李新榮 曹小勇 張姍姍

摘 要：代際人力資本投資是經(jīng)濟增長的重要源泉。但實證顯示，相較于男性而言女性更愿意將家庭資源配置在子女教育上。通過構建人力資本代際傳遞模型，從勞動生產(chǎn)率折舊率的角度解釋女性對子代人力資本投資的偏好，并利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)、工具變量兩階段實證發(fā)現(xiàn)勞動生產(chǎn)率折舊率更高的女性當其家庭決策地位提升時，該家庭的代際人力資本投資比重將顯著增加，且存在城鄉(xiāng)差異。但是，不論城鄉(xiāng)，男孩因未來勞動生產(chǎn)率更高而獲得更多的人力資本投資，這表明針對婦女開展扶貧項目，提高婦女在家庭中的地位將更加有助于增加子代人力資本投資。

關鍵詞：家庭地位;人力資本;性別偏好;勞動生產(chǎn)率

文章編號：2095-5960（2021）04-0074-09;中圖分類號：F323.6

;文獻標識碼：A

一、前言

代際人力資本投資是經(jīng)濟增長的重要源泉。[1]對個人而言，代際人力資本投資可以提高子代的合法工作收入;[2]對社會而言，通過提高代際流動性，進而提高社會的平等性。[3]代際人力資本投資主要來自家庭投資和公共投資，但是家庭投資是子代人力資本差異的根源。[4]如果基于傳統(tǒng)共同偏好模型分析家庭內(nèi)部決策，一般假設所有家庭成員共同追求整體家庭效用的最大化。然而，實證證據(jù)大多不支持這一模型的假設， 反而表明家庭中的丈夫和妻子往往有不同的偏好。[5]例如，妻子會比丈夫更傾向于將家庭資源配置在教育和健康上[6]，而丈夫會更多分配到煙酒方面[7]。那么妻子為什么與丈夫的偏好不同？婦女家庭地位的變化是否會對代際人力資本投資產(chǎn)生影響？對這一問題的回答不僅具有重大的理論價值，更會對當前的“婦女扶貧”“共同發(fā)展”提供重要的政策意義。

本文通過構建人力資本代際傳遞模型，基于家庭代際間關系的交換動機假設[8]，認為父母通過生育并撫養(yǎng)教育子女來達到養(yǎng)老目的，子女可被視為投資品。一方面父母雙方中隨著年齡增長導致工資率下降更快的一方將更加愿意投資，另一方面投資回報率更高的子女將獲得更多的人力資本投資。其作用機制是：父母將對子女的照顧和支持比做一種投資策略或保險行為[9，10]，當父母因退休或年老導致工資率下降時，這種貨幣和時間的交換行為可以形成一種保險機制。不論城鄉(xiāng)，女性因承擔人口再生產(chǎn)和社會再生產(chǎn)雙重職責導致其在職業(yè)準入、職業(yè)穩(wěn)定、職業(yè)升遷、職業(yè)收入等各個方面均受到職業(yè)歧視，且人力資本折舊速度更快。[11-13]中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年的人均勞動收入數(shù)據(jù)（表1）顯示城市老年男性（60歲以上①[①《國務院關于工人退休、退職的暫行辦法》 （國發(fā)〔1978〕104號）文件所規(guī)定的退休年齡依性別、職稱、工種有10歲左右的差距，但最大年齡是60歲，故本文選60歲作為老年樣本的起始年齡。 ]）的年均收入是4496.17元，僅為城市青年男性的年均收入的22.36%，而城市老年女性的年均收入是1378.33元，是城市青年女性年均收入的11.38%;農(nóng)村老年男性的年均收入是1833.08元，是農(nóng)村青年男性年均收入的14.46%，農(nóng)村老年女性的年均收入是482.02元，是農(nóng)村青年女性年均收入的8.57%;不分城鄉(xiāng)女性平均收入均顯著低于同齡男性的，且隨著年齡上升，女性平均收入下降得更快，所以女性投資子代人力資本的動機更強。于學軍和侯風云均發(fā)現(xiàn)成年女性的人力資本投資收益率比男性低[11，12]，且不存在城鄉(xiāng)差異，那么投資回報率更高的男孩將獲得更多的人力資本投資。本文利用CFPS2014的數(shù)據(jù)驗證人力資本代際傳遞的理論模型，結果表明，為了提高我國居民尤其是弱勢群體的代際流動性，針對婦女開展扶貧項目，其結果可能更加有助于提高子代人力資本，得到長期的效果①[①墨西哥的“繁榮計劃”為例，其通過補貼母親，使得兒童上學率提高24%，輟學率下降了6%，同時降低了女童輟學率，其受益家庭的子女就業(yè)率提高了37%，平均每星期比沒有參加“繁榮計劃”的子女多工作9個小時，而且還掙更高的小時工資。 ]。

