家庭生命周期視角下城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率變動(dòng)研究

楊博,路多

(陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院,陜西 西安 710119)

1 引言

中國城鄉(xiāng)居民平均受教育水平穩(wěn)步提升,最新數(shù)據(jù)顯示,全國15歲及以上人口平均受教育年限由2010年“六普”的9.08年提高至2020年“七普”的9.91年(國家統(tǒng)計(jì)局,2021)。教育提升對(duì)個(gè)人的最大福祉在于教育與收入顯著正相關(guān),提高教育水平更有利于在勞動(dòng)力市場上找到較高工資回報(bào)的工作(鈔小靜、沈坤榮,2014)。教育回報(bào)率是反映居民教育水平在勞動(dòng)力市場中價(jià)值的綜合指標(biāo),良性發(fā)展的市場經(jīng)濟(jì)社會(huì)往往在提升居民教育的同時(shí)伴隨著教育回報(bào)的提高,形成教育水平與教育回報(bào)率同步增長的良性循環(huán)(郭冉、周皓,2020)。根據(jù)張車偉(2006)的估計(jì),城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率在各級(jí)受教育程度上分別為初中3.59%、高中4.19%、中專6.76%、大專4.67%、本科6.58%,總體呈現(xiàn)出教育回報(bào)率隨教育程度上升的趨勢。城市居民憑借經(jīng)濟(jì)與社會(huì)資源優(yōu)勢更容易獲得較高回報(bào)的工作,在教育水平上升中的收入提升更顯著(王春超、葉琴,2014)。農(nóng)村居民的教育回報(bào)率雖然受制于農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)劣勢,但較高教育水平也會(huì)帶來更多的遷移就業(yè)機(jī)會(huì),同樣呈現(xiàn)出教育回報(bào)率的提升規(guī)律(詹鵬,2014)。

就個(gè)人而言,教育經(jīng)歷是既成事實(shí),但與之相關(guān)的教育回報(bào)并非一成不變;相反,個(gè)人經(jīng)歷尤其是家庭環(huán)境變化很可能對(duì)個(gè)人勞動(dòng)就業(yè)產(chǎn)生影響,個(gè)人的教育收益也可能出現(xiàn)波動(dòng)甚至下降(趙建國、王凈凈,2021)。中國16-59歲勞動(dòng)力人口平均教育年限為10.8年,表明絕大多數(shù)勞動(dòng)人群尤其是農(nóng)村居民從事的職業(yè)受環(huán)境制約較多,很容易在環(huán)境變化中出現(xiàn)教育回報(bào)率的波動(dòng)(楊宜勇、王伶鑫,2021)。雖然高學(xué)歷人群從事的工作領(lǐng)域和工種相對(duì)穩(wěn)定,但在競爭日益激烈的職場中,也出現(xiàn)了家庭責(zé)任對(duì)工作投入的擠壓問題,導(dǎo)致其工作業(yè)績和晉升出現(xiàn)困境,表現(xiàn)出家庭因素對(duì)教育回報(bào)率的潛在影響(Liu et al.,2020)。因此可以預(yù)計(jì),隨著老齡化、少子化、城鄉(xiāng)人口遷移以及核心家庭增多,家庭結(jié)構(gòu)、規(guī)模和功能變化越來越對(duì)居民教育回報(bào)產(chǎn)生影響。首先是在“青壯年夫妻+未成年子女”核心家庭中,父母對(duì)未成年子女的照料往往對(duì)父母個(gè)人職場參與和收益產(chǎn)生擠壓(喻開志等,2022)。當(dāng)家庭老年照料需求增加時(shí),青壯年勞動(dòng)時(shí)間會(huì)縮減,構(gòu)成居民教育水平向收入轉(zhuǎn)化的阻礙(柴化敏等,2021)。隨著老齡化進(jìn)程加速,尤其是在社會(huì)養(yǎng)老尚未健全的農(nóng)村,適齡勞動(dòng)力因?yàn)椤凹彝ダ夏暾樟稀倍档蛣趧?dòng)參與正在成為教育回報(bào)下降的不可抗力(劉達(dá)禹等,2022)。對(duì)于大量仍然依靠市場務(wù)工獲取生活來源的農(nóng)村中老年來說,隨著隔代照料增多,勞動(dòng)參與時(shí)間顯著下降,個(gè)人教育更難轉(zhuǎn)化為收入(鐘搏,2022)。上述現(xiàn)象表明,家庭結(jié)構(gòu)性的因素可能影響教育回報(bào),城鄉(xiāng)居民不得不在家庭結(jié)構(gòu)、規(guī)模和功能變化中面臨教育回報(bào)波動(dòng)甚至是下降風(fēng)險(xiǎn)。

