外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村地區(qū)教育人力資本積累的影響

霍鵬 屈小博++朱烈夫 阮榮平

摘要：隨著國(guó)民收入的穩(wěn)步提升，已跨入中等收入國(guó)家的中國(guó)面臨著陷入中等收入陷阱的威脅，而提升教育人力資本水平被公認(rèn)是跨越中等收入陷阱的關(guān)鍵舉措。因此，研究青少年，特別是教育環(huán)境受到較大沖擊的、有過外出務(wù)工經(jīng)歷人員子女的教育人力資本積累問題有著十分重大的意義。據(jù)此使用CHIP2013農(nóng)村部分?jǐn)?shù)據(jù)，考察分析了父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)其子女受教育年限的影響。研究結(jié)果表明：父母在子女14歲及之前的外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育人力資本的積累具有顯著的負(fù)向影響。相對(duì)于沒有父母外出經(jīng)歷的子女而言，該人群子女的受教育年限要少近0.23年。與此同時(shí)，其獲得高中及大學(xué)及以上學(xué)歷的幾率低4%。父母的外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)于子女教育人力資本的積累產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。

關(guān)鍵詞：外出務(wù)工；子女教育；教育人力資本

中圖分類號(hào)：G725；F323.6文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2017）03-0127-09

引言

世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2010年中國(guó)人均國(guó)民總收入已達(dá)到4 260美元，進(jìn)入“上中等收入”經(jīng)濟(jì)體，這也標(biāo)志著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)進(jìn)入新階段。然而，從中等收入經(jīng)濟(jì)體邁向高收入經(jīng)濟(jì)體，將面對(duì)許多全新的難題，假如應(yīng)對(duì)不當(dāng)，就有可能陷入中等收入陷阱之中[13]。而基于廣泛國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的總結(jié)，提升教育人力資本（本文所指的“教育人力資本”為狹義上的概念，即接受正規(guī)教育的年限）則被認(rèn)為是一個(gè)國(guó)家成功跨越中等收入陷阱的關(guān)鍵解決辦法之一。

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，我國(guó)教育人力資本有了巨大的提升。與城市比較，農(nóng)村教育人力資本在質(zhì)量和數(shù)量上仍然存在巨大的差距。外出務(wù)工人員子女由于其相對(duì)較多的人數(shù)、相對(duì)更差的教育表現(xiàn)備受學(xué)界關(guān)注[46]。外出務(wù)工子女不一定要有較高的學(xué)歷，但只有具備一定的知識(shí)技能，他們才能在升級(jí)后的產(chǎn)業(yè)中獲得較多的工作機(jī)會(huì)，否則只能在非正式經(jīng)濟(jì)中尋求工作。如果這種情況在我國(guó)廣泛出現(xiàn)，就會(huì)像世界其他發(fā)展中國(guó)家一樣，獲得更好生活水平的預(yù)期會(huì)使很多人離開既有的社會(huì)規(guī)范和體系并加入有組織的犯罪或其他非正式經(jīng)濟(jì)[3]。因此，通過研究父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育人力資本積累的影響，對(duì)進(jìn)一步改善其福利狀況，提升我國(guó)整體教育人力資本水平及實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展具有十分重大的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)從投資回報(bào)以及代際傳遞方面，對(duì)于子女教育人力資本的積累進(jìn)行了考察[710]。在這些研究中，對(duì)于子女教育人力資本的研究、分析角度大多從短期影響出發(fā)，關(guān)注父母外出務(wù)工行為對(duì)于子女成績(jī)、心理狀況的影響，得出的研究結(jié)果也存在著較大的差異。而在較長(zhǎng)期角度的研究中，對(duì)于“父母外出務(wù)工經(jīng)歷是否影響了子女的教育人力資本積累”這一問題則關(guān)注較少。僅從子女的學(xué)習(xí)成績(jī)這一方面考察父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育人力資本的影響是存在偏差的：首先，在某一特定的學(xué)習(xí)階段，子女的學(xué)習(xí)成績(jī)可能存在一定的波動(dòng)性；其次，父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)于子女教育人力資本積累的影響不僅僅體現(xiàn)在學(xué)習(xí)成績(jī)上，同時(shí)還體現(xiàn)在父母對(duì)子女接受更高層次教育的態(tài)度以及對(duì)子女就業(yè)選擇上。隨著近幾年勞動(dòng)力市場(chǎng)供給需求的變化，外出務(wù)工人員工資逐年上升，其工資與大學(xué)畢業(yè)生的差距不斷縮小[1112]。因此，這種趨勢(shì)會(huì)在很大程度上影響有外出務(wù)工經(jīng)歷的父母對(duì)子女接受教育的態(tài)度。此外，父母外出務(wù)工經(jīng)歷會(huì)增加子女在就業(yè)市場(chǎng)上的人脈資源和信息資源，減少部分子女外出務(wù)工所面臨的機(jī)會(huì)成本，并進(jìn)一步增加其子女放棄學(xué)業(yè)，選擇盡早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的可能性。基于上述分析，僅僅用學(xué)習(xí)成績(jī)這一指標(biāo)，并不能準(zhǔn)確衡量父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育人力資本積累所產(chǎn)生的影響。

