農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工與子女教育期望*——基于2010年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

葉靜怡 張 睿 王 瓊

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農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工與子女教育期望*——基于2010年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

葉靜怡1張 睿2王 瓊3

（1. 北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100871）（2. 中國保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會(huì) 北京100033）（3. 中國社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所 北京100836）

農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的社會(huì)經(jīng)歷所引起的對(duì)子女教育期望的提升，可能是近年來農(nóng)村地區(qū)教育入學(xué)率和畢業(yè)率上升的一個(gè)微觀原因。本文使用2010年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工行為對(duì)子女教育期望的因果效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)：（1）進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民家庭期望子女完成高等教育的概率比非進(jìn)城家庭高出12.13%；（2）收入水平尤其是父親收入水平提高是農(nóng)民家庭進(jìn)城務(wù)工改變子女教育期望的一個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制；（3）父母進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的提升作用在西部地區(qū)最大，東部次之，而中部不顯著；（4）低收入組的進(jìn)城務(wù)工行為對(duì)子女教育期望影響最大，農(nóng)民家庭與農(nóng)民工家庭對(duì)子女教育期望的差距隨收入提高而縮小。創(chuàng)造條件讓進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民融入城市社會(huì)、保障他們的合法收益，將有利于農(nóng)民家庭教育觀念的提升。

農(nóng)民家庭 進(jìn)城務(wù)工 子女教育期望 收入水平

一、問題的提出

人力資本積累是經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉（Schultz，1993），是我國創(chuàng)新型國家建設(shè)的基礎(chǔ)性條件。一國的人力資本積累，既在宏觀層面上依賴政府的公共教育投入規(guī)模、教育協(xié)調(diào)和管理能力，還在微觀層面上依賴家庭對(duì)子女形成積極的教育期望。持續(xù)的私人教育投資激勵(lì)和能力，將與人力資本積累的宏觀管理形成協(xié)同效應(yīng)，提高整個(gè)國家的人力資本積累水平。近年來，我國農(nóng)村地區(qū)各級(jí)教育入學(xué)率和畢業(yè)率不斷上升，這一可喜變化毫無疑問與政府近十年來不斷增加公共教育投資，尤其是農(nóng)村地區(qū)的義務(wù)教育投資密不可分，①而大規(guī)模農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工對(duì)農(nóng)民家庭教育理念和教育期望產(chǎn)生的沖擊和影響，以及人力資本投資能力的提升，很可能與宏觀教育政策形成了互補(bǔ)效應(yīng)。

一些研究指出，城市家庭對(duì)子女的教育期望和教育投資比農(nóng)村家庭高，這種城鄉(xiāng)差距主要是由不同的文化和傳統(tǒng)引起（沈亞芳等，2013）。農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工后，在城市工作和生活環(huán)境的熏陶下可能逐漸改變其教育理念，更認(rèn)同知識(shí)的重要性，更加重視對(duì)子女的教育，這種思想觀念上的改變，很可能促使父母在子女教育投資上表現(xiàn)出更積極的態(tài)度（肖富群，2011；谷宏偉和楊秋平，2013）。另一些研究指出農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工經(jīng)歷可能對(duì)其子女教育預(yù)期產(chǎn)生負(fù)面影響，這些負(fù)面影響來自我國勞動(dòng)力市場(chǎng)的二元性、戶籍歧視、大學(xué)生找工作難、農(nóng)民工與大學(xué)畢業(yè)生工資收入非常接近等（姚先國和黃志嶺，2008；吳克明和王平杰，2010）。上述定性分析得到的兩種可能性需要得到定量分析的檢驗(yàn)和支持：農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工行為對(duì)農(nóng)村家庭的子女教育期望產(chǎn)生的總體影響是積極的還是消極的？本文基于2010年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，簡稱CFPS）數(shù)據(jù)，在國內(nèi)文獻(xiàn)中首次對(duì)這一問題進(jìn)行了回答。研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民家庭期望子女完成高等教育的概率，比非進(jìn)城家庭高出12.13%，證明農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工行為對(duì)農(nóng)村家庭的子女教育期望的總體影響是積極的。此外，進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民家庭在城市獲得的較高收入在改善其家庭教育投資能力的同時(shí)，也有利于其對(duì)子女教育期望的提高。本研究從人力資本投資和積累的微觀視角，對(duì)我國工業(yè)化和城市化進(jìn)程中大規(guī)模農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工所產(chǎn)生的深遠(yuǎn)影響提供了一種理解。

本文以下部分的安排是：第二部分是文獻(xiàn)評(píng)述與待檢驗(yàn)假設(shè)的提出，第三部分是數(shù)據(jù)、變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)，第四部分是實(shí)證分析，最后是結(jié)論和進(jìn)一步討論。

二、文獻(xiàn)綜述

孩子接受多少和什么樣的教育，在一定程度上受到其父母對(duì)子女教育期望的影響。積極的期望可能會(huì)產(chǎn)生積極努力的心態(tài)，從而獲得良好的績效（Oettingen，2000；Oettingen等，2002）。如果父母認(rèn)為接受教育可以增長人的知識(shí)、技巧、才干和理解力，并可在將來獲得更高的收入回報(bào)和社會(huì)地位，那么他們就可能對(duì)子女報(bào)以較高的教育期望，可能更愿意為子女教育進(jìn)行儲(chǔ)蓄和投資，讓自己的孩子在完成義務(wù)教育后繼續(xù)接受更高階段的學(xué)習(xí)。反之，如果父母認(rèn)為讀書多了并沒有太多用處，他們就可能傾向于讓自己的子女完成義務(wù)教育階段后就參加工作。

期望形成是以過去經(jīng)驗(yàn)和現(xiàn)實(shí)條件為基礎(chǔ)，對(duì)某種結(jié)果出現(xiàn)的可能性形成的一種信念（Oettingen，2000；Oettinge等，2002），依據(jù)這一定義，父母對(duì)子女教育的期望可以理解為是其基于經(jīng)驗(yàn)所形成的主觀認(rèn)知和現(xiàn)實(shí)條件，對(duì)子女接受教育后可實(shí)現(xiàn)的某種結(jié)果的信念和愿望。父母的主觀認(rèn)知主要受到自身受教育程度、社會(huì)經(jīng)歷的影響；收入等家庭狀況則是最為重要的現(xiàn)實(shí)條件。

（一）農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工與子女教育期望

已有理論和實(shí)證文獻(xiàn)探討了父母受教育程度對(duì)其主觀認(rèn)知及其子女教育期望的影響（Cynthia，2006；Stephanie，2006；王甫勤，2014），但國內(nèi)尚無經(jīng)驗(yàn)研究關(guān)注父母社會(huì)經(jīng)歷的巨大變化，是否會(huì)改變他們?cè)缙谛纬傻淖优逃谕?。我國近三十多年來勞?dòng)力大規(guī)模從農(nóng)村進(jìn)入城市就業(yè)和居住，為觀察和研究這一問題提供了一個(gè)自然對(duì)象——農(nóng)民工群體。