現(xiàn)有研究在探討城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)時(shí),尚未明確居民所在家庭的發(fā)展變化對(duì)居民個(gè)人教育回報(bào)率的影響,對(duì)于居民教育回報(bào)率變動(dòng)背后的家庭因素以及內(nèi)在機(jī)理探討較少。在當(dāng)前人口結(jié)構(gòu)快速變化及其連帶的城鄉(xiāng)家庭變動(dòng)趨勢下,有必要從家庭發(fā)展視角探討城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率及其變化趨勢。由于家庭在不同發(fā)展階段有明顯特征,尤其是當(dāng)下以“養(yǎng)老”、“托幼”為代表的家庭發(fā)展愈發(fā)成為勞動(dòng)力就業(yè)的限制因素,城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率可能面臨家庭不同階段下特有結(jié)構(gòu)因素的制約。本研究從反映家庭發(fā)展規(guī)律的家庭生命周期理論切入,觀察處于不同家庭生命周期下的城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率及其隨家庭周期發(fā)展的變動(dòng)軌跡。

2 文獻(xiàn)綜述

教育回報(bào)率是居民基于個(gè)人教育水平所獲得的勞動(dòng)力市場價(jià)值的綜合指標(biāo),體現(xiàn)出個(gè)人教育與個(gè)人收入尤其是工資性收入的關(guān)聯(lián)程度(劉澤云、袁青青,2022)。教育回報(bào)率一般通過明瑟方程進(jìn)行測量,基礎(chǔ)的明瑟收入方程中因變量為工資對(duì)數(shù),自變量包含受教育年限、工作年限以及工作年限二次項(xiàng),體現(xiàn)出受教育年限對(duì)個(gè)人工作收入增長百分比的影響(方超、黃斌,2021)。針對(duì)不同的人群、職業(yè)以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)情境,國內(nèi)外研究在明瑟方程基礎(chǔ)上還加入了個(gè)人經(jīng)歷、社會(huì)關(guān)系、組織經(jīng)歷以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化等因素,體現(xiàn)出教育回報(bào)率受多種復(fù)雜因素的制約(方超、羅英姿,2017)。在中國,城市居民因?yàn)橛懈嗟慕逃Y源、就業(yè)機(jī)會(huì)以及職業(yè)發(fā)展機(jī)遇,具備“高教育機(jī)會(huì)+高教育回報(bào)”的良性循環(huán);而在同等教育水平的農(nóng)村居民中,外出遷移務(wù)工往往更容易獲得較高工資收入,教育回報(bào)率呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)二元差異(王春超、葉琴,2014)。