本文使用2014年城鄉(xiāng)居民收入分配與生活狀況調(diào)查（CHIP2013）數(shù)據(jù)，截取CHIP2013農(nóng)村部分調(diào)查數(shù)據(jù)中18～35歲已進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的調(diào)查樣本，將其“受教育年限”作為因變量進(jìn)一步探究并回答“父母的外出務(wù)工經(jīng)歷是否影響了子女教育人力資本的積累”這一問題。

一、文獻(xiàn)綜述及理論分析

眾多學(xué)者研究了父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育產(chǎn)生的影響，其研究呈現(xiàn)出不一致的結(jié)果：一部分學(xué)者認(rèn)為，由于固有生活方式的改變，父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女身心健康和學(xué)習(xí)表現(xiàn)都有著較為顯著的負(fù)向影響。其中一些研究認(rèn)為，造成這種狀況的原因是父母外出后，子女缺乏父母監(jiān)督，再加上祖輩監(jiān)護(hù)人文化水平低，無力輔導(dǎo)，從而造成了其學(xué)習(xí)成績(jī)不理想，厭學(xué)、逃學(xué)甚至輟學(xué)的狀況[1320]。另一部分研究也發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工對(duì)子女的教育會(huì)產(chǎn)生負(fù)向的影響，但認(rèn)為這種現(xiàn)象產(chǎn)生的原因并不是由于父母外出后無人輔導(dǎo)功課（大部分農(nóng)村家長(zhǎng)沒有輔導(dǎo)子女功課的能力）造成的，而是由于子女對(duì)父母的想念和隨之而產(chǎn)生的孤獨(dú)、寂寞等一系列心理因素所導(dǎo)致的[21]。王東宇[22]、池瑾[23]、劉成斌[24]等的研究也都認(rèn)為父母外出務(wù)工可能會(huì)對(duì)子女的行為習(xí)慣、人際交往能力以及心理健康水平產(chǎn)生負(fù)向的影響，而這種社交能力上的不足以及較低的心理健康水平可能才是導(dǎo)致子女教育表現(xiàn)欠佳的“罪魁禍?zhǔn)住薄?/p>

另一部分學(xué)者認(rèn)為父母外出務(wù)工對(duì)于子女的教育存在著一定的積極影響：父母外出務(wù)工能夠提高家庭收入，從而對(duì)子女的教育產(chǎn)生正向影響[45，2526]。國(guó)際上討論國(guó)際移民對(duì)子女教育影響的文獻(xiàn)大多持這一觀點(diǎn)，這部分學(xué)者認(rèn)為國(guó)際移民的匯款能夠通過提高家庭教育支出、減少孩子參與勞動(dòng)的時(shí)間來增加子女接受教育的機(jī)會(huì)，進(jìn)而改善子女的受教育狀況[4，2728]。但是，不同于上述觀點(diǎn)，在謝貝妮[29]等的研究中，認(rèn)為父母外出務(wù)工所帶來的“收入效應(yīng)”并不一定總大于子女因缺乏照顧而導(dǎo)致的負(fù)面影響，所以，很難確定父母外出務(wù)工會(huì)對(duì)子女的教育產(chǎn)生正向影響。劉成斌[30]的調(diào)查研究也發(fā)現(xiàn)，自改革開放以來，隨著農(nóng)村基礎(chǔ)教育收費(fèi)制度的改革以及農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)條件的不斷好轉(zhuǎn)，由于經(jīng)濟(jì)原因失學(xué)、輟學(xué)的農(nóng)村青少年比例已經(jīng)越來越小，農(nóng)村地區(qū)輟學(xué)外出打工的青少年大多不是由于學(xué)費(fèi)、生活費(fèi)用等經(jīng)濟(jì)原因“被迫”輟學(xué)，而是普遍的“主動(dòng)”輟學(xué)外出打工。