二、文獻綜述

代際人力資本投資的影響因素一直是經(jīng)濟學家關注的重點[14]，例如借貸約束、資源配置偏好、利他主義等。我們把這些因素歸并為以下兩類。 第一類從居民家庭異質(zhì)性的微觀視角出發(fā)，就居民家庭特征對其子代人力資本投資的影響進行研究，包括家庭的社會人口學特征，如家庭收入和其面臨的借貸約束、父母的受教育程度、子女性別和子女數(shù)量等。就家庭收入和其面臨的借貸約束而言，Schultz首先發(fā)現(xiàn)家庭收入與教育支出的正向關系，其后在美國、土耳其[15]和中國均被發(fā)現(xiàn)[1，16，17]。進一步，Chung & Choe基于韓國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)母親的收入而非父親的收入與子女教育支出成正相關，實證發(fā)現(xiàn)丈夫與妻子在家庭資源配置上的異質(zhì)性。 [18]就父母的受教育程度而言，與子女教育支出存在顯著正相關系。[19]就子女的結構而言，谷宏偉和楊秋平發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量與人力資本投資的正向關系，但是在我國家庭對子代人力資本投資具有性別偏好。[20，21]一般而言，家庭的經(jīng)濟社會地位與其子代人力資本投資程度正相關。 第二類是從居民所處的外部環(huán)境出發(fā)，地區(qū)之間的異質(zhì)性顯著，Chung & Choe指出亞洲父母普遍更注重子女的教育[18]，而韓軍輝和柳典宏則發(fā)現(xiàn)我國城市家庭子代人力資本總支出遠高于農(nóng)村家庭[22]。

學術界亦有很多文獻是關于婦女家庭地位的。在新家庭經(jīng)濟學理論框架下，夫妻的家庭地位和相對議價能力以及所產(chǎn)生的后果一般基于共同偏好模型和納什議價模型框架討論。[23，24]關于夫妻家庭地位變化的影響，之前的研究發(fā)現(xiàn)婦女家庭地位提高將減少本人的家務勞動時間和家務分擔比例[25，26]，增加其營養(yǎng)攝入，改善身體健康狀況等[27]。但是，關于影響資源配置偏好的因素還沒有被充分討論。

三、理論模型

建立包含人力資本折舊的人力資本代際傳遞的兩期模型。在第一期，個體用勞動l進行生產(chǎn)，生產(chǎn)出的產(chǎn)品為f（l），主要用于當期的個人消費和對子女的投資k。

c1+k=f（l）?? （1）

在第二期，個體繼續(xù)用勞動進行生產(chǎn)，因勞動者隨年齡上升導致其勞動生產(chǎn)效率下降[11，12]，故引入?yún)?shù)0<λ<1，該期的消費等價于第一期的投資回報及第二期的實際產(chǎn)出。

c2=λf（l）+kr? （2）

其中λ越小說明生產(chǎn)效率越低，r是投資回報率。

個體的總目標函數(shù)是凹函數(shù)：U（c1，c2 ）=U（c1 ）+βU（c2 ）

一階導： U′（f（l）-k* ）-βrU（λf（l）+k* r）=0

如果k=k（β，λ，r），首先，對λ求導數(shù)：

U″（f（l）-k* ）? （dk*）dλ+βrU″ （λf（l）+k* r）（f（l）+r （dk*）dλ）=0

dk*dλ=-βrU″（λf（l）+k* r）f（l）U″ （f（l）-k* ）+βr2 U″（λf（l）+k* r ）<0

當λ值減小，則k*將增大。一般勞動市場中，女性的勞動生產(chǎn)率隨著年齡的增加而下降更快，與城市女性相比，農(nóng)村女性勞動生產(chǎn)率下降得更快，那么