農(nóng)民工出生在農(nóng)民家庭，大都在農(nóng)村環(huán)境中度過他們的青少年時(shí)期，結(jié)束學(xué)校教育后或者直接離開農(nóng)村進(jìn)入城市工作，或者在農(nóng)村務(wù)農(nóng)一段時(shí)間后再進(jìn)城務(wù)工。由于我國現(xiàn)階段城鄉(xiāng)生活環(huán)境仍然存在較大的差異，進(jìn)城務(wù)工后農(nóng)民的思想觀念、行為模式、生活方式、經(jīng)濟(jì)收入、社會(huì)參與等方面均逐漸受到城市生活的沖擊和影響（文軍，2004）。他們不僅在教育觀念上可能受到城市居民的影響（許傳新，2012），更加認(rèn)同家庭教育的重要性，與子女之間的交流和溝通也變得更加頻繁（紀(jì)韶和李舒丹，2010），而且在現(xiàn)代化程度更高的制造業(yè)和服務(wù)業(yè)工作的經(jīng)歷和在人文科技環(huán)境更好的城市生活經(jīng)歷，有可能豐富和提升他們對(duì)知識(shí)重要性和教育價(jià)值的認(rèn)知，從而提高其對(duì)子女教育的期望，并更為重視子女的教育和愿意為子女接受更高程度教育提供經(jīng)濟(jì)上的支持（鐘一彪和李娜娜，2009）。

但城市工作經(jīng)歷和生活經(jīng)歷還可能對(duì)農(nóng)民工的子女教育預(yù)期形成一些負(fù)面影響。一方面，我國基于戶籍制度的勞動(dòng)力市場(chǎng)二元性還沒有完全消失，城市戶籍職工與外來農(nóng)民工之間同工不同酬的現(xiàn)象仍然存在。一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工中具有初中學(xué)歷的人群受到的戶籍歧視的程度最低，具有高中學(xué)歷人群的受歧視程度相對(duì)最高（45.9%），具有大學(xué)學(xué)歷人群的受歧視程度居中（29.5%）（姚先國和黃志嶺，2008）。另一方面，由于近年來我國低技能勞動(dòng)力供求關(guān)系發(fā)生變動(dòng)，“民工荒”彰顯出簡單勞動(dòng)力的供給不足，并由此帶動(dòng)了工資水平的上升，而剛畢業(yè)進(jìn)入人才市場(chǎng)的大學(xué)生缺乏工作經(jīng)驗(yàn)，且高校擴(kuò)招使大學(xué)生人數(shù)迅速增長，導(dǎo)致農(nóng)民工與大學(xué)畢業(yè)生工資收入非常接近（吳克明和王平杰，2010）。農(nóng)民工的教育投資因戶籍歧視的存在和勞動(dòng)力市場(chǎng)的結(jié)構(gòu)失衡而不能獲得相應(yīng)收入回報(bào)，有可能對(duì)農(nóng)民工子女的教育期望產(chǎn)生消極影響。理論上，進(jìn)城務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育期望的正向影響可能比負(fù)面影響更多些，因?yàn)槿肆Y本與收入水平之間存在正向關(guān)聯(lián)（張車偉，2006），而且城市地區(qū)的教育回報(bào)率比農(nóng)村地區(qū)更高（張興祥，2012），實(shí)踐上是否具有這種效果，還需要通過經(jīng)驗(yàn)研究加以檢驗(yàn)。

（二）收入水平與子女教育期望

收入等經(jīng)濟(jì)狀況制約著父母對(duì)子女的教育期望。家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，父母就越可能為子女提供充裕的教育投資，從而可能形成對(duì)子女更高的教育期望（Alessandra和Barban，2012）。農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的直接驅(qū)動(dòng)力量是獲得更高收入，他們?cè)诔鞘懈餍懈鳂I(yè)的務(wù)工收入較之在農(nóng)村的務(wù)農(nóng)收入都有不同程度的上升（韓靚和原新，2009）。這一點(diǎn)也得到了2014年對(duì)北京市進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)的支持，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，該群體月收入的平均水平約為4285元，而其在老家所能獲得的月收入的平均水平僅約為2011元。①農(nóng)民工對(duì)子女的教育期望，有可能通過進(jìn)城務(wù)工后收入水平的上升而提高。

綜上，在我國仍然存在較大城鄉(xiāng)差別，工業(yè)化、城市化正在大規(guī)模推進(jìn)的歷史背景下，進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民的社會(huì)經(jīng)歷發(fā)生著巨大變化，收入水平和經(jīng)濟(jì)地位獲得提升，這有可能對(duì)他們的教育理念和對(duì)子女的教育期望產(chǎn)生正向影響。而城市勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)失衡對(duì)教育回報(bào)的負(fù)面影響，則可能不利于進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民家庭教育期望的提升。由此，我們得到了本文待檢驗(yàn)的兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)民家庭父母進(jìn)城務(wù)工提高了該家庭對(duì)子女的教育期望。

假設(shè)2：收入提高是進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民提高子女教育期望的一個(gè)重要途徑。

三、數(shù)據(jù)、變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用CFPS數(shù)據(jù)檢驗(yàn)上述假說。該數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）組織的一項(xiàng)全國性社會(huì)跟蹤調(diào)查，該調(diào)查從2010年開始實(shí)施，樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，調(diào)查對(duì)象包含樣本家戶中的全部家庭成員。我們使用的是2010年完成的第一次正式訪問數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)庫中記錄了每個(gè)受訪者的個(gè)人ID以及家庭成員之間的相互關(guān)系。本文以少兒數(shù)據(jù)庫中的子女ID為線索，根據(jù)家庭關(guān)系數(shù)據(jù)庫中對(duì)家庭成員間關(guān)系的界定，識(shí)別每個(gè)子女的父母ID。之后將成人數(shù)據(jù)庫相應(yīng)樣本包含的數(shù)據(jù)，按照父親和母親的ID依次匹配到少兒數(shù)據(jù)庫中，使少兒數(shù)據(jù)庫中每一條子女樣本均包含其父母的完整信息。家庭關(guān)系庫中家庭成員間關(guān)系的準(zhǔn)確界定，保證了不同數(shù)據(jù)庫之間數(shù)據(jù)整理的可靠性。經(jīng)整理共得到1185個(gè)包含父母信息的有效少兒樣本。