此外，還有一部分學(xué)者認(rèn)為，父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育的影響并不直接體現(xiàn)子女的教育表現(xiàn)（即成績(jī)之上），而是通過父母對(duì)教育的態(tài)度影響子女的教育人力資本積累。從父母的外出務(wù)工經(jīng)歷來看，這種經(jīng)歷對(duì)子女教育影響的方向主要取決于外出務(wù)工地區(qū)相對(duì)于家庭所在地區(qū)教育回報(bào)率的大小[3132]。袁夢(mèng)[6]等的研究認(rèn)為父母外出務(wù)工有助于提高父母對(duì)子女教育回報(bào)率的預(yù)期——農(nóng)村地區(qū)地理位置偏僻，較為落后和封閉，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)較少，農(nóng)村居民對(duì)教育回報(bào)率的預(yù)期較低，從而抑制了其對(duì)子女教育人力資本的投資。因此，相比沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的父母而言，有過外出務(wù)工經(jīng)歷的父母通過外出務(wù)工接觸到了相對(duì)更多的信息，認(rèn)識(shí)到有較高受教育水平就有機(jī)會(huì)獲得較好的就業(yè)機(jī)會(huì)，這有利于子女的教育獲得。而在劉成斌[30]的研究中，其研究結(jié)論則與袁夢(mèng)[6]等的觀點(diǎn)不同：由于農(nóng)村家庭對(duì)于利益維度把握的單一性、對(duì)事物發(fā)展把握的短期性以及對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的片面性等特點(diǎn)，在進(jìn)行決策時(shí)，他們往往只考慮短期的“經(jīng)濟(jì)帳”，而缺乏長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃。因此，即便對(duì)于子女的教育投資在長(zhǎng)期內(nèi)存在著較高的回報(bào)率，但是由于農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)決策依賴直覺經(jīng)驗(yàn)、下意識(shí)與非邏輯思維[33]，上述依據(jù)教育回報(bào)率進(jìn)行理性決策的狀況也相對(duì)較難出現(xiàn)。與此同時(shí)，隨著我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)“劉易斯拐點(diǎn)”的到來，外出務(wù)工人員內(nèi)部教育收益率的差距、外出務(wù)工人員與城市職工之間工資的差距以及外出務(wù)工人員與大學(xué)畢業(yè)生工資收益的差距日趨縮小[12]，這些教育機(jī)會(huì)成本的上升都會(huì)使父母（特別是有過外出務(wù)工經(jīng)歷的父母）對(duì)子女選擇繼續(xù)接受教育產(chǎn)生負(fù)向影響。

除上述影響因素外，父母在外出務(wù)工的過程中所形成的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)也會(huì)對(duì)其子女的教育產(chǎn)生影響。從機(jī)會(huì)成本的角度看，父母外出務(wù)工所形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)對(duì)子女繼續(xù)學(xué)習(xí)的意愿產(chǎn)生一定的影響[34]。這種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的產(chǎn)生會(huì)使其子女的遷移機(jī)會(huì)大大增加，進(jìn)而對(duì)子女教育人力資本積累產(chǎn)生負(fù)向影響[35]——有父母在外出務(wù)工過程中所建立的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，就業(yè)信息相對(duì)更易獲得，工作機(jī)會(huì)的搜尋成本以及部分生活成本也會(huì)進(jìn)一步降低[36]，子女也就更易選擇盡快結(jié)束自身學(xué)業(yè)，開始外出打工生涯。劉成斌[30]在其研究中的發(fā)現(xiàn)也進(jìn)一步證實(shí)了上述觀點(diǎn)：農(nóng)村地區(qū)輟學(xué)外出打工的青年傾向于通過親戚鄰居的介紹而獲得打工崗位，在外務(wù)工的“關(guān)系”與“網(wǎng)絡(luò)”對(duì)農(nóng)村青年輟學(xué)打工存在著“推動(dòng)”作用。