除了上述個(gè)人、組織以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素,勞動(dòng)供給理論解釋了勞動(dòng)力由于時(shí)間和精力有限而不得不在勞動(dòng)供給及其他用途之間進(jìn)行抉擇,特別是為了響應(yīng)家庭需求而不得不調(diào)整就業(yè)決策以及勞動(dòng)時(shí)間,呈現(xiàn)出家庭結(jié)構(gòu)與功能變化對(duì)勞動(dòng)力工作投入的“擠出效應(yīng)”(谷晶雙,2021)。但是現(xiàn)有以明瑟方程為基礎(chǔ)的教育回報(bào)率研究尚未從家庭變化帶來的上述“擠出效應(yīng)”探討教育回報(bào)率,對(duì)于當(dāng)下愈發(fā)普遍的家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)、托育負(fù)擔(dān)等家庭動(dòng)態(tài)發(fā)展回應(yīng)不足。已有研究往往從勞動(dòng)力就業(yè)與家庭沖突視角關(guān)注勞動(dòng)力的家庭責(zé)任對(duì)教育回報(bào)的影響。例如撫養(yǎng)未成年子女往往會(huì)降低父母勞動(dòng)參與,即便是教育水平較高的父母也不得不選擇就近工作從而制約工資回報(bào)(鐘搏,2022)。而當(dāng)社會(huì)資源能夠保障托育需求時(shí),教育水平高的居民更能夠全身心投入工作從而降低家庭對(duì)教育回報(bào)的影響(杜鳳蓮、楊鑫尚,2021)。在老齡化時(shí)代,照顧老年家庭成員會(huì)越來越多的擠占家庭核心勞動(dòng)力的勞動(dòng)供給時(shí)間,教育水平高的子女也不例外(柴化敏等,2021)。即使家庭中不存在老年人以及未成年人,伴隨家庭自然發(fā)展而來的是更多不確定性,突發(fā)疾病、家庭遷移以及婚姻變動(dòng)也有可能影響個(gè)體勞動(dòng)參與從而影響教育回報(bào)率(張良、徐翔,2020)。上述基于勞動(dòng)力就業(yè)與家庭沖突的研究從靜態(tài)視角探討家庭關(guān)系對(duì)教育回報(bào)的影響。對(duì)于大多數(shù)城鄉(xiāng)居民而言,家庭發(fā)展過程是婚姻締結(jié)、子女養(yǎng)育、父母養(yǎng)老等為特征的穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)發(fā)展過程,而老齡化和少子化時(shí)代的家庭發(fā)展需求很可能構(gòu)成勞動(dòng)力教育回報(bào)的潛在阻礙,現(xiàn)有研究很少從家庭穩(wěn)定動(dòng)態(tài)發(fā)展視角探討居民教育回報(bào)率及其變動(dòng)趨勢。此外,中國城鄉(xiāng)家庭發(fā)展變化過程有顯著差異,城鄉(xiāng)居民收入路徑與增長趨勢也不盡相同,城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率在各自家庭發(fā)展軌跡中的現(xiàn)狀與變化趨勢差異尚不明確。

家庭生命周期理論解釋了家庭規(guī)模、結(jié)構(gòu)以及功能變遷過程,是從家庭動(dòng)態(tài)發(fā)展視角下關(guān)注家庭及其成員發(fā)展議題的經(jīng)典理論(Amirtha &Sivakumar,2018)。該理論根據(jù)西方家庭演化模式提出家庭生命周期9階段模型,包含了家庭形成、擴(kuò)展、穩(wěn)定、收縮以及解體的動(dòng)態(tài)歷程,成為后續(xù)研究的理論基礎(chǔ)(Camacho,2009)。家庭生命周期的劃分并無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn),由于研究對(duì)象的時(shí)間與空間差異,國內(nèi)學(xué)者將家庭生命周期描述為表1所示的起步、成長、成熟、擴(kuò)張以及解體過程,與中國家庭強(qiáng)調(diào)血緣與代際聯(lián)系以及城鄉(xiāng)二元社會(huì)情境相符合,體現(xiàn)中國城鄉(xiāng)家庭發(fā)展現(xiàn)實(shí)與趨勢(彭繼權(quán)等,2019;程新艷等,2021)。已有研究從家庭關(guān)系、家庭角色、家庭分工等探討了居民勞動(dòng)收入受家庭因素的干擾,從靜態(tài)視角揭示了家庭具體階段對(duì)居民收入的影響。例如在起步階段,夫妻尚未生育,充足勞動(dòng)供給能力意味著較高收入回報(bào)(張翠娥、陳子璇,2021)。當(dāng)家庭進(jìn)入成長階段和成熟階段,夫妻因?yàn)檎疹櫸闯赡曜优艿接绊?尤其是勞務(wù)工作為主的夫妻收入下滑更明顯(杜鳳蓮、楊鑫尚,2021)。農(nóng)村夫妻還會(huì)因?yàn)樽优樟闲枨蠖鴾p少外出務(wù)工,家庭需求對(duì)勞動(dòng)投入的“擠出效應(yīng)”明顯(鐘搏,2022)。在“上有老、下有小”的家庭擴(kuò)展階段,子女和老年父母的雙重需求加大了中年夫妻的家庭照料壓力,在職場和勞務(wù)市場中都不得不面臨收入的被動(dòng)下降(張良、徐翔,2022)。在解體階段,當(dāng)“隔代撫養(yǎng)”成為普遍模式,依靠打工收入的老年人在照料孫子女時(shí)不得不減少勞動(dòng)時(shí)間從而降低了收入(曹信邦、童星,2021)。