假說一：女性投資子女的教育的動機更強;

假說二：農(nóng)村女性投資子女的教育動機更強;

其次，對r求導數(shù)：

U″（f（l）-k* ）? （dk*）dr+βU′（λf（l）+k* r）+βrU″（λf（l）+k* r）（k*+r （dk*）dr）=0

dk*dr=-βU′（λf（l）+k* r）+βrU″（λf（l）+k* r） k*）（U″（f（l）-k* ）+βr2 U″（λf（l）+k* r） ）0

當r值增加，財富效應是相同的投資導致更多的回報，個體將增加第一期消費減少投資，替代效應是當前的投資可以換取更多未來的消費，個體將減少第一期消費增加投資，增加第二期的消費，如果替代效應大于財富效應，那么r值增加時，個體增加投資，相反當替代效應小于財富效應，那么r值增加時，個體減少投資。一方面在勞動就業(yè)市場中，不分城鄉(xiāng)，性別歧視導致男性的工資率比相同職位女性高，男孩的人力資本投資收益率高于女孩[11，12]，另一方面在婚姻市場中，女孩出嫁后回饋父母的金錢、物品和時間均比男孩少，女孩的投資收益率顯著小于男孩，那么母親如果替代效應占優(yōu)則投資男孩更多，如果財富效應占優(yōu)則投資男孩更少，那么

假說三：男孩獲得的人力資本投資更多。

四、數(shù)據(jù)、變量與統(tǒng)計分析

本文使用的數(shù)據(jù)來源于CFPS2014、《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

（一）主要變量定義及其測量

1.被解釋變量

被解釋變量子代人力資本投資采用“子代教育總支出占家庭總支出比重”（Educratio），用以衡量家庭對子女教育的重視程度，子代教育總支出的數(shù)據(jù)來自調(diào)查問卷中“過去12個月教育總支出——過去12個月，您家直接為這個孩子支付的教育總支出約為多少元？”①[①家庭為孩子支付的教育支出包括托兒費、學雜費、書費、教育軟件費、交通費、擇校贊助費、在校伙食費、住宿費、課外輔導費、其他費用等。 ]問題的回答，考慮到多子女家庭，需要把各個子女獲得的教育投資數(shù)額加總，家庭總支出的數(shù)據(jù)來自問卷中“過去12個月總支出——過去12個月，包括衣食住行等日常開銷、教育、醫(yī)療、文化休閑、出人情禮等，您家各項支出加在一起的總支出有多少元”問題的回答。一般而言，子代教育支出比例數(shù)值越大，說明家庭代際人力資本投資越多。

2.解釋變量

（1）婦女家庭地位（Status）。劉啟明[28]對婦女家庭地位的定義是婦女在家庭中享有的威望和控制家庭資源的權力。因此，基于徐安琪[29]的經(jīng)常性管理權重說、重大家庭事務決定說、受訪者客觀認同說、多元指標綜合說、家庭實權測量說五個維度綜合測量②[②對婦女家庭地位測度也可依據(jù)非勞動收入、女性結婚嫁妝價值、夫妻雙方的相對收入、與母親頭胎孩子性別等。 ]婦女家庭地位。

基于調(diào)查問卷中五個關于“請問下面這些事在您家中主要由誰說了算”的問題：①家用支出分配由誰說了算;②儲蓄、投資、保險由誰說了算;③買房子由誰說了算;④子女的管教由誰說了算;⑤買高價格的消費品（如冰箱、空調(diào)、成套家具）由誰說了算;當決策者為女性時賦值為1，為男性時賦值為0，回答