基于對(duì)上述文獻(xiàn)的分析、梳理與總結(jié)，可以得出如下結(jié)論：（1）父母外出務(wù)工所導(dǎo)致的家庭結(jié)構(gòu)改變不僅使子女在學(xué)習(xí)上的監(jiān)督、輔導(dǎo)時(shí)間減少，而且因在童年時(shí)期缺少父母的陪伴也會(huì)對(duì)子女的社會(huì)交往能力、心理健康水平產(chǎn)生負(fù)向的影響，最終影響子女的受教育年限，即對(duì)子女教育人力資本的積累產(chǎn)生負(fù)向作用。（2）父母外出務(wù)工過程中的“經(jīng)歷”“積累”在一定程度上也會(huì)對(duì)子女的教育產(chǎn)生負(fù)向影響。父母在外出務(wù)工過程中所建立的人脈資源、社會(huì)資源能夠減少子女外出尋找工作過程中的生活成本、工作信息搜集成本，并且同時(shí)減少了子女初入社會(huì)尋找工作所面臨的“道德風(fēng)險(xiǎn)”與“逆向選擇”。這種成本與風(fēng)險(xiǎn)的降低，會(huì)增加子女放棄學(xué)業(yè)、輟學(xué)外出務(wù)工的可能性，進(jìn)而影響子女教育人力資本的積累。（3）由于農(nóng)村家庭對(duì)于利益把握的單一性、短期性以及對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的片面性等特點(diǎn)，父母較難根據(jù)教育回報(bào)率對(duì)子女教育問題進(jìn)行理性分析與決策，而父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女產(chǎn)生“榜樣影響力”“文化環(huán)境影響力”以及“短期內(nèi)客觀的物質(zhì)獲得影響力”，加之近年來外出務(wù)工人員工資水平上升以及“大學(xué)畢業(yè)生工資不如農(nóng)民工”現(xiàn)象的出現(xiàn)，都可能導(dǎo)致子女傾向于選擇盡快結(jié)束學(xué)業(yè)外出打工，或者選擇輟學(xué)打工。（4）上述一些文獻(xiàn)也提到父母外出務(wù)工會(huì)對(duì)留守子女的教育帶來正向的“收入效應(yīng)”，但是這種效應(yīng)會(huì)與子女因?yàn)槿狈φ疹櫠a(chǎn)生的心理上、學(xué)業(yè)上的多種負(fù)向效應(yīng)相互抵消。因此，基于上述文獻(xiàn)綜述與理論分析，有較為充分的理由認(rèn)為，父母的外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育人力資本的積累（受教育年限）產(chǎn)生了負(fù)向影響。

二、數(shù)據(jù)介紹與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于北京師范大學(xué)中國(guó)收入分配研究院所主持的中國(guó)居民收入調(diào)查（CHIP2013）。該調(diào)研項(xiàng)目執(zhí)行時(shí)間為2014年7-8月份，主要搜集樣本住戶2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，涉及15個(gè)省份126個(gè)城市234個(gè)縣區(qū)抽選出的18 948個(gè)住戶樣本和64 777個(gè)個(gè)體樣本。其中城鎮(zhèn)住戶樣本7 175戶，農(nóng)村住戶樣本11 013戶 ，外來務(wù)工住戶樣本760戶。CHIP2013數(shù)據(jù)內(nèi)容包含樣本住戶個(gè)人層面的基本信息、就業(yè)信息，以及家庭層面的基本信息、主要收支信息和部分專題性問題。

本文的分析數(shù)據(jù)選用CHIP2013農(nóng)村部分住戶樣本，并從中截選標(biāo)注為“子女”的個(gè)人樣本（樣本年齡為18～35歲且于2013年已進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)）5 030個(gè)進(jìn)行分析研究。選取該年齡段農(nóng)村居民樣本進(jìn)行分析的主要原因是：該年齡段的農(nóng)村居民就學(xué)年齡與我國(guó)農(nóng)村外出務(wù)工潮出現(xiàn)的時(shí)間較為一致，能較為恰當(dāng)?shù)伢w現(xiàn)父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育的影響。

（二）模型選擇與統(tǒng)計(jì)性描述

從分析方法上看，目前的一些研究仍存在著一定的缺陷，即計(jì)量分析中的內(nèi)生性問題：

1.自選擇問題。外出務(wù)工并不是一種“隨機(jī)生成”的結(jié)果，而是一種基于自身?xiàng)l件的“自選擇”，簡(jiǎn)單的OLS回歸結(jié)果可能會(huì)忽略由于特征變量的顯著性差異而導(dǎo)致的估計(jì)偏差。因此，必須根據(jù)對(duì)已有文獻(xiàn)的分析與研究，控制對(duì)子女教育人力資本積累會(huì)產(chǎn)生較大影響的特征變量。

