未成年子女?dāng)?shù)量與家庭教育投資的城鄉(xiāng)比較研究*

楊春芳

(重慶工商大學(xué) 通識(shí)學(xué)院，重慶 400067)

未成年子女?dāng)?shù)量與家庭教育投資的城鄉(xiāng)比較研究*

楊春芳

(重慶工商大學(xué) 通識(shí)學(xué)院，重慶 400067)

本文使用成渝地區(qū)1 520個(gè)城鄉(xiāng)家庭的數(shù)據(jù)對(duì)未成年孩子數(shù)量影響家庭教育投資的情況進(jìn)行比較分析發(fā)現(xiàn)：無論在城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村地區(qū)家庭，在資源既定的前提下，家庭中未成年子女?dāng)?shù)量對(duì)未成年子女人均教育投資為顯著負(fù)向影響。另外在城鎮(zhèn)樣本中，由于教育投資能力的下降，年紀(jì)越大的家庭主事者對(duì)家庭教育投資的意愿存在下降趨勢(shì)。

子女?dāng)?shù)量;教育投資;城鄉(xiāng)比較；教育資源

我國是典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，城鄉(xiāng)地區(qū)之間的教育資源的分配存在較大的落差。農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)落后，導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)子女的教育投資面臨嚴(yán)重的制約，農(nóng)村社會(huì)的人力資本投資需求長期以來難以獲得滿足，使得我國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在的問題長期難以破解。因此，在當(dāng)前人口政策出現(xiàn)重大改變的新形勢(shì)下，亟需剖析我國城鄉(xiāng)家庭未成年子女?dāng)?shù)量與家庭教育投資的關(guān)系，從而為政府對(duì)教育資源的科學(xué)分配提供有益的參考。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行分析，影響家庭教育投資的主要因素包括：政府政策(張艷華，2007[1])、子女性別(Schultz，1993[2]；李通屏，2002[3])、父母的受教育程度(李旻、李連閣和譚洪波，2008[4])和其職業(yè)(Wydick，1999[5])以及價(jià)值觀念(劉潔和陳寶峰，2007[6])等。Schuhz(1993)發(fā)現(xiàn)，在金融市場(chǎng)中存在著金融約束，加之人們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)具有厭惡情緒，因此，即使可預(yù)期能夠獲得較高的教育收益，收入低的家庭仍然難以承擔(dān)高額的教育支出。倪永梅(2001)[7]研究指出，家庭經(jīng)濟(jì)稟賦是約束其教育支出的主要因素。而其他研究(孫志軍,2004)[8]認(rèn)為，家庭教育支出幾乎不受家庭收入影響。龔繼紅和鐘漲寶(2005)[9]則發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家庭總體的經(jīng)濟(jì)達(dá)到或超過某一個(gè)臨界值的時(shí)候(在他們文中為年人均收入3 000元),該家庭對(duì)教育的投資才有明顯的提高；此外，也有文獻(xiàn)認(rèn)為，低收入家庭比中高收入的家庭更樂意對(duì)子女進(jìn)行教育投資[10]。