本文研究農(nóng)民家庭外出打工對(duì)其子女教育期望的影響，其中的因變量是子女教育期望。CFPS問卷中識(shí)別被訪者子女教育期望的相關(guān)問題是少兒問卷中的家長代答問題D2“您希望孩子念書最高念完哪一程度”，①要求被訪者在小學(xué)到博士各就學(xué)階段以及不必念書等選項(xiàng)中選擇一個(gè)。為了簡化后面的實(shí)證分析，我們對(duì)這些選項(xiàng)進(jìn)行合并，具體地，我們把子女教育期望合并為兩個(gè)階段，取值為0時(shí)表示期望子女完成高等教育以下的各階段教育，即不期望子女最終完成高等教育，取值為1時(shí)則表示期望子女最終完成高等教育。把對(duì)子女教育的期望整合為高等教育前后兩個(gè)階段的主要考慮是，首先，家庭對(duì)子女教育費(fèi)用的支出在初等、中等教育與高等教育之間有著非常大的差別。初、中等教育包含了九年義務(wù)教育，盡管三年高中的學(xué)費(fèi)由家庭支付，但與高等教育相比，這筆費(fèi)用是相對(duì)少的。因此，對(duì)子女教育期望的這種區(qū)分，可以較好地反映出農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工、家庭經(jīng)濟(jì)狀況改善對(duì)子女教育期望的影響。其次，由于接受高等教育仍然是現(xiàn)階段農(nóng)村人口改變戶籍身份、提高社會(huì)地位的重要門檻條件，因此，是否希望子女完成高等教育，可以較好地反映出農(nóng)民外出打工的社會(huì)經(jīng)歷對(duì)子女教育期望的影響。

本文關(guān)注的主要自變量是農(nóng)民家庭是否進(jìn)城務(wù)工。由于CFPS調(diào)查問卷中沒有直接相關(guān)問題，我們通過對(duì)數(shù)據(jù)的處理首先得到了農(nóng)村家庭樣本，然后得到這些家庭中父母是否進(jìn)城這一虛擬變量，其取值0表示非外出，取值1表示外出。②

表1給出了父母是否進(jìn)城打工與子女教育期望的描述性統(tǒng)計(jì)。整體上農(nóng)民家庭對(duì)子女的教育期望普遍比較高——78.31%的家庭希望子女最終完成高等教育。其中，父母進(jìn)城組期望子女最終完成高等教育的家庭比例為89.55%，而非進(jìn)城組家庭的相應(yīng)比例為75.14%。這表明農(nóng)民進(jìn)城組對(duì)子女教育期望的平均水平比非進(jìn)城組高。

表1 父母是否進(jìn)城和子女教育期望

由上述統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)自然地提出的一個(gè)問題是，進(jìn)城務(wù)工是否提高了農(nóng)民對(duì)子女的教育期望？顯然，我們并不能通過直接比較兩組家庭的子女教育期望得到這一問題的答案，因?yàn)槿绻谶M(jìn)城務(wù)工之前，進(jìn)城務(wù)工家庭就比非進(jìn)城家庭有更高的教育期望，那么兩組家庭在子女教育期望上就存在系統(tǒng)性差異，直接比較得到的兩組家庭子女教育期望的差異包含了這種樣本選擇帶來的系統(tǒng)性偏差，進(jìn)而高估進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的因果效應(yīng)，反之亦然。因此，要研究進(jìn)城務(wù)工經(jīng)歷是否改變了子女的教育期望，需要排除樣本選擇偏誤帶來的差異。

根據(jù)條件獨(dú)立假設(shè)，如果樣本選擇偏誤來自可觀測(cè)變量，則控制這些可觀測(cè)變量即可消除樣本選擇偏誤，進(jìn)而正確估計(jì)進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的因果效應(yīng)。根據(jù)子女教育期望和農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的相關(guān)理論，既影響子女教育期望又影響進(jìn)城務(wù)工決策的變量主要包括：子女是否獨(dú)生、父母受教育程度、父母基本能力、家庭是否關(guān)心子女教育、為子女教育存款和所在省份。

子女是否獨(dú)生。子女是否獨(dú)生對(duì)子女教育期望形成的影響包括兩個(gè)方面。其一，子女越多，越可能攤薄家庭中有限的教育資源，包括收入、家教、家庭環(huán)境以及與外界接觸機(jī)會(huì)等，從而降低子女教育期望（Blake，1981）。其二，在一個(gè)性別歧視較為嚴(yán)重的環(huán)境中，多子女家庭中的父母還可能將有限教育資源分配給特定子女。兄弟姐妹數(shù)量越多，教育獲得的性別不平等現(xiàn)象可能更嚴(yán)重（吳愈曉，2012），從而影響著父母對(duì)不同性別子女的教育期望。同時(shí)，家庭中未成年子女?dāng)?shù)量越多，父母照顧子女的需求增加，進(jìn)而可能對(duì)父母的進(jìn)城務(wù)工選擇產(chǎn)生一定的負(fù)面效應(yīng)。

父母的受教育程度。本文在文獻(xiàn)評(píng)述部分已經(jīng)指出，父母對(duì)子女的教育期望受到自身受教育程度的影響，兩者的正向關(guān)聯(lián)已經(jīng)被許多文獻(xiàn)所證明。同時(shí)，父母受教育程度也是農(nóng)村勞動(dòng)力是否選擇進(jìn)城務(wù)工的重要影響因素之一。受教育程度較高的個(gè)體往往更傾向于選擇進(jìn)城務(wù)工，以便在城市地區(qū)獲得更高的教育回報(bào)（王廣慧和張世偉，2008）。因此，為研究進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響，必須對(duì)父母自身的受教育程度加以控制。

父母的基本能力。基本能力較高的農(nóng)民，一方面更可能認(rèn)識(shí)到教育對(duì)個(gè)體成功的重要作用，從而對(duì)子女報(bào)以更高的教育期望；另一方面，由于信息獲取能力更強(qiáng)，他們更容易吸收新事物的積極影響，進(jìn)而提升對(duì)子女的教育期望。同時(shí)，具有較高基本能力的農(nóng)民，外出務(wù)工的收益也更高，更傾向于選擇進(jìn)城務(wù)工。結(jié)合CFPS數(shù)據(jù)，本文使用的父母基本能力的變量包括父母的智力水平和理解能力。在問卷中由采訪者對(duì)受訪者的智力水平和理解能力作出判斷，得出介于1至7之間的得分，分值越大基本能力越高。

