压力,《决定》提出推进义务教育优质均衡发展和城乡一体化,有效解决“择校热”难题。其次,本文研究发现教育时间投入对生育意愿的抑制作用明显,《决定》提出适当延长在幼儿园时长或提供托管服务;同时依托学校教育资源,以公益普惠为原则,全面开展课后文体活动、社会实践项目和托管服务,推动放学时间与父母下班时间衔接。再次,本文研究发现教育经济投入中,课外辅导费对生育意愿的抑制作用最为明显,《决定》提出严格规范校外培训,将学生参加课外培训频次、费用等情况纳入教育督导体系。最后,本文研究发现教育经济投入对子女处于托幼等学前教育阶段群体的生育意愿抑制作用明显,《决定》提出推进城镇小区配套幼儿园治理,持续提升普惠性幼儿园覆盖率。

除了已经出台的三孩生育配套支持措施外,根据本文研究结论,还有如下建议:首先,本文研究发现教育经济投入对低收入家庭的生育意愿抑制作用明显,据此建议将教育财政支出以生育补贴的方式进入低收入家庭生育决策过程中,扩大义务教育范围,尤其是增加对学前教育的覆盖范围。其次,本文研究发现教育时间投入对子女处于小学和初中阶段群体的生育意愿抑制作用明显,对子女处于学前教育阶段和高中阶段群体的生育意愿抑制作用不显著,据此建议延长义务教育时间,从9年向后延伸到12年,减轻小升初、中考给家长带来的巨大心理压力。最后,本文研究发现代际社会流动能够减弱教育经济投入对生育意愿的不利影响,据此建议推进教育公平,增强个体的社会流动能力,同时通过公共政策配套,创造促进社会阶层良性流动的外部环境,阻断社会阶层流动的路径依赖,提升育龄人群生育意愿。