2.反向因果問題。即父母外出務(wù)工決策可能與子女的受教育狀況存在著相關(guān)關(guān)系。父母外出務(wù)工決策的結(jié)果可能并不獨(dú)立于子女的學(xué)習(xí)成績(jī)，學(xué)習(xí)成績(jī)具有一定的內(nèi)生性，子女受教育狀況會(huì)對(duì)父母外出務(wù)工決策產(chǎn)生顯著影響，在某些情況下，甚至?xí)霈F(xiàn)父母發(fā)現(xiàn)子女的學(xué)習(xí)成績(jī)下降，放棄外出務(wù)工而返鄉(xiāng)[3738]。

基于上述分析，許多學(xué)者[4，6，29，39]使用OLS或Probit多元回歸模型，并在控制個(gè)體特征變量影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步運(yùn)用匹配傾向得分法（PSM）、廣義匹配傾向得分法（GPSM）對(duì)內(nèi)生性、自選擇性進(jìn)行規(guī)避，研究父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女小學(xué)、初中、高中學(xué)習(xí)成績(jī)以及升學(xué)等某一階段教育表現(xiàn)的影響，但是父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)于子女教育人力資本最終積累的影響并未驗(yàn)證。

在參考已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，本文通過對(duì)CHIP2013農(nóng)村部分樣本調(diào)查問卷以及樣本特征的分析，構(gòu)造“子女14歲及其之前父母是否有外出務(wù)工行為”這一變量對(duì)父母外出務(wù)工經(jīng)歷進(jìn)行細(xì)致化的界定，并選擇子女的“受教育年限”“學(xué)歷”而非“學(xué)習(xí)成績(jī)”作為因變量，運(yùn)用控制了關(guān)鍵個(gè)人、家庭變量的OLS回歸分析模型，以及匹配傾向得分法（PSM）進(jìn)一步解決可能存在的反向因果以及內(nèi)生性問題。通過分析父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女教育的長(zhǎng)期影響，進(jìn)而分析父母外出務(wù)工這一經(jīng)歷是否對(duì)于農(nóng)村地區(qū)教育人力資本的積累產(chǎn)生影響。

基于以上分析，本文首先得到關(guān)于父母外出務(wù)工經(jīng)歷Worki對(duì)子女受教育年限Yi的基本OLS回歸模型：

其中，Yi表示子女的受教育年限，Worki變量表示父母的外出務(wù)工經(jīng)歷，當(dāng)樣本i的父母在其14歲及之前有外出務(wù)工經(jīng)歷時(shí)，其值為1，否則為0。誤差項(xiàng)為ui。Worki有可能與ui相關(guān)，在此基礎(chǔ)上，對(duì)殘差ui項(xiàng)進(jìn)行分解，分解出可能Worki與有關(guān)的變量，具體包括子女的性別、年齡、民族、主觀健康程度以及父親的工作、父親是否是黨員、家庭資產(chǎn)以及子女?dāng)?shù)量。根據(jù)上述分解，可得模型：

本文通過CHIP2013城鄉(xiāng)居民收入分配與生活狀況調(diào)查問卷（農(nóng)村住戶）第一部分中的“2.您與戶主的關(guān)系”“4.您的出生年月”，第四部分中“2.您第一次離開戶口所在的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，外出務(wù)工的時(shí)間”構(gòu)建出二值變量“父母在子女14歲及以下外出務(wù)工經(jīng)歷”（有過外出務(wù)工經(jīng)歷=1，無外出務(wù)工經(jīng)歷=0）?；趪?guó)際上對(duì)于年齡階段的普遍劃分，0～14歲為少兒階段，是個(gè)體成長(zhǎng)過程中生理及心理發(fā)育最為重要的一個(gè)時(shí)期，因此，本文選取父母在子女14歲及以下外出務(wù)工經(jīng)歷作為本文的“父母的外出務(wù)工經(jīng)歷”自變量進(jìn)行考察。文中“父母外出務(wù)工”這一概念的定義參照胡楓[4]等學(xué)者的定義，即父母雙方至少有一方存在外出務(wù)工經(jīng)歷。由于調(diào)查問卷中相關(guān)問題的限制，也為盡可能通過更多數(shù)據(jù)樣本反映問題，本文只討論“父母外出務(wù)工行為”（二值變量）對(duì)子女教育人力資本的影響，不再分別關(guān)注“父母外出務(wù)工”本身及子女教育狀況的異質(zhì)性所導(dǎo)致的差異。樣本中“父母中有一人或全部有過外出務(wù)工經(jīng)歷”的人數(shù)為742人，占總體樣本比例的14.77%。樣本中因變量“子女受教育程度”的描述性統(tǒng)計(jì)分析見表2。