子女?dāng)?shù)量與家庭教育支出之間的關(guān)系在“數(shù)量—質(zhì)量替代”模型中得到了很好的體現(xiàn)。家庭收入水平的提高會(huì)促使人們考慮增加生育數(shù)量，這是古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家馬爾薩斯“人口論”中所提及的觀點(diǎn)。但Becker及其合作者(Becker和Lewis，1973[11]；Becker和Tomes，1976[12]) 在效用最大化模型基礎(chǔ)上，通過使用價(jià)格效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)進(jìn)行假設(shè)：子女在家庭當(dāng)中是一個(gè)正常的耐用品，而它的質(zhì)量和數(shù)量與家庭收入成正相關(guān)關(guān)系，但是在數(shù)量與質(zhì)量的增長幅度上并不是同比例增長的，質(zhì)量比數(shù)量的提高幅度要大得多。從這個(gè)角度而言，家庭收入的增加確實(shí)對(duì)子女?dāng)?shù)量的增加有作用，但不明顯。此后，一些學(xué)者進(jìn)一步完善了研究的模型，并對(duì)各地區(qū)采集的不同樣本展開研討，皆得到了相似的結(jié)論(Rosenzweig、Wolpin，1980[13]；Hanushek，1992[14])。與上述討論不同的是，Behrman和Taubman(1986)[15]、Qian(2009)[16]質(zhì)疑Becker的觀點(diǎn)，并通過相關(guān)研究獲得與Becker不同的結(jié)論。Fan(2004)[17]結(jié)合Becker的理論，使用中國的數(shù)據(jù)對(duì)“數(shù)量—質(zhì)量替代”關(guān)系進(jìn)行了研究和討論。在我國實(shí)施計(jì)劃生育政策的大背景下,Rosenzweig和Zhang(2006)[18]以及Li、Zhang和Zhu(2007)[19]他們均認(rèn)為孩子的質(zhì)量與數(shù)量的替代關(guān)系是存在的，且在人均收入水平較低的農(nóng)村地區(qū)更為嚴(yán)重。但是Qian(2005)的研究發(fā)現(xiàn)，在中國“質(zhì)量—數(shù)量”所呈現(xiàn)出來的狀態(tài)為一個(gè)倒U形的關(guān)系，在家庭的子女沒有超過兩個(gè)的時(shí)候，那么子女的升學(xué)率會(huì)與子女的數(shù)量上升成正相關(guān)。但是一旦子女的數(shù)量超過兩個(gè)時(shí)，他們的升學(xué)率反而會(huì)出現(xiàn)下降的情況。在分析中，其將子女?dāng)?shù)量看作連續(xù)變量，而不是其他研究所普遍使用的離散變量。

從對(duì)上述文獻(xiàn)的分析可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)家庭投資存在影響的因素較多，所獲得的結(jié)論也不一致。在實(shí)際上，基于數(shù)量—質(zhì)量的替代關(guān)系，我國農(nóng)村地區(qū)大部分家庭由于收入穩(wěn)定性不高，而子女則在一定程度上具有儲(chǔ)蓄的替代功能；另外，與城市地區(qū)比較，農(nóng)村地區(qū)生育并撫養(yǎng)子女的邊際成本較小，孩子數(shù)量的影子價(jià)格極低。但與城市地區(qū)相比較，農(nóng)村地區(qū)的教育發(fā)展仍然處于一個(gè)較低的水平，農(nóng)戶社會(huì)資本存量普遍較少，存在較高的教育投資風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致其提高子女質(zhì)量的影子價(jià)格較高。從上述分析可以看出，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭教育投資的影響城鄉(xiāng)之間存在著較大的差異。在綜合文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本研究結(jié)合“數(shù)量—質(zhì)量替代”的模型，選取了1 520個(gè)家庭單位作為討論的樣本，針對(duì)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)家庭之間未成年子女?dāng)?shù)量與家庭教育投資決策的差異進(jìn)行理論探討和實(shí)證研究。

二、數(shù)據(jù)與樣本描述

(一)數(shù)據(jù)說明

本研究使用的數(shù)據(jù)來自2016年在重慶市和四川省開展的家庭教育投資問題研究的問卷調(diào)查資料。成渝地區(qū)作為西部重要的省市，其調(diào)研數(shù)據(jù)可以更好地評(píng)估未成年子女?dāng)?shù)量與家庭教育投資的關(guān)系及其城鄉(xiāng)之間存在的差距。為提高評(píng)估的效率，我們對(duì)一些關(guān)鍵變量出現(xiàn)缺失的數(shù)據(jù)進(jìn)行了剔除，最終使用的數(shù)據(jù)樣本為1 520個(gè)。