家庭是否關(guān)心子女教育。家庭越關(guān)心子女教育，越可能對(duì)子女報(bào)以更高的教育期望。與此同時(shí)，為了讓子女獲得更好的教育，父母可能選擇進(jìn)城務(wù)工以為子女教育創(chuàng)造更好的條件。因此，本文還控制了父母對(duì)子女教育的態(tài)度這一變量。該變量通過少兒問卷中的訪問員觀察問題Z301“家庭的環(huán)境表明父母關(guān)心孩子的教育”來識(shí)別，選項(xiàng)包括十分同意、同意、中立、不同意和十分不同意，由于選擇十分同意和十分不同意的樣本很少，也為了簡化問題，本文把選項(xiàng)不同意和非常不同意整合為一項(xiàng)，同意和十分同意整合為一項(xiàng)，因而家庭是否關(guān)心子女教育分為“否”、“中立”和“是”三項(xiàng)，分別取值為0、1、2。

是否為子女教育存款。家庭開始為子女教育存款表明家庭重視子女教育，并對(duì)子女教育有較高的期望。此外，進(jìn)城務(wù)工是農(nóng)民獲得更高收入的重要途徑，因此父母可能為了獲得更多的教育資本而選擇進(jìn)城務(wù)工。子女教育存款這一變量通過少兒問卷中針對(duì)每個(gè)子女的父母代答問題D4“您是否已經(jīng)開始為孩子的教育專門存錢”來識(shí)別，選擇“是”則取值為1，“否”則取值為0。

所在省份。省份差異可能同時(shí)影響進(jìn)城務(wù)工決策和對(duì)子女的教育期望。由于我國流行高考分省命題和招生，因而各省的人口數(shù)量和考生數(shù)量等因素通過影響高考錄取率進(jìn)而影響父母對(duì)子女的教育期望。與此同時(shí)，人口數(shù)量較多的省份由于人均資源稀少和就業(yè)競(jìng)爭激烈，農(nóng)村人口獲得高收入的概率更低，進(jìn)而外出務(wù)工的概率也更高。此外，各省對(duì)知識(shí)的重視程度和對(duì)不同職業(yè)地位的看法等文化差異也會(huì)同時(shí)影響外出務(wù)工決策和對(duì)子女的教育期望。因此，控制省份虛擬變量有助于正確估計(jì)進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響。

此外，為了獲得影響子女教育期望的更豐富信息，根據(jù)相關(guān)的理論和文獻(xiàn)，本文還控制了影響子女教育期望的另外兩個(gè)因素。

一是子女性別。教育領(lǐng)域的性別歧視即“重男輕女”現(xiàn)象在我國仍然存在，在農(nóng)村家庭中尤為嚴(yán)重。吳愈曉（2012）利用2008年全國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，在教育獲得上仍存在明顯的性別差異，其中農(nóng)民的性別不平等差異要高于非農(nóng)居民。董強(qiáng)等（2007）發(fā)現(xiàn)在農(nóng)村地區(qū)，父母在子女教育期望上存在嚴(yán)重的性別歧視問題。這意味著，在其他條件不變的情況下，農(nóng)村地區(qū)父母對(duì)男性兒童可能會(huì)形成更高的教育期望。

二是子女年齡。子女年齡越小，其未來的不確定性越大，此時(shí)，父母可能并未對(duì)其形成明確的教育期望。在農(nóng)村地區(qū)尤為如此。由于農(nóng)村地區(qū)收入水平較低，教育資源也不如城市地區(qū)豐富，因而在子女年齡較小時(shí)，用于其教育投資的資源也不多。隨著子女年齡增長，其未來的不確定性下降，此時(shí)，父母對(duì)子女的教育期望將更為明確，并決定是否期待子女進(jìn)行較高水平的教育和增加子女的教育投資。

值得說明的是，子女以往的學(xué)習(xí)成績不僅可能影響父母對(duì)他們的教育期望，還可能影響父母的進(jìn)城務(wù)工決策。一方面，在其他條件不變時(shí)，子女學(xué)習(xí)成績?cè)胶茫瑢?duì)其教育的預(yù)期投資回報(bào)率可能越高，父母越可能對(duì)其抱以更高的教育期望。子女學(xué)習(xí)成績和父母對(duì)其教育期望之間存在自證預(yù)言效應(yīng)，即子女過往的學(xué)業(yè)成績影響父母對(duì)子女的教育期望，調(diào)節(jié)父母與子女之間的互動(dòng)程度，進(jìn)而對(duì)子女未來的學(xué)業(yè)成就產(chǎn)生影響（高明華，2012）。另一方面，子女教育是農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工決策中的重要考量因素之一（Lewis，1982；何雪松等，2010）。子女學(xué)習(xí)成績較好驅(qū)動(dòng)父母對(duì)其產(chǎn)生更高的教育期望，并可能驅(qū)動(dòng)父母為了實(shí)現(xiàn)這一期望和為了子女擁有更好的學(xué)習(xí)環(huán)境，而做出進(jìn)城務(wù)工決策。由于本文使用的數(shù)據(jù)中沒有子女過往學(xué)習(xí)成績方面的信息，從而無法對(duì)這一變量加以控制，進(jìn)而可能引起遺漏變量問題。如果遺漏變量確實(shí)對(duì)進(jìn)城務(wù)工和子女教育期望產(chǎn)生影響，則進(jìn)城務(wù)工變量是內(nèi)生的，其因果效應(yīng)估計(jì)也是不一致的，此時(shí)，需要考慮使用工具變量法解決內(nèi)生性問題。

主要變量的簡單描述性統(tǒng)計(jì)見表2。其中進(jìn)城組和非進(jìn)城組家庭在子女是否獨(dú)生、父親教育、母親教育、父親收入、父親智力水平、父親理解能力、母親智力水平、家庭是否關(guān)心子女教育等方面均存在顯著差異，在母親理解能力、母親收入和是否為子女教育存款方面存在一定程度的差異，但顯著性水平不高，在兒童性別和兒童年齡方面則沒有顯著性差異。

表2 主要變量描述統(tǒng)計(jì)

注：父母收入均為收入的對(duì)數(shù)形式。在父親和母親收入中分別有7個(gè)和10個(gè)樣本取值為0，在進(jìn)行對(duì)數(shù)處理時(shí)均賦值為1，避免出現(xiàn)無效值。最后1列為非進(jìn)城組和進(jìn)城組農(nóng)民各變量均值之差的T檢驗(yàn)的T值。

四、實(shí)證分析

本文使用Probit模型考察農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工行為是否會(huì)顯著地改變其對(duì)子女教育的期望，即是否期望子女最終完成高等教育。進(jìn)一步的，我們利用人均土地面積作為農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的工具變量，嘗試解決農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工可能存在的內(nèi)生性問題。在此基礎(chǔ)上，我們還使用中介效應(yīng)模型驗(yàn)證了假設(shè)2，并根據(jù)所在地區(qū)以及父母收入水平的高低將樣本分為不同的組別，考察估計(jì)結(jié)果的異質(zhì)性和穩(wěn)健性。