為“不知道”“不確定”時賦值為0.5①[①回答為“不知道”“不確定”的樣本量為128個，占樣本總量的3.39%。為謹慎起見，我們亦刪除回答為“不知道”“不確定”的樣本，做了穩(wěn)健性檢驗，具體估計結果與本文結論一致。 ]，即在該項事務上，父母雙方的話語權是同等重要的。我們基于上述五個問題回答的賦值計算其均值作為婦女家庭地位的指標。一般而言，數(shù)值越大，表示婦女在家庭內(nèi)話語權越大，相應地其家庭地位越高。

（2）考慮到子代人力資本投資比重還受到其他因素的影響，為了盡可能地刻畫受訪者的異質(zhì)性特征，我們參考相關文獻選取了居民的個人特征、家庭特征變量等作為控制變量。個體變量包括：父母雙方和子女年齡，父母雙方是否參加社保，父母雙方受教育年限，子女受教育年限（考慮到早教投資，從托兒所開始計算），子女性別是否為男孩;家庭特征變量包括：家庭子女數(shù)量，家庭居住是否在城市，家庭是否從事個體經(jīng)營，家庭收入、家庭存款和支出，家庭是否有房產(chǎn)，家庭過去12個月是否受到各種資助情況。

（3）模型中控制地區(qū)特征變量，加入人均地區(qū)生產(chǎn)總值以及地區(qū)農(nóng)村人口比重刻畫當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平，同時加入北京、上海、東部、西部和中部5個地區(qū)虛擬變量②[②全國人大六屆四次會議通過的“七五”計劃正式公布東部、中部和西部的地區(qū)包括具體省份。其次，借鑒史宇鵬和李新榮等的做法，單獨創(chuàng)建了北京和上海的地區(qū)虛擬變量。 ]。

（二）變量描述性統(tǒng)計

表2給出了相關變量的描述性統(tǒng)計，子代人力資本支出占家庭總支出的比重均值為0.194，即家庭過去12個月總支出中有19.4%用于子代教育支出，女性家庭地位均值為0.372，代表女性在家庭決策中話語權的比重約為37.2%，母親的受教育程度均值為7.778年，父親的受教育程度均值為8.27年，均為初中肄業(yè)水平。母親和父親的年齡均值分別為36.731歲和38.671歲左右;母親和父親社保參與率分別為60.9%和65.3%;子女年齡均值為7.122歲，子女受教育程度均值為6.19，即孩子正處于小學2年級左右狀態(tài);被調(diào)查家庭的子代中男孩約占54%，女孩占比45%;居住在城市的家庭樣本占比為42%;家庭子女數(shù)量約為2人;從事個體經(jīng)營的家庭比重為12.7%;家庭年收入均值為5.42萬元，家庭存款均值約為2.68萬元，家庭年支出額約為4.15萬元;擁有房產(chǎn)的家庭比重約為89.5%;受到各類資助的家庭占調(diào)查家庭總數(shù)的64.9%;地區(qū)人均生產(chǎn)總值對數(shù)均值為10.64，農(nóng)村人口比重均值為0.451。

五、模型設定與估計

（一）基準模型設定

基準方程如下：

Educratiojc=α0+α1 Statusjc+βXijc+γYjc+δZc+πc+μijc? （1）

其中被解釋變量Educratiojc是c地區(qū)j家庭子女教育總支出占家庭總支出的比重，解釋變量Statusjc表示c地區(qū)j家庭婦女家庭地位，Xijc是個體特征變量，包括父母雙方的年齡、受教育程度、是否參與社保;Yjc代表家庭特征變量，包括家庭居住地是否城市、子女數(shù)量、家庭是否從事個體私營、家庭總收入、家庭存款額、家庭是否有房產(chǎn)、是否接受到資助;Zc代表地區(qū)特征變量，包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值和地區(qū)農(nóng)村人口比重，πc 是地區(qū)虛擬變量

①[①全國人大六屆四次會議通過的“七五”計劃正式公布東部、中部和西部的地區(qū)包括具體省份。其次，借鑒史宇鵬和李新榮等的做法，單獨創(chuàng)建了北京和上海的地區(qū)虛擬變量。 ]，μijc是隨機誤差項。其中α1是我們關注的參數(shù)，表示婦女家庭地位對子代人力資本投資的影響，依據(jù)之前的探討，假說一認為女性家庭地位越高，子代人力資本總支出占家庭總支出比重越大，即α1>0。