與此同時(shí)，本文還對(duì)于外出務(wù)工人員子女與非外出務(wù)工人員子女接受高中及以上教育水平、接受大學(xué)及以上教育水平的組間差異進(jìn)行了分析。由表3可以看出，外出務(wù)工人員子女子接受教育水平的比率低于非外出務(wù)工人員子女。

除進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)性描述之外，本文對(duì)各個(gè)年齡階段子女、父母的受教育年限進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)性描述分析（見圖1）。從Error Bar的分布來看各年齡段之間因變量“子女的受教育年限”，以及最為重要的控制變量“父親、母親的受教育年限”在各年齡階段之間并沒有顯著差異。

同時(shí)，本文還對(duì)不同群組樣本的重要影響變量進(jìn)行了差異性分析，所得的結(jié)果見表4。

同時(shí)為了進(jìn)一步排除可能存在的內(nèi)生性問題，本文還使用了傾向得分匹配法（PSM）來估計(jì)父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)于子女受教育年限的凈影響。PSM分析過程如下：

傾向匹配得分是在給定影響因素特征向量的條件下接受干預(yù)的條件概率，其表達(dá)式為：

式（3）中D={0，1}表示父母是否有外出務(wù)工的經(jīng)歷；X表示研究對(duì)象接受干預(yù)前特征的多維向量；p（X）為研究對(duì)象在給定接受干預(yù)前特征向量條件下接受干預(yù)的條件概率。干預(yù)在本文中是指父母是否存在外出務(wù)工經(jīng)歷，傾向性得分p（X）可以求出，則可以通過下面的計(jì)算途徑得到父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女受教育年限的平均處理效應(yīng)（ATT）：

式（4）中，Y1i和Y0i分別是干預(yù)組和控制組的兩個(gè)反設(shè)事實(shí)情形下的潛在結(jié)果，i表示個(gè)體觀測(cè)。經(jīng)過PSM估計(jì)中對(duì)變量的平衡性檢驗(yàn)后，相關(guān)變量的差異性極大地縮小了，經(jīng)統(tǒng)計(jì)分析顯示（具體結(jié)果見圖2），二者之間的差異已不存在顯著性。

三、結(jié)果分析

基于模型（1）、（2）的OLS回歸結(jié)果如表5所示。從表5的第一行可以看出，父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女的受教育年限有著顯著的負(fù)向影響。在加入子女個(gè)人特征控制變量、家庭特征控制變量后，該負(fù)向影響依然顯著。分別對(duì)于省級(jí)虛擬變量、縣級(jí)虛擬變量進(jìn)行控制后，父母外出務(wù)工經(jīng)歷負(fù)向影響的顯著性并沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。在模型（2）控制縣級(jí)虛擬變量后，發(fā)現(xiàn)父母有外出務(wù)工經(jīng)歷的子女比父母沒有過外出務(wù)工經(jīng)歷的子女的受教育年限要少0.220年（p<0.05）。同時(shí)，通過模型分析還可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于母親的受教育年限而言，父親受教育年限對(duì)子女的受教育年限有著更大的影響。在模型（2）控制縣級(jí)虛擬變量的條件下，父親受教育年限每增加1年，子女的受教育年限會(huì)增加0.181年（p<0.01）；母親受教育年限每增加1年，子女的受教育年限會(huì)增加0.126年（p<0.01）。

在模型（2）中所呈現(xiàn)的子女的性別、主觀健康程度和家庭中孩子的數(shù)量、父親的社會(huì)地位（是否工作、是否是黨員）以及家庭資產(chǎn)對(duì)子女的受教育年限都有較為顯著的影響（p<0.05），其影響作用與目前現(xiàn)有研究的結(jié)果較為一致[4，6，40]。