（一）Probit模型的估計(jì)結(jié)果

本文利用Probit模型檢驗(yàn)農(nóng)民家庭父母進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響，結(jié)果見表3第1列。根據(jù)計(jì)算，模型預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率為81.43%，這表明模型的擬合程度較好，模型的可信程度較高。

表3第1列顯示，在控制其他因素之后，進(jìn)城務(wù)工組期望子女完成高等教育的概率比非進(jìn)城組高出12.13%，并且在1%的水平上顯著，說明進(jìn)城務(wù)工行為顯著提高了對(duì)子女的教育期望，即假設(shè)1成立。

在其他控制變量中，男性、獨(dú)生子女和父母教育水平均對(duì)子女教育期望有顯著的正向影響，子女年齡對(duì)子女教育期望有負(fù)向影響。父母的基本能力則對(duì)子女教育期望沒有顯著的影響，可能是父母教育水平已經(jīng)能比較好地表現(xiàn)父母的基本能力。父母對(duì)兒子有更高的教育期望，這意味著在農(nóng)村地區(qū)，子女教育方面的性別歧視仍然較為嚴(yán)重。與父親受教育水平相比，母親的受教育水平對(duì)子女教育期望的影響更小，且顯著性水平更低。此外，更關(guān)心子女教育的家庭對(duì)子女有更高的教育期望，而是否開始為子女教育存款則在控制其他變量后對(duì)子女教育期望的影響不再顯著。

表3 進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響的Probit和IV Probit估計(jì)結(jié)果

注：（1）系數(shù)為邊際效應(yīng)。括號(hào)中數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省級(jí)虛擬變量。

（二）工具變量估計(jì)

根據(jù)前文對(duì)待檢驗(yàn)假設(shè)的論述，農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工后，一般都會(huì)獲得比在農(nóng)村務(wù)農(nóng)時(shí)更高的經(jīng)濟(jì)收入，而且可能會(huì)在新的生活和工作環(huán)境中逐漸改變?cè)瓉碓谵r(nóng)村形成的教育理念，從而提高其對(duì)子女的教育期望。但是，農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工與子女的教育期望之間可能存在兩個(gè)方面的內(nèi)生性，包括聯(lián)立性問題，即子女教育期望可能影響農(nóng)民的進(jìn)城務(wù)工決策，以及遺漏變量問題。其一，當(dāng)子女期望較高時(shí)，父母可能傾向于選擇進(jìn)城務(wù)工為子女創(chuàng)造更好的經(jīng)濟(jì)條件和獲取城市地區(qū)更豐富的教育資源。雖然農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工決策主要依賴決策時(shí)的子女教育期望，與當(dāng)前的子女教育期望并不完全重合（除非該農(nóng)民今年剛進(jìn)城務(wù)工），現(xiàn)在的子女教育期望并不是農(nóng)民過去的進(jìn)城務(wù)工決策的直接依據(jù)，但是子女教育期望存在一定的延續(xù)性，現(xiàn)在的子女教育期望可能與過去密切相關(guān)，因此子女教育期望可能與農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工決策之間存在一定程度的聯(lián)立性問題。其二，如前所述，由于數(shù)據(jù)的限制，仍然遺漏了一些既影響農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工決策，又與他們的子女教育期望的形成相關(guān)的變量，比如進(jìn)城務(wù)工前子女的學(xué)習(xí)成績等。為此，本文使用工具變量方法解決進(jìn)城務(wù)工變量可能存在的內(nèi)生性問題。

1、工具變量的選取

本文選取農(nóng)民家庭所能承包到的人均土地面積①作為農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的工具變量。

首先，人均土地面積是農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工決策過程中的重要考量因素之一。土地是農(nóng)業(yè)經(jīng)營的重要生產(chǎn)資料，在其他條件一定時(shí)，家庭人均土地面積越多，家庭成員從土地中獲得的收入就相對(duì)多，反之，人均耕地面積少，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入就相對(duì)少。由于城鄉(xiāng)預(yù)期收入差異是農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的最重要驅(qū)動(dòng)力量，人均土地面積越少、農(nóng)業(yè)人均收入水平越低的農(nóng)村家庭，可能選擇進(jìn)城務(wù)工的動(dòng)力就越強(qiáng)（Zhao，1999；陳會(huì)廣等，2012）。

其次，相對(duì)而言，人均土地面積是一個(gè)外生因素。農(nóng)民承包的土地經(jīng)營權(quán)主要依據(jù)《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》，從所在農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織（即所在村）擁有的土地中獲得，而一個(gè)村的人均土地面積主要取決于所在村的土地總面積和人口規(guī)模，不會(huì)受到農(nóng)民對(duì)子女教育期望的影響。此外，沒有理論表明承包的人均土地面積對(duì)義務(wù)教育階段子女的教育期望有直接的影響。

根據(jù)以上討論，我們認(rèn)為人均土地面積滿足作為進(jìn)城務(wù)工的工具變量需要滿足的相關(guān)性與外生性兩個(gè)條件，因此，人均土地面積可以作為外出務(wù)工的工具變量。我們也在后文的實(shí)證分析中對(duì)這兩個(gè)條件進(jìn)行了檢驗(yàn)。

2、IV Probit估計(jì)結(jié)果

考慮到進(jìn)城務(wù)工的內(nèi)生性，我們使用人均土地面積作為進(jìn)城務(wù)工的工具變量進(jìn)行估計(jì)，其IV Probit的估計(jì)結(jié)果見表3第2列。根據(jù)計(jì)算，工具變量估計(jì)的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率為73.25%，說明模型的擬合程度較好，可信度較高。

表3第2列給出了IV Probit回歸中各變量的邊際效應(yīng)。其中，在其他條件不變時(shí)，期望子女完成高等教育在進(jìn)城務(wù)工家庭中的概率比非進(jìn)城家庭高出28.62%，并且在1%的水平上顯著。與表3第1列相比，在使用工具變量后，自變量估計(jì)值的邊際效應(yīng)上升了16.49%。兒童性別和年齡以及家庭是否關(guān)心子女教育的估計(jì)結(jié)果與表3第1列一致。在控制進(jìn)城務(wù)工的內(nèi)生性以后，父母教育水平和是否獨(dú)生等變量不再顯著。

為了評(píng)估工具變量的有效性，下面我們對(duì)IV Probit回歸的一階段結(jié)果、工具變量的外生性檢驗(yàn)以及檢驗(yàn)弱工具變量的F檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，結(jié)果見表4。