表1 變量定義及相應(yīng)的賦值

續(xù)表

變量名稱變量代碼變量定義變量賦值家庭到最近的公交站點(diǎn)距離x8———實(shí)際距離(千米)家庭到最近的商業(yè)中心距離x9———實(shí)際距離(千米)家庭主事者受教育程度x10———研究生及以上=6,本科=5,大專=4,高中、中專、職高、技校=3,初中=2,小學(xué)=1,小學(xué)以下=0主事者健康狀況x11———非常健康=10,比較健康=8,一般=5,有慢性病=2,喪失勞動(dòng)力=0主事者性別x12———男=1,女=0主事者婚姻狀況x13———現(xiàn)有配偶=1,現(xiàn)無配偶=0主事者年齡x14———實(shí)際年齡的對(duì)數(shù)

(二)變量選取及其賦值

1.被解釋變量與主要解釋變量

在本研究中，家庭的教育投資量為被解釋變量，我們使用上一年度樣本家庭中平均對(duì)每個(gè)未成年子女的教育投資額進(jìn)行定義。在表2中我們可以發(fā)現(xiàn)，每個(gè)未成年子女每年所獲得的教育投入為0.313 3萬元，城鎮(zhèn)樣本平均為0.316 1萬元，農(nóng)村地區(qū)家庭則平均為0.311 8萬元，城鎮(zhèn)比農(nóng)村地區(qū)投入要高。

模型中的主要解釋變量是家庭中尚未成年且在校讀書的子女?dāng)?shù)量。結(jié)合“數(shù)量—質(zhì)量”這一替代模型，如果其他條件不變，家庭的子女?dāng)?shù)量與他們自身獲得的教育投資存在負(fù)相關(guān)。表3與表4的比較發(fā)現(xiàn)，計(jì)劃生育在城鄉(xiāng)之間的政策實(shí)施差異，直接導(dǎo)致了農(nóng)村家庭未成年子女平均數(shù)量比城鎮(zhèn)家庭未成年子女平均數(shù)量多。

表2 全樣本描述統(tǒng)計(jì)

注：N=1 520。

2.家庭資源稟賦

家庭資源稟賦方面主要選取了家庭財(cái)富水平、家庭年收入、家庭規(guī)模、家庭人力資本存量、家庭勞動(dòng)力人口、家庭有沒有經(jīng)營工商業(yè)、家庭與商業(yè)中心最近的距離以及家庭到最近的公交站點(diǎn)距離等8個(gè)變量。

家庭經(jīng)濟(jì)稟賦對(duì)于家庭教育支出水平具有決定性作用。家庭年收入水平作為家庭經(jīng)濟(jì)的一項(xiàng)重要指標(biāo)，對(duì)當(dāng)期家庭教育投資具有十分重要的制約作用。一般而言，家庭的教育投資水平將隨著教育收益的上升而提高。

為了更好地獲得準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果，我們使用資產(chǎn)凈值來衡量樣本家庭的實(shí)際財(cái)富水平(Hurst和Lusardi，2004)[20]。在本研究中，我們對(duì)樣本家庭的房產(chǎn)凈值、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、家庭現(xiàn)有的金融資產(chǎn)、家庭耐用品以及其他貴重品資產(chǎn)進(jìn)行加總，再減去各種類型的家庭負(fù)債，最終獲得家庭資產(chǎn)凈值的數(shù)值。

家庭人力資本存量與家庭成員受教育程度成正比關(guān)系。同時(shí)，對(duì)家庭社會(huì)資本的形成家庭人力資本存量具有重要的促進(jìn)作用，往往與家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密切相關(guān)。對(duì)于家庭經(jīng)濟(jì)水平而言，“社會(huì)關(guān)系形成的個(gè)人資源”[21]將會(huì)使其更趨于穩(wěn)定。

在我們的分析框架中，還納入家庭勞動(dòng)人口數(shù)量和家庭勞動(dòng)人口規(guī)模這兩個(gè)變量。對(duì)于一個(gè)家庭而言，其財(cái)富的創(chuàng)造以及對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力在很大程度上與家庭勞動(dòng)人口規(guī)模有著緊密的聯(lián)系。但相對(duì)地，假如家庭人口規(guī)模過大，那么其家庭負(fù)擔(dān)可能越重。