（二）回歸結果分析

1.婦女家庭地位對子代人力資本投資的總體影響

表3顯示婦女家庭地位對子代人力資本投資的回歸結果，與假說一的預測結果一致。第一列（模型1）為僅控制地區(qū)固定效應，婦女家庭地位的系數(shù)為0.026，且在1%的水平上統(tǒng)計顯著，結果表明若婦女家庭地位增加0.1個單位，會使子代人力資本總支出的比重提高0.26%，以家庭每年總支出均值4.15萬元為例，那么若婦女家庭地位增加0.1個單位，會使子代人力資本支出每年提高107.9元;第二列（模型2）為繼續(xù)加入父母特征變量（父母雙方的年齡、受教育程度、是否參與社保）的回歸結果，婦女家庭地位的系數(shù)為0.025，在1%的水平上仍然統(tǒng)計顯著;第三列（模型3）為繼續(xù)加入家庭特征變量（家庭是否居住城市、子女數(shù)量、家庭是否從事個體私營、家庭總收入、家庭存款額、家庭是否有房產(chǎn)、家庭是否受到資助）以及地區(qū)特征變量（人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)和農(nóng)村人口比重）的回歸結果，女性家庭地位的系數(shù)減少為0.017，在10%的水平上仍然統(tǒng)計顯著，結果表明婦女家庭地位增加0.1單位會使子代人力資本總支出的比重提高0.17%。

其他控制變量方面，父親的年齡、父母的教育程度以及母親是否參與社保對子代人力資本相對支出的影響不顯著。家庭收入和存款均統(tǒng)計上顯著但是經(jīng)濟上不顯著。當?shù)厝司a(chǎn)總值對子代人力資本支出具有正向顯著影響，而當?shù)剞r(nóng)村人口比重的影響在統(tǒng)計上并不顯著。

2.考慮內(nèi)生性后，婦女家庭地位對子女教育支出影響

估計方程（1）面臨的主要問題是婦女家庭地位可能與殘差項是相關的，這就是婦女家庭地位變量的內(nèi)生性問題。其內(nèi)生性的來源可能是遺漏變量和測量誤差，例如，父母的價值觀念和地方文化等，邏輯在于當父母認可宿命論時，會直接影響子女接受教育的態(tài)度，進而影響對子代人力資本投資，而秉承宿命論的父母一般家庭中婦女地位并不高;就測量誤差而言，主要是婦女家庭地位的衡量標準是一個多維度的概念，難以用某一變量全面衡量，例如，母親是否戶主身份、收入水平差異、教育水平差異、祖輩間教育收入水平差異等因素都會影響婦女家庭地位，受數(shù)據(jù)所限無法將所有因素考慮在內(nèi)，因此婦女家庭地位變量不可避免存在測量誤差問題。

我們選擇該省其他婦女家庭地位的均值作為婦女家庭地位工具變量，我們初步認為該省其他婦女家庭地位的均值與該戶家庭婦女家庭地位正相關，即該省婦女家庭地位均值越高，該戶婦女家庭地位越高，也即工具變量（該省其他婦女家庭地位的均值）與內(nèi)生變量（婦女家庭地位）直接相關。但是該省其他婦女家庭地位的均值不足以改變該家庭子代人力資本投資，兩者沒有直接相關關系，即工具變量與被解釋變量不直接相關。同時我們注意到工具變量影響被解釋變量只能通過婦女家庭地位進而影響子代人力資本投資這一渠道，即通過內(nèi)生變量的渠道。針對以上判斷工具變量是否合適的三個標準，即工具變量與內(nèi)生變量直接相關、工具變量與被解釋變量不直接相關、工具變量只能通過影響內(nèi)生變量來影響被解釋變量，我們在以下的實證分析中提供了支持性的檢驗結果。