表4第（1）列匯報(bào)了IV Probit回歸的第一階段結(jié)果。其中因變量為進(jìn)城務(wù)工，自變量為人均土地面積對(duì)數(shù)。結(jié)果顯示，人均土地面積對(duì)農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的影響為負(fù)，并且在1%的水平上顯著。即人均土地面積的增加，將顯著地降低農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的概率。這一結(jié)果表明工具變量的相關(guān)性條件得到滿足。

表4第（2）列匯報(bào)了工具變量外生性檢驗(yàn)的結(jié)果。我們?cè)诒?第1列Porbit模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制了人均土地面積，以檢驗(yàn)人均土地面積除了通過農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工之外，是否還通過其他途徑影響其子女教育期望。如果人均土地面積的系數(shù)不顯著，表明工具變量只通過農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望產(chǎn)生影響。此時(shí)，人均土地面積的外生性得到滿足。反之，如果人均土地面積仍然顯著，則表明工具變量還可能通過其他途徑影響子女教育期望。表4第（2）列結(jié)果顯示，農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響仍然顯著為正，并且在1%的水平上顯著。而人均土地面積對(duì)子女教育期望的影響則不顯著，這表明工具變量滿足外生性假設(shè)。

表4 工具變量有效性檢驗(yàn)

注：括號(hào)中的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。已控制省級(jí)虛擬變量。第（1）列為IV Probit第一階段估計(jì)的系數(shù)，第（2）列為Probit估計(jì)的邊際效應(yīng)。

表4第（1）列還匯報(bào)了弱工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，當(dāng)人均土地面積作為工具變量時(shí)，第一階段回歸的F值為10.13，高于經(jīng)驗(yàn)切割點(diǎn)10，符合識(shí)別弱工具變量的斯托克和沃特森法則（斯托克和沃特森，2005），可以說統(tǒng)計(jì)上弱工具變量的風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低。

最后，基于人均土地面積是一個(gè)有效的工具變量，我們進(jìn)一步檢驗(yàn)了農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工變量的內(nèi)生性。Cameron和Trivedi（2009）介紹了兩種在Probit的工具變量估計(jì)中使用Wald檢驗(yàn)考察變量內(nèi)生性的方法，這兩種方法的原理相似，在進(jìn)行估計(jì)時(shí)，兩種檢驗(yàn)的結(jié)果分別顯示在IV Probit估計(jì)和第一階段估計(jì)結(jié)果中。其原假設(shè)為ρ=0，即自變量是外生的。結(jié)果顯示，兩種方法的P值分別為0.1121和0.1157，均不顯著。因此，我們有理由認(rèn)為，在控制了其他變量以后，進(jìn)城務(wù)工變量是外生的。此時(shí)，表3第1列的估計(jì)結(jié)果是一致的，且Probit回歸的估計(jì)結(jié)果比IV Probit回歸的估計(jì)結(jié)果更有效。

進(jìn)城務(wù)工變量的外生性表明，在控制了子女獨(dú)生、父母受教育水平、父母基本能力、家庭是否關(guān)心子女教育、是否為子女教育存款和所在省份等可觀測(cè)變量帶來的樣本選擇偏誤以后，遺漏變量問題和聯(lián)立性問題的影響并不大。遺漏變量問題主要來自子女過去的成績。然而，處于義務(wù)教育階段的子女，距離高考還有一定的時(shí)間，學(xué)習(xí)成績還有提高的空間，因而過去的學(xué)習(xí)成績對(duì)父母對(duì)其教育期望的影響較小。聯(lián)立性問題則假設(shè)子女教育期望影響父母的進(jìn)城務(wù)工決策。但在我國城鄉(xiāng)收入差異非常大、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入相對(duì)低下的歷史環(huán)境下，①影響農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工決策的關(guān)鍵因素仍然是獲得更高的收入，對(duì)子女教育的考慮對(duì)進(jìn)城務(wù)工決策的影響可能還較弱。正如文軍（2001）所指出的，當(dāng)代中國農(nóng)村人口依然承擔(dān)著巨大的生存壓力，在生存理性的作用下，大規(guī)模進(jìn)城務(wù)工的最根本動(dòng)因仍然是尋求更高的經(jīng)濟(jì)收入。程名望等（2013）利用2003—2006年全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究也支持了這一判斷。他們指出，目前我國農(nóng)民的需求仍主要停留在較低的層次上，經(jīng)濟(jì)因素還是影響農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的首要因素。因此，子女教育期望與進(jìn)城務(wù)工決策的聯(lián)立性問題并不嚴(yán)重。

綜上，根據(jù)多項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果，可以認(rèn)為進(jìn)城務(wù)工行為外生于子女教育期望是不能夠被拒絕的。在這一情形下，Probit回歸的估計(jì)結(jié)果是一致的，且相對(duì)IV Probit估計(jì)結(jié)果而言更有效。所以我們接受表3第1列的Probit回歸結(jié)果，并將主要基于這一結(jié)果對(duì)本文進(jìn)行總結(jié)和討論。

（三）進(jìn)城務(wù)工影響子女教育期望的作用機(jī)制

根據(jù)前文的論述，收入提高是進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民提高子女教育期望的一個(gè)重要途徑，本部分將使用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)這一作用機(jī)制。具體的，本文使用Baron和Kenny（1987）提出的逐步法檢驗(yàn)收入這一作用機(jī)制，即先檢驗(yàn)進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的總效應(yīng)，這一檢驗(yàn)已經(jīng)通過表3第1列完成；然后檢驗(yàn)進(jìn)城務(wù)工對(duì)中介變量——父母收入的影響是否顯著，最后在同時(shí)控制自變量是否進(jìn)城的條件下檢驗(yàn)中介變量父母收入對(duì)子女教育期望的影響。由于第一步已經(jīng)完成，接下來將檢驗(yàn)后面兩步。

表5 進(jìn)城務(wù)工對(duì)收入的影響（OLS）

注：（1）括號(hào)中的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省份虛擬變量。

在估計(jì)進(jìn)城務(wù)工對(duì)收入的影響時(shí)，除了是否進(jìn)城以外，根據(jù)Mincer方程，本文還控制了父母受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)的二次項(xiàng)以及省份虛擬變量，其中工作經(jīng)驗(yàn)通過年齡減去6再減去受教育年限計(jì)算得到。①表5匯報(bào)了這一估計(jì)結(jié)果。從估計(jì)結(jié)果來看，無論是父親收入還是母親收入的估計(jì)方程，進(jìn)城務(wù)工變量的系數(shù)均顯著為正，表明進(jìn)城務(wù)工顯著提高了父母的收入，這與我們的假設(shè)是一致的。在其他變量方面，工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)父母收入的影響呈倒U型，母親的受教育年限對(duì)其收入有顯著影響，而父親的受教育年限則對(duì)其收入的影響不顯著，這可能是因?yàn)槭芙逃捷^高的男性農(nóng)民更傾向于進(jìn)城務(wù)工，進(jìn)城務(wù)工已經(jīng)較好地捕捉了教育的影響，從而在同時(shí)估計(jì)進(jìn)城務(wù)工和受教育水平對(duì)父親收入的影響時(shí)，父親受教育年限的估計(jì)結(jié)果不顯著。