為了衡量樣本家庭是否還從事自營工商業(yè)，如公司、店鋪、代銷點(diǎn)、理發(fā)店、餐館等，我們引用了該變量，以便可以較好地解釋家庭教育投資的主要來源。表2顯示，在樣本中，有17.2%的家庭從事自營工商業(yè),城鎮(zhèn)家庭的比例甚至達(dá)到23.9%，比農(nóng)村家庭高出10.3%。

對(duì)于社區(qū)交通發(fā)展?fàn)顩r及其經(jīng)濟(jì)活躍程度，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們以家庭與最近公交站點(diǎn)的距離、家庭距離最近的商業(yè)中心的遠(yuǎn)近作為考察的替代變量。一般情況下，交通的便利程度和地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通常是成正比關(guān)系[22]；因此我們用家庭距離最近公交站點(diǎn)的位置來反映其家庭所在地交通的便利程度。一般而言，越靠近商業(yè)中心的家庭在進(jìn)行教育投資時(shí)，受到資金約束的可能性越小。因此我們用家庭距離中心商業(yè)區(qū)的遠(yuǎn)近來反映家庭參與市場(chǎng)交易活動(dòng)的難易程度。

表3 城鎮(zhèn)樣本描述統(tǒng)計(jì)

注：N=527。

3.家庭主事者的個(gè)人稟賦

我們將家庭主事者的受教育程度、健康狀況、性別、婚姻狀況、年齡等5個(gè)變量納入對(duì)其個(gè)人稟賦研究的分析框架。

一般而言，對(duì)于受教育程度越高的家庭主事者，他們?cè)谄匠Ｍ鶎?duì)子女的教育期望更高。我們對(duì)表3和表4進(jìn)行比較，城鄉(xiāng)之間家庭主事者受教育程度存在較大差異：城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭主事者其文化程度大多為高中水平，而農(nóng)村地區(qū)的家庭主事者其文化程度則多數(shù)是初中水平以下。

家庭主事者的身體健康程度與家庭進(jìn)行教育投資的強(qiáng)度可能有一定的聯(lián)系。男性為主事者的家庭，可能在進(jìn)行對(duì)子女的教育投資決策時(shí)，考慮得更長遠(yuǎn)，更愿意進(jìn)行投資。

在家庭主事者的婚姻狀況上，為了更簡(jiǎn)潔地刻畫出家庭父輩婚姻狀況對(duì)家庭教育投資存在的潛在影響，本研究對(duì)戶主的婚姻狀況進(jìn)行了虛擬變量處理：凡是有配偶的主事者不論是初婚或再婚，均合并為“現(xiàn)有配偶”選項(xiàng)。“現(xiàn)無配偶”選項(xiàng)則涵蓋了婚姻狀況為離異、喪偶以及從未結(jié)婚的家庭主事者。

從另一角度上看，由于家庭教育投資具有一定的消費(fèi)性質(zhì)，從消費(fèi)的生命周期理論出發(fā)，各個(gè)家庭在不同的生命周期階段表現(xiàn)的消費(fèi)行為會(huì)隨之呈現(xiàn)出不同的特性。[23][24][25][26]在此，我們使用家庭主事者的年齡作為家庭生命周期的替代變量。

表4 農(nóng)村樣本描述統(tǒng)計(jì)

注：N=993。

三、實(shí)證分析

在本研究中，家庭中尚未成年且在校讀書的子女?dāng)?shù)量是模型中的主要解釋變量，而家庭用于未成年子女的年人均教育投資量為被解釋變量，其他可能與家庭教育投資存在一定關(guān)系的變量為控制變量。以下我們將使用OLS最小二乘法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析?；貧w方程為:

表5 全樣本估計(jì)結(jié)果

表6 城鎮(zhèn)樣本估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

表7 農(nóng)村樣本估計(jì)結(jié)果

從表5—表7中我們可以得知，在總樣本和各個(gè)分樣本之中，未成年子女的人均教育投資量與未成年子女?dāng)?shù)量存在顯著的負(fù)向影響。這個(gè)分析結(jié)果與谷宏偉、楊秋平(2014)[27]的研究結(jié)論有著迥然的區(qū)別，在他們的討論中認(rèn)為這兩者間存在正相關(guān)關(guān)系。依據(jù)“數(shù)量—質(zhì)量替代”模型可知，由于教育投資的彈性不大，如果在一定的時(shí)期內(nèi)家庭收入保持穩(wěn)定，那么每個(gè)子女獲得的教育投資將隨著孩子數(shù)量的增加而被攤薄，其所獲得的教育投資將變少。

在表6中城鎮(zhèn)樣本的回歸結(jié)果中，我們可以發(fā)現(xiàn)，雖然主事者的受教育程度及其健康狀況系數(shù)沒有顯著，但其接近10%的顯著水平。也即意味著在城鎮(zhèn)中，主事者的受教育程度和主事者的健康狀況對(duì)其未成年子女的教育投入有著重要的正向作用。而在農(nóng)村地區(qū)當(dāng)中，該兩項(xiàng)變量均沒有呈現(xiàn)出明顯的影響。這可能是在城市中，主事者的受教育程度與其就業(yè)崗位及社會(huì)關(guān)系等有著較為密切的聯(lián)系，受過良好教育的城鎮(zhèn)地區(qū)家庭主事者在對(duì)子女教育方面關(guān)注度更高。但在農(nóng)村地區(qū)中，主事者的受教育程度差異并不明顯，因此其影響沒有產(chǎn)生差異。

另外，從表6中的估計(jì)結(jié)果可以得知，城鎮(zhèn)家庭主事者的年齡因素在5%的顯著水平上負(fù)向顯著影響其家庭教育投資。顯然，城鎮(zhèn)家庭主事者的年齡決定著其在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中扮演的角色，年紀(jì)越大，其在城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中扮演角色的重要性將下降，其對(duì)家庭未成年子女的教育投資能力將下降。

在回歸結(jié)果中我們也注意到，家庭的年收入水平和其他控制變量對(duì)因變量影響不顯著。我們認(rèn)為，這可能與研究的取樣有很大的關(guān)聯(lián)。我們?cè)谶x取研究對(duì)象過程中，主要聚焦在有未成年人家庭，同時(shí)也基于國家實(shí)施較好的高中貧困生資助政策[28]，可以緩解由于家庭經(jīng)濟(jì)的高低傳遞到教育投資上的差異影響；此外，在本研究中，家庭高等教育支出部分也沒有納入到研究的分析框架中。因此，在本研究的結(jié)論中，年收入變量和其他控制變量對(duì)家庭教育投資的影響并不明顯。

四、結(jié)論及擴(kuò)展討論

在本研究中使用1 520個(gè)樣本家庭的數(shù)據(jù)討論了未成年孩子數(shù)量影響家庭未成年子女人均教育投資的情況，研究發(fā)現(xiàn)：在全樣本和兩個(gè)分樣本中，家庭未成年子女人均教育投資與家庭中未成年子女?dāng)?shù)量為負(fù)向影響。對(duì)于城鎮(zhèn)家庭，受教育程度及健康狀況越好的家庭主事者，對(duì)未成年子女的教育投資越重視，也有能力實(shí)施，但由于教育投資能力的下降，年紀(jì)越大的城鎮(zhèn)家庭主事者對(duì)家庭教育投資的意愿存在下降趨勢(shì)。