在我們的樣本中，cov（該省其他婦女家庭地位均值，婦女家庭地位）=0.2665，在1%的統(tǒng)計性水平下顯著，cov（該省其他婦女家庭地位的均值，子代人力資本支出）=0.0557，沒有通過顯著性檢驗。從表4第一階段弱工具變量檢驗結果可知，用該省其他婦女家庭地位均值作為工具變量，弱工具變量檢驗Cragg-Donald的F統(tǒng)計量為104.31，遠大于10%偏誤下的臨界值16.38，即拒絕弱工具變量的假設。Durbin-Wu-Hausman內(nèi)生性檢驗結果33.94，拒絕婦女家庭地位是外生變量的假設，需要用工具變量進行估計。因此，選用上述工具變量估計女性家庭地位對子代人力資本投資影響是必要且合適的。

表5匯報了考慮到婦女家庭地位的內(nèi)生性后的回歸結果，與假說一相符。說明控制地區(qū)固定效應、個體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)經(jīng)濟變量后的兩階段回歸結果，婦女家庭地位的系數(shù)由之前（表3第3列）的0.017上升到0.353，在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，表明若以家庭每年總支出均值4.15萬元為例，那么若婦女家庭地位增加0.1個單位，會使子女教育支出每年提高1464.95元。

3.穩(wěn)健性分析：婦女家庭地位對子代人力資本投資的家庭子女數(shù)量異質(zhì)性分析

子代人力資本投資是家庭內(nèi)部資源綜合決策的結果，家庭教育理念、子代人力資本支出的多寡與子女數(shù)量有關。[30]因此我們按照子女數(shù)量的多少分為單子女家庭和多子女家庭兩個子樣本進行異質(zhì)性分析。表6顯示不同子女數(shù)量家庭子樣本的回歸結果，與假說一依然相符，但是邊際效應略有差異，單子女家庭子代人力資本支出每年提高1037.5元，而多子女家庭子代人力資本支出每子女每年提高1049.95元。表6的第三列的婦女家庭地位與是否單子女家庭的交乘項的系數(shù)為負且不顯著，表明多子女家庭與單子女家庭中并不存在顯著異質(zhì)性。

4.穩(wěn)健性分析：婦女家庭地位對子代人力資本投資的城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

依據(jù)CFPS2014數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示（表1），城市老年女性的年均收入是1 378.33元，是城市青年女性年均收入的11.38%，農(nóng)村老年女性的年均收入是482.02元，是農(nóng)村青年女性年均收入的8.57%，與其城市同齡女性的平均收入相比，農(nóng)村女性的勞動生產(chǎn)率隨著年齡上升而下降得更快，故假說二認為城市家庭和農(nóng)村家庭在子代人力資本投資上存在異質(zhì)性，且農(nóng)村婦女家庭地位提升對子代人力資本投資的邊際效應可能更大。因此，我們將樣本分為農(nóng)村和城市進行異質(zhì)性分析。表7的結果與假說二相符，表明針對農(nóng)村婦女開展幫扶工作，將更加有效。

5.穩(wěn)健性分析：以單個子女為分析對象的婦女家庭地位對子代人力資本投資影響的城鄉(xiāng)性別差異

于學軍和侯風云均發(fā)現(xiàn)成年女性的人力資本投資收益率比男性低，且不存在城鄉(xiāng)差異[10，11]，故假說三認為不論城市還是農(nóng)村，婦女家庭地位的提高對男孩的人力資本投資的邊際效應大于對女孩的。本部分不以家庭為研究對象，而是以子代個體為單位，以“單個子女的人力資本支出占家庭總支出的比重”為被解釋變量，按照農(nóng)村男孩、農(nóng)村女孩、城市男孩、城市女孩四個子樣本分別回歸。表8的結果與假說三相符，表明不論城鄉(xiāng)，人力資本投資回報率更高的男孩將獲得更多的代際人力資本投資，但是，男孩與女孩獲得的人力資本投資差距在城市地區(qū)要小于農(nóng)村地區(qū)。

六、結論與政策啟示

代際人力資本投資是經(jīng)濟增長的重要源泉，研究影響代際人力資本投資的因素自然也是經(jīng)濟學家關注的焦點之一。之前的研究一般基于傳統(tǒng)共同偏好模型分析家庭內(nèi)部決策，假設所有家庭成員共同追求整體家庭效用的最大化，但是實證數(shù)據(jù)并不支持。遺憾的是，目前尚未有文獻構建理論模型說明父母雙方偏好差異的源泉，對代際人力資本投資會產(chǎn)生什么樣的影響，亦沒有學者研究婦女家庭地位的變化對子代人力資本投資的影響是否會因子代性別的差異而存在系統(tǒng)性的差別。