表6 父母收入對(duì)子女教育期望的影響（Probit）

注：（1）系數(shù)為邊際效應(yīng)，括號(hào)中的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省份虛擬變量。

表6是在表3第1列的基礎(chǔ)上加入父母收入的子女教育期望估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，在同時(shí)控制進(jìn)城務(wù)工和父母收入的情況下，父親收入變量仍然顯著為正，結(jié)合表5的估計(jì)結(jié)果，說明進(jìn)城務(wù)工通過影響父親收入顯著影響子女教育期望，即父親收入提高是進(jìn)城務(wù)工提高子女教育期望的一個(gè)重要作用渠道，假設(shè)2成立。與此同時(shí)，在控制父母收入的情況下，是否進(jìn)城變量仍然顯著為正，只是系數(shù)較表3第1列的結(jié)果更小，說明農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工行為除了通過父親收入的增加來提高該家庭的子女教育期望之外，其對(duì)子女教育期望的總體效應(yīng)的剩余部分可能來自社會(huì)經(jīng)歷的改變，即農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工行為通過父母社會(huì)經(jīng)歷的改變對(duì)子女的教育期望產(chǎn)生正向影響。然而，母親收入對(duì)子女教育期望的影響并不顯著，結(jié)合父母受教育水平對(duì)子女教育期望的影響的差異，我們發(fā)現(xiàn)，子女教育期望受父親的影響更大。這可能是由于在大多數(shù)農(nóng)村家庭，乃至流動(dòng)農(nóng)民家庭中仍然保留著父親是一家之主的傳統(tǒng)（金一虹，2010），不僅家庭經(jīng)濟(jì)的主要來源是父親的工作收入，而且在家庭事務(wù)決策中父親擁有更多的話語權(quán)，而母親更多地承擔(dān)起相夫教子的責(zé)任。其他變量的估計(jì)結(jié)果與表3第1列基本一致?？傮w而言，假設(shè)2得到驗(yàn)證，即進(jìn)城務(wù)工通過提高父親收入進(jìn)而提高子女教育期望。

（四）異質(zhì)性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了考察不同地區(qū)和不同收入水平的農(nóng)民家庭進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響，并同時(shí)檢驗(yàn)前述估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用表3第1列的估計(jì)方法和控制變量，根據(jù)所在省份將樣本分為東中西三組，考察不同地區(qū)農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響的異質(zhì)性，并分別根據(jù)父親和母親收入水平分為三分位組，代表高收入、中等收入和低收入組，考察不同收入水平農(nóng)民家庭進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響的差異①。結(jié)果見表7。

表7 異質(zhì)性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)（Probit）

續(xù)表7

注：（1）“是否進(jìn)城”變量的系數(shù)為邊際效應(yīng)。括號(hào)中的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省份虛擬變量。（3）受篇幅所限，本部分僅報(bào)告了是否進(jìn)城務(wù)工這一變量的結(jié)果。

不同地區(qū)農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響的異質(zhì)性。從表7 （I）的估計(jì)結(jié)果來看，相對(duì)于該地區(qū)的農(nóng)民家庭而言，東部地區(qū)和西部地區(qū)進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民家庭對(duì)子女有更高的教育期望，且西部地區(qū)兩個(gè)群體的這種差異更大，而中部地區(qū)的差異則不顯著?？赡苁且?yàn)槲鞑康貐^(qū)農(nóng)民工主要來自該地區(qū)農(nóng)村居民，而西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)居民生活水平差距遠(yuǎn)高于中東部地區(qū)，從而西部地區(qū)農(nóng)民工的城市工作生活經(jīng)歷對(duì)其生活方式和教育期望的影響更大。東部地區(qū)農(nóng)民工則主要來自中西部地區(qū)，與來源地相比，農(nóng)民工外出務(wù)工所獲得的收入更高，經(jīng)歷的城鄉(xiāng)差異沖擊較大，因而外出務(wù)工給該家庭子女教育期望的影響也較大。中部地區(qū)的城鄉(xiāng)差異相對(duì)較小，從而城市工作生活經(jīng)歷對(duì)子女教育期望的影響可能不如東西部地區(qū)。

不同收入水平組農(nóng)民的進(jìn)城務(wù)工行為對(duì)子女教育期望的影響的差異。表7（II）和（III）分別報(bào)告了按照父親和母親收入三分位分組的估計(jì)結(jié)果。研究表明，無論是按父親還是母親的收入水平分組，在每個(gè)收入組內(nèi)，進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望均有顯著的正向影響。與此同時(shí)，隨著收入水平提高，農(nóng)民家庭與農(nóng)民工家庭對(duì)子女教育期望的差距在縮小，主要是因?yàn)槭杖朐礁叩霓r(nóng)民家庭，越可能有更多的教育資源投入于子女教育，對(duì)子女的教育期望也越高，這也與假設(shè)2相一致，即收入增加是進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民提高子女教育期望的重要途徑。

總體而言，表7的結(jié)果表明，我們對(duì)進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的影響的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論和進(jìn)一步討論

本文基于2010年CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)，研究農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的因果效應(yīng)，以探究近年來農(nóng)村地區(qū)各級(jí)教育入學(xué)率和畢業(yè)率上升的微觀原因。為了識(shí)別這一效應(yīng)，我們將人均土地面積作為進(jìn)城務(wù)工的工具變量，解決進(jìn)城務(wù)工可能存在的內(nèi)生性問題。本文的基本結(jié)論如下：

第一，在控制了子女是否獨(dú)生、父母特征、家庭是否關(guān)心子女教育、為子女教育存款和所在省份、子女性別和年齡等變量下，進(jìn)城務(wù)工家庭期望子女完成高等教育的概率比非進(jìn)城家庭高出12.13%，并且在1%的水平上顯著，說明父母進(jìn)城務(wù)工確實(shí)提高了對(duì)子女的教育期望，假設(shè)1沒有被證偽。為讓農(nóng)民家庭的孩子接受更多更好的教育，提高我國人力資本積累水平，阻斷貧困的代際傳遞，近年來我國政府實(shí)施了一系列推動(dòng)教育發(fā)展尤其是農(nóng)村地區(qū)教育發(fā)展的政策，這些宏觀政策的實(shí)施效果依賴于家庭和父母的參與和配合，積極的支持和消極的應(yīng)付將產(chǎn)生完全不同的效果。農(nóng)民離開農(nóng)村進(jìn)入城市工作和生活的經(jīng)歷是改變父母對(duì)子女的教育理念的一個(gè)重要途徑，因此，政府創(chuàng)造條件讓進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民通過各種方式融入城市現(xiàn)代社會(huì)，將可能促進(jìn)農(nóng)民家庭教育理念轉(zhuǎn)變，發(fā)揮間接提高教育政策實(shí)施效果的作用。