首先，基于“數(shù)量—質(zhì)量替代”模型，由于家庭收入一定時(shí)期內(nèi)是缺乏彈性的，家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)將隨著家庭孩子數(shù)量的增加而擴(kuò)大，導(dǎo)致子女質(zhì)量下降的可能性增大。同時(shí)，由于較為長期的人口政策約束了家庭人力資源總量的增長，并在另一方面導(dǎo)致了家庭老年人口比重提高，在現(xiàn)有社會(huì)保障體系無法起到社會(huì)“減壓閥”作用的情況下，家庭的養(yǎng)老儲(chǔ)蓄必然隨之提高，從而對(duì)家庭潛在的教育投資會(huì)產(chǎn)生一定的沖擊影響，這實(shí)際上削弱了對(duì)下一代的人力資本投資能力。因此，家庭的生育行為更趨向于經(jīng)濟(jì)理性，即使人口政策趨于寬松，大部分家庭會(huì)基于家庭收入和開支的預(yù)期進(jìn)行測(cè)算，為了保障現(xiàn)有未成年子女的教育質(zhì)量，生育二孩的有效意愿可能趨低。

其次，教育存在代際傳遞效應(yīng)。教育的功能和效用不只是增加具體受教育者自身的人力資本，也在很大程度上通過代際傳遞的方式正向影響受教育者子女的人力資本積累。與農(nóng)村地區(qū)相比，城市中人力資本存量較高的父母經(jīng)濟(jì)來源更為穩(wěn)定，收入水平更高。為了保障自己的子女在未來的勞動(dòng)力市場(chǎng)上的表現(xiàn)，其更愿意在自己能力范圍之內(nèi)，加大對(duì)子女的教育投資。

要促進(jìn)城鄉(xiāng)教育公平和社會(huì)代際流動(dòng)，彌合城鄉(xiāng)家庭對(duì)未成年子女教育投資存在差異所帶來的鴻溝，關(guān)鍵在于通過合理的保障機(jī)制和措施解決農(nóng)村家庭教育投資后勁不足的問題。一方面，需要提高農(nóng)村地區(qū)教育財(cái)政投入，進(jìn)一步降低城鄉(xiāng)家庭由于經(jīng)濟(jì)稟賦的不同所引致教育投入存在差異的影響，實(shí)現(xiàn)阻斷或減緩教育的代際傳遞。另一方面，以適當(dāng)方式補(bǔ)貼家庭基本教育支出，進(jìn)一步完善新農(nóng)保政策，降低家庭養(yǎng)老儲(chǔ)蓄，鼓勵(lì)家庭的擴(kuò)展性教育支出，以爭(zhēng)取盡量彌合城鄉(xiāng)家庭教育投資能力差異所引致的差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)教育發(fā)展趨向合理。

[1] 張艷華.農(nóng)村人力資本投資的影響因素分析[J].中國勞動(dòng)關(guān)系學(xué)院學(xué)報(bào)，2007(6)：54-58.

[2] Schultz T P. Investments in the Schooling and Health of Women and Men: Quantities and Returns[J]. Journal of Human Resources, 1993, 28(4):694-734.

[3] 李通屏.家庭人力資本投資的城鄉(xiāng)差異分析[J].社會(huì)，2002(7)：11-14.

[4] 李旻，趙連閣，譚洪波.農(nóng)村地區(qū)家庭教育投資的影響因素分析——以河北承德市為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2006(5):73-78.

[5] Wydick B. The Effect of Microenterprise Lending on Child Schooling in Guatemala[J]. Economic Development and Cultural Change, 1999, 47(4):853-869.

[6] 劉潔，陳寶峰.農(nóng)村家庭子女教育投資決策中的價(jià)值觀影響[J].中國農(nóng)村觀察，2007(6)：27-36.

[7] 倪詠梅.論減輕貧困地區(qū)家庭義務(wù)教育費(fèi)用負(fù)擔(dān)[J].基礎(chǔ)教育研究，2001(3)：3-5.

[8] 孫志軍.中國農(nóng)村的教育成本、收益與家庭教育決策 ：以甘肅省為基礎(chǔ)的研究[M].北京師范大學(xué)出版社，2004.

[9] 龔繼紅，鐘漲寶.農(nóng)村家庭收入對(duì)農(nóng)村家庭教育投資行為的影響——基于湖北省隨州市農(nóng)村家庭的調(diào)查[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2005(18)：72-74.

[10] 甘宇.家庭收入、未成年子女?dāng)?shù)量與城市家庭教育投資[J].廣州大學(xué)學(xué)報(bào)(社科版)，2015(3)：60-63.