本文首先構建理論模型假設父母雙方的勞動生產(chǎn)率折舊速度是不同的，模型結論認為勞動生產(chǎn)率折舊更快的一方將更加愿意增加子代人力資本投資。其次利用2014年CFPS數(shù)據(jù)，實證分析我們的理論結論是否成立，即婦女家庭地位變化對子女人力資本投資的影響。考慮到婦女家庭地位可能內(nèi)生于子代人力資本投資，我們采用該省其他婦女家庭地位的均值作為工具變量以處理婦女家庭地位的內(nèi)生性問題。研究結果表明，婦女家庭地位提高確實會導致子代人力資本投資增加。通過使用居住所在地是否在城市測度婦女弱勢地位，我們的研究發(fā)現(xiàn)，與居住在城市的家庭相比，居住在農(nóng)村的家庭，婦女家庭地位提升對其子代人力資本投資的影響更大;進一步，不論在城市還是在農(nóng)村，我們都發(fā)現(xiàn)人力資本投資回報率更高的男孩將獲得更多的代際人力資本投資，但是，男孩與女孩獲得的人力資本投資差距在城市地區(qū)要小于農(nóng)村地區(qū)。

婦女家庭地位提高對于提高她們子女的人力資本水平有幫助， 而這在長期會有助于提高代際流動性，消除家庭貧困。因此，針對婦女開展扶貧項目，提高婦女在家庭中的地位， 或是讓更多的資助直接發(fā)放給她們，其結果可能更加有助于提高子代人力資本。

參考文獻：

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

[2]Lochner，L.and E.Moretti，“The Effect of Education on Crime： Evidence from Prison Inmates，Arrests，and Self-Reports”，American Economic Review ，2004，94（1）：155～189.

[3]Cunha，F(xiàn).，and J.Heckman，“The Technology of Skill Formation”，American Economic Review，2007，97（2）：31～47.

[4]Thakurata，I.and E.D'Souza，“Child Labour and Human Capital in Developing Countries： a Multi-Period Stochastic Model”，Economic Modelling，2018，69（C）：67～81.

[5]Brown，P.H.“Dowry and Intrahousehold Bargaining： Evidence from China”，Journal of Human Resources ，2009，44（1）：25～46.

[6]Thomas，D.“Intra-Household Resource Allocation： an Inferential Approach”，Journal of Human Resources ，1990，25（4）：635～664.

[7]Phipps，S.P.Burton and L.Lethbridge，“In and Out of the Labour Market： Long-Term Income Consequences of Child-Related Interruptions to Women's Paid Work”，Canadian Journal of Economics/revue Canadienne Déconomique，20013，4（2）：411～429.

[8]Leopold，T.and T.Schneider，“Family Events and the Timing of Intergenerational Transfers”，Social Forces ，2011，90（2）：595～616.

[9]Silverstein，M.S.J.Conroy，H.Wang et al.“Reciprocity in Parent-Child Relations over the Adult Life Course”，The Journals of Gerontology Series B： Psychological Sciences and Social Sciences ，2002，57（1）：S3～S13.

[10]韋志明.村民自治下外嫁女問題的困境、挑戰(zhàn)與出路[J].貴州民族研究，2019（7）：76～83.

[11]于學軍.城市經(jīng)濟轉型時期人力資本回報率研究[J].市場與人口分析，2000（1）：2～11.

[12]侯風云.中國農(nóng)村人力資本收益率研究[J].經(jīng)濟研究，2004（2）：75～84.

[13]Parkman，A.M.“Unilateral Divorce and the Labor-Force Participation Rate of Married Women，Revisited”，American Economic Review ，1992，82（3）：671～678.

[14]張?zhí)K，朱媛.最優(yōu)代際人力資本投資研究新進展[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2018（5）：117～128.