一些學(xué)者認(rèn)為使用基于外出務(wù)工虛擬變量的OLS回歸模型來估計(jì)父母外出務(wù)工對(duì)于子女學(xué)習(xí)成績(jī)影響的方法可能存在一定的“自選擇性”[29，41]，這種自選擇性會(huì)使OLS回歸模型產(chǎn)生一定程度的估計(jì)偏誤。因此，本文在進(jìn)行OLS回歸的基礎(chǔ)上，通過傾向匹配得分法對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行糾正（見圖2）。通過對(duì)樣本內(nèi)部不同組別的篩選與匹配，模型匹配所涉及到的變量差異度大大縮小，雖然仍有個(gè)別變量存在差異，但對(duì)于模型的估計(jì)已不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。

表6給出了傾向匹配得分法的估計(jì)結(jié)果。從表6可看出匹配傾向得分法所估計(jì)的影響效應(yīng)與OLS回歸分析所估計(jì)的影響系數(shù)較為吻合，匹配傾向得分法所估計(jì)出的影響系數(shù)也都較為顯著（p>0.1）。通過PSM的分析結(jié)果也可看出父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女受教育年限產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。

為了繼續(xù)檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文基于加入控制變量的OLS回歸分析進(jìn)一步分析父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女最終學(xué)歷獲得的影響，具體結(jié)果見表7。通過表7可以看出：父母的外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)子女接受高中、大學(xué)及以上教育都存在著顯著的負(fù)向影響。在加入控制變量與省級(jí)固定效應(yīng)的條件下，相比于父母沒有過外出務(wù)工經(jīng)歷的子女而言，父母有過外出務(wù)工經(jīng)歷的子女接受大學(xué)及以上教育的比率要低4%（p<0.01）。與此同時(shí)，其子女接受高中及以上教育的比率也要低4%（p<0.05）。

四、結(jié)論

與其他中等收入國(guó)家一樣，我國(guó)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度開始放緩的情況下，正面臨著陷入中等收入陷阱的風(fēng)險(xiǎn)[3]，只有進(jìn)一步提升教育人力資本的水平才能更好地迎接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型所帶來的挑戰(zhàn)。因此，關(guān)注人口數(shù)量眾多，且教育表現(xiàn)相對(duì)更弱的外出務(wù)工人員子女的教育人力資本積累具有相當(dāng)重要的意義。基于上述考慮，本文通過對(duì)于CHIP2013農(nóng)村部門相關(guān)數(shù)據(jù)的分析，對(duì)“父母外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)其子女教育人力資本積累的影響”這一問題進(jìn)行了研究。從實(shí)證分析中可以看出，模型（2）控制了縣級(jí)虛擬變量的計(jì)算結(jié)果與PSM模型的計(jì)算結(jié)果較為一致，父母的外出務(wù)工經(jīng)歷顯著影響了子女的受教育年限：比較而言，父母有過外出務(wù)工經(jīng)歷子女的受教育年限要低大約0.23年。與此同時(shí)，該人群子女獲得高中、大學(xué)及以上學(xué)歷的幾率要低4%。父母的外出務(wù)工經(jīng)歷成為影響農(nóng)村學(xué)齡青少年教育人力資本積累的重要因素之一。

隨著我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)非熟練工人工資的不斷上漲，非熟練工人的真實(shí)工資已超過東南亞、印度以及拉丁美洲部分國(guó)家[42]。工資的上升一方面促使更多的農(nóng)村學(xué)齡青少年選擇盡快結(jié)束自身教育進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，另一方面也大大提高了企業(yè)用工成本，促使部分勞動(dòng)密集型企業(yè)進(jìn)行跨國(guó)轉(zhuǎn)移，以尋求更低廉的勞動(dòng)力。因此，對(duì)許多為了“高工資”而進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的低教育水平農(nóng)村青少年而言，未來的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級(jí)或許意味著他們的結(jié)構(gòu)性失業(yè)。正因?yàn)槿绱?，重點(diǎn)關(guān)注心理健康水平、人際交往能力以及教育人力資本水平整體表現(xiàn)較差的外出務(wù)工人員子女，成為提升國(guó)家教育人力資本水平的重中之重。今后，應(yīng)繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)村教育的財(cái)政支出，增加對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)教育的傾斜力度，盡力減少農(nóng)村學(xué)齡青少年就學(xué)的機(jī)會(huì)成本，推行十二年義務(wù)教育制度；加大對(duì)留守子女整體狀況的關(guān)注程度，努力遏制“讀書無用論”在農(nóng)村地區(qū)的蔓延；繼續(xù)增加對(duì)外出務(wù)工人員勞動(dòng)技能的培訓(xùn)力度，為其創(chuàng)造更好的“再教育”環(huán)境。

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