[11] Becker G S, Lewis H G. On the Interaction between the Quantity and Quality of Children[J]. Journal of Political Economy, 1973, 81(2):113.

[12] Becker G S, Tomes N. Child Endowments and the Quantity and Quality of Children[J]. Journal of Political Economy, 1976, 84(4):143-162.

[13] Rosenzweig M R, Wolpin K I. Testing the quantity-quality fertility model: the use of twins as a natural experiment.[J]. Econometrica Journal of the Econometric Society, 1980, 48(1):227.

[14] Hanushek E A. The Trade-off between Child Quantity and Quality[J]. Journal of Political Economy, 1992, 100(1):84-117.

[15] Behrman J R, Taubman P. Birth order, schooling, and earnings.[J]. Journal of Labor Economics, 1986, 4(3):121-150.

[16] Qian N. Quantity-Quality and the One Child Policy:The Only-Child Disadvantage in School Enrollment in Rural China[J]. Social Science Electronic Publishing, 2009.

[17] Fan C S. Child labor and the interaction between the quantity and quality of children:2004.

[18] Rosenzweig M R, Zhang J. Do Population Control Policies Induce More Human Capital Investment? Twins, Birth Weight and China’s ‘One-Child’ Policy[J]. Review of Economic Studies, 2009, 76(3):1149-1174.

[19] Li H, Zhang J, Zhu Y. The quantity-quality trade-off of children in a developing country: identification using Chinese twins.[J]. Demography, 2008, 45(1):223-243.

[20] Hurst E．a(chǎn)nd Lusardi A.. Liquidity Constraints，Household Wealth，and Entrepreneurship[J].Journal of Political Economy，2004，112(2):319-347．

[21] GuisoL，Sapienza，Zingales. The Role of Social Capital in Financial Development[J]. American Economic Review，2004(94)：526-556.

[22] 甘宇，趙駒，宋海雨.農(nóng)民工文化消費(fèi)的影響因素：來自1046個(gè)樣本的證據(jù)[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì).2015(1)：52-55.

[23] Zeldes S．Consumption and liquidity constraints：An empirical investigation[J]．Journal of Political Economy，1989，97(2)：305-343．

[24] 余永定，李軍．中國居民消費(fèi)函數(shù)的理論與驗(yàn)證[J].中國社會(huì)科學(xué)，2000(1)：123-133．

[25] Stanley F．A life cycle model of life insurance purchases[J]．International Economic Review，1973，14(1)：132-152．

[26] 賀菊煌．根據(jù)生命周期假說建立消費(fèi)函數(shù)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，1995(8)：18-26．

[27] 谷宏偉，楊秋平.收入和子女?dāng)?shù)量對(duì)城市家庭教育投資行為的影響——基于大連市的實(shí)證研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014(5)：128-134.

[28] 甘宇.西林縣高中生教育機(jī)會(huì)的平等獲得及衍生問題[J]. 教育評(píng)論.2013(2)：110-115.

(責(zé)任編校：朱德東)

ResearchonComparisonbetweenUrbanandRuralAreasfortheRelationbetweentheNumberofJuvenilesandFamilyEducationInvestment

YANG Chun-fang

(SchoolofGeneralKnowledge,ChongqingTechnologyandBusinessUniversity,Chongqing400067,China)

Based on the data of urban and rural 1,520 families in Chengdu and Chongqing areas, this paper compares the number of juveniles and family education investment, and the comparison finds that whether in urban families or rural families, under the premise of limited resources, the number of juveniles has negative effect on per capita education investment. In addition, in urban samples, because education investment ability decline, the bigger the age of family heads, the lower the willing of investment in education is.

the number of children; education investment; comparison between urban and rural areas; education resources

2017-07- 04

楊春芳(1987—)，女，重慶人；重慶工商大學(xué)通識(shí)學(xué)院助教，碩士，主要從事教育學(xué)研究。

G40- 054

：A

：1672- 0598(2017)05- 0046- 08