[15]Tansel，A.and F.B.Bodur，“Private Supplementary Tutoring in Turkey Recent Evidence on Its Various Aspects”，Social Science Electronic Publishing ，2008，9（1）：162～171.

[16]Ringo，D.“Parental Credit Constraints and Child College Attendance”，Education Finance and Policy ，2019，14（4）：548～571.

[17]薛海平，丁小浩.中國城鎮(zhèn)學生教育補習研究[J].教育研究，2009（1）：39～46.

[18]Chung，Y.S.，Choe，M.K.“Sources of Family Income and Expenditure on Children's Private，After-School Education in Korea”，International Journal of Consumer Studies，2010，25（3）：193～199.

[19]洪巖璧，趙延東.從資本到慣習：中國城市家庭教育模式的階層分化[J].社會學研究，2014（4）：73～93.

[20]谷宏偉，楊秋平.收入和子女數(shù)量對城市家庭教育投資行為的影響——基于大連市的實證研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2014（5）：127～34.

[21]Parish，W.L.and R.J.Willis.“Daughters，Education，and Family Budgets Taiwan Experiences”，Journal of Human Resources ，1993，28（4）：863～898.

[22]韓軍輝，柳典宏.家庭教育投資行為的城鄉(xiāng)比較與演化博弈[J].教育學術月刊，2017（2）：54～60.

[23]Pollak，R.A.“For Better or Worse： the Roles of Power in Models of Distribution Within Marriage”，American Economic Review ，1994，84（2）：148～152.

[24]吳桂英.家庭內(nèi)部決策理論的發(fā)展和應用：文獻綜述[J].世界經(jīng)濟文匯，2002（2）：70～80.

[25]齊良書.議價能力變化對家務勞動時間配置的影響——來自中國雙收入家庭的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005（9）：78～90.

[26]劉娜，Anne de Bruin.家庭收入變化、夫妻間時間利用與性別平等[J].世界經(jīng)濟，2015（11）：117～143.

[27]吳曉瑜，李力行.母以子貴：性別偏好與婦女的家庭地位——來自中國營養(yǎng)健康調(diào)查的證據(jù)[J].經(jīng)濟學，2011（3）：869～886.

[28]劉啟明.中國婦女家庭地位研究的理論框架及指標建構[J].中國人口科學，1994（6）：1～9.

[29]徐安琪.夫妻權力和婦女家庭地位的評價指標：反思與檢討[J].社會學研究，2005（4）：134～152.

[30]仇煥廣，靖騏亦.母親嫁妝對子女參與課外教育的影響——來自CFPS2014數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].教育與經(jīng)濟，2018（4）：79～88.

Women s Family Status and Its Impacts on Childrens Human Capital Investment

LI Xin-rong，CAO Xiao-yong，ZHANG Shan-shan

（1.School of economics，Central University of Finance and economics，Beijing 100081，China;2.School of international economics and trade，University of international business and economics，Beijing 100029，China;3.Sina Finance，Beijing 100034，China）

Abstract：

The accumulation of human capital is an important source of economic growth.Firstly，this paper constructs a theoretical model which assumes that the depreciation rate of labor force productivity is different between father and mother.Our model concludes that women will be more willing to increase the childrens human capital investment because of their faster depreciation of labor force productivity.Secondly，empirical evidence from household education investment decisions in the CFPS （2014） data suggests that the improvement of womens family status significantly increases the proportion of childrens human capital investment，and this effect is more obvious for rural female groups.Furthermore，sons get more human capital investment over all.This suggests that poverty alleviation projects targeting women，especially improving womens family status，will be more conducive to improve childrens human capital.

Key words：

family status;human capital investment;gender preference;labor force productivity

責任編輯：蕭敏娜

收稿日期：2020-12-23

基金項目：北京市自然科學基金面上項目（9212018）;中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項資金和中央財經(jīng)大學科研創(chuàng)新團隊支持計劃資助。

作者簡介：李新榮（1980—）青海民和人，中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院副教授，研究方向為勞動經(jīng)濟學與發(fā)展經(jīng)濟學;曹小勇（1979—）湖北公安人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院教授，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學;張姍姍（1993—），山東青島人，新浪金融分析師，研究方向為勞動經(jīng)濟學。