第二，父親收入增加是進(jìn)城務(wù)工提高子女教育期望的一個(gè)重要作用渠道，但母親收入對(duì)子女教育期望的影響并不顯著，假設(shè)2被部分證明。進(jìn)城務(wù)工帶來的收入水平提高，既是誘導(dǎo)農(nóng)民家庭改變子女教育期望的一個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制，也是農(nóng)民家庭實(shí)現(xiàn)對(duì)子女更高教育期望的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。近年來農(nóng)民和農(nóng)民工家庭的收入水平不斷提高，但對(duì)他們中的大多數(shù)而言，為讓子女接受高等教育所要進(jìn)行的儲(chǔ)蓄和投資仍然是非常昂貴的，因此，堅(jiān)持和完善我國自1999年起開始實(shí)行的財(cái)政貼息國家助學(xué)貸款政策，將為期望自己子女接受高等教育的農(nóng)民和農(nóng)民工家庭提供實(shí)現(xiàn)愿望的扶助性條件，并將有效提高我國人力資本積累水平。

第三，父母進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望的提升作用存在區(qū)域性差異。相對(duì)于本地區(qū)的農(nóng)民家庭而言，東部地區(qū)和西部地區(qū)進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民家庭對(duì)子女有更高的教育期望，且西部地區(qū)差異性更大，而中部地區(qū)的差異則不顯著。

第四，不同收入水平的父母進(jìn)城務(wù)工行為對(duì)子女教育期望影響不同。無論是按父親還是母親收入水平分組，在每個(gè)收入組內(nèi)進(jìn)城務(wù)工對(duì)子女教育期望均有顯著的正向影響，但隨著收入水平的提高，農(nóng)民家庭與農(nóng)民工家庭對(duì)子女教育期望的差距在縮小。這一結(jié)果從另一角度支持了本文的假設(shè)2，即收入增加是進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民提高子女教育期望的重要途徑。

第五，父母對(duì)兒子有更高的教育期望，這也意味著在農(nóng)村地區(qū)子女教育方面的性別歧視仍然較為嚴(yán)重。農(nóng)村依然存在的子女教育性別歧視現(xiàn)狀要得到根本的改變，不僅依賴于父母對(duì)知識(shí)和教育重要性的認(rèn)識(shí)水平，還依賴于農(nóng)民家庭收入水平的大幅上升、農(nóng)村地區(qū)和農(nóng)民家庭社會(huì)保障體系的完善等一系列條件。政府應(yīng)重視目前尚存在的農(nóng)村家庭子女教育性別歧視問題，并通過嚴(yán)格貫徹落實(shí)義務(wù)教育制度降低其可能的不良后果。

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（G）

①根據(jù)《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，從2001年至2013年間，我國初中和小學(xué)的生均公共財(cái)政預(yù)算教育事業(yè)費(fèi)支出均經(jīng)歷了快速的增長，分別增加了10.33倍和11.44倍。尤其值得關(guān)注的是，農(nóng)村地區(qū)初中和小學(xué)生均支出水平與全國生均支出水平之比，分別從2001年的80.31%和85.38%上升到2013年的99.32%和99.32%，這意味著在人均意義上，政府對(duì)農(nóng)村地區(qū)的公共教育投資與全國平均水平之間已經(jīng)基本不存在明顯的差異。

① 2014年北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院在京進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)調(diào)查。

①CFPS調(diào)查中關(guān)于教育期望的問題有兩個(gè)，一個(gè)是少兒問卷中10-15歲少兒本人回答部分的上學(xué)模塊的H9問題“您認(rèn)為自己最少應(yīng)該念完哪種教育程度”，這是該年齡段少兒對(duì)自己的教育期望，另外一個(gè)問題是少兒問卷中家人代答部分針對(duì)該家庭0-16歲年齡段每個(gè)少兒的D2問題“您希望孩子念書最高念完哪一程度”，這是該家庭對(duì)每個(gè)少兒的教育期望。本文使用后者來識(shí)別家庭對(duì)每個(gè)子女的教育期望。

②在CFPS2010數(shù)據(jù)中，沒有可以直接識(shí)別農(nóng)民是否進(jìn)城打工的問題，需通過間接方式整理出該變量。本文利用問卷中受訪者“現(xiàn)在戶口狀況”，以及受訪者當(dāng)前所在地的“國家統(tǒng)計(jì)局資料的城鄉(xiāng)分類變量”問題（該問題屬于成人問卷數(shù)據(jù)庫）。在保留當(dāng)前戶口狀況為農(nóng)業(yè)戶口的樣本后，以受訪者當(dāng)前所在地的城鄉(xiāng)分類為依據(jù)，識(shí)別受訪者是否進(jìn)城務(wù)工。當(dāng)受訪者當(dāng)前所在地為農(nóng)村時(shí)，將他們視為留在農(nóng)村地區(qū)；當(dāng)受訪者當(dāng)前所在地為城市時(shí)，將他們視為離開農(nóng)村進(jìn)城務(wù)工。由此可得留在農(nóng)村地區(qū)的樣本16824個(gè)，進(jìn)城務(wù)工的樣本6878個(gè)。然后以個(gè)人ID為線索，將這些樣本信息匹配到少兒問卷數(shù)據(jù)庫中，最終得到包含少兒和父母有效信息的樣本1185個(gè)。其中進(jìn)城組樣本為279個(gè)，非進(jìn)城組樣本為906個(gè)。

①根據(jù)CFPS問卷，本文使用的承包土地?cái)?shù)量是指“村里分的土地，即使出租給其他人，也算擁有”。

①根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，21世紀(jì)以來，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入一直是農(nóng)村人均純收入的3倍左右。

①父親工作年限的均值為24.63年，方差為7.787年；母親的工作年限均值為24.53年，方差為8.03年。

①東部地區(qū)省份包括天津、河北、遼寧、上海、江蘇、山東和廣東；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、陜西和甘肅。由于在收入分組后，部分省份在同一收入分組內(nèi)的進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民樣本為0，從而該省份樣本被刪除，分組樣本之和小于總樣本數(shù)量，由于被刪除的樣本數(shù)量很小，從而結(jié)果不會(huì)受到很大影響。

* 本文是2009年度教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目(No.09yja790008)的階段性成果。作者感謝匿名審稿人和北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)workshop成員提出的寶貴意見和建議。