表1 家庭生命周期劃分及標(biāo)準(zhǔn)

上述研究表明,當(dāng)關(guān)注個(gè)人教育回報(bào)率,從家庭生命周期理論切入有利于觀察不同家庭階段的居民憑借教育水平獲取工資收入的變化軌跡。已有教育回報(bào)率研究忽略了家庭生命周期特征,而這些特征有可能對(duì)家庭成員的教育回報(bào)率產(chǎn)生影響,同等教育水平居民的教育回報(bào)率可能會(huì)在家庭生命周期的不同階段出現(xiàn)差異?？紤]到城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異,家庭生命周期對(duì)居民個(gè)人教育回報(bào)率的影響可能存在城鄉(xiāng)差異。本研究基于明瑟收入方程構(gòu)建包含家庭生命周期與受教育年限的教育回報(bào)率模型,利用Heckman兩階段法解決內(nèi)生性問題,對(duì)城鄉(xiāng)居民之間差異進(jìn)行研究,明晰家庭生命周期對(duì)居民教育回報(bào)率的影響。

3 理論模型

3.1 明瑟收入模型

現(xiàn)有研究往往是通過明瑟收入方程對(duì)人力資本回報(bào)率進(jìn)行測度(常進(jìn)雄等,2018),基礎(chǔ)的明瑟收入方程形式如下:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+∑αiCi+ε

(1)

公式(1)中,因變量Ln(Y)表示工資性收入的對(duì)數(shù),取對(duì)數(shù)可以反映自變量變動(dòng)一單位后,收入變動(dòng)的百分比,Edu表示個(gè)人受教育年限,Exp表示個(gè)人工作年限,而Exp2表示工作年限的平方,C為控制變量,表示其他影響收入的因素,而ε為隨機(jī)誤差項(xiàng),此時(shí)受教育年限前系數(shù)β1就代表著個(gè)體的教育回報(bào)率。本研究在明瑟收入方程中加入家庭生命周期虛擬變量以及家庭生命周期與受教育年限的交互項(xiàng),考察家庭生命周期對(duì)人力資本回報(bào)率的影響。相較于分組進(jìn)行回歸,納入交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果更能體現(xiàn)整體特征(Amirtha & Sivakumar,2018)。此時(shí)明瑟模型調(diào)整為:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+β5Flci+β6Flci*Edu+∑αiCi+ε

(2)

公式(2)中Flci表示個(gè)人所在家庭所處的家庭生命周期,若個(gè)人所在家庭處于第i個(gè)生命周期,則取為1,反之則取0,Flci*Edu表示家庭生命周期與個(gè)人受教育年限的交互項(xiàng),若人力資本回報(bào)率為正,若系數(shù)β6為正,則表示家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率有正向影響,若為負(fù)則表示家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率存在負(fù)向影響(劉澤云、袁青青,2022),在引入了家庭生命周期與個(gè)人受教育年限交互項(xiàng)后,此時(shí)個(gè)體受教育年限對(duì)收入的總影響就變成了β1+β6Flci。

3.2 內(nèi)生性問題

基礎(chǔ)明瑟收入模型僅包含受教育年限,工作經(jīng)驗(yàn)及其平方項(xiàng),為了避免遺漏變量偏誤造成估計(jì)偏誤,本研究參考現(xiàn)有文獻(xiàn)增加控制變量并剔除極端值與異常值,減少測量誤差導(dǎo)致的估計(jì)偏誤(劉澤云、袁青青,2021)。但現(xiàn)實(shí)是,個(gè)人完成教育后并不一定進(jìn)入勞動(dòng)力市場,例如勞動(dòng)力市場中相同教育水平勞動(dòng)力人口中的男性數(shù)量比女性要多(楊宜勇、王伶鑫,2021);而家庭對(duì)老人與子女提供照料等家庭負(fù)擔(dān)會(huì)對(duì)勞動(dòng)力產(chǎn)生“就業(yè)阻礙效應(yīng)”,導(dǎo)致來自于上述負(fù)擔(dān)家庭的勞動(dòng)力在教育結(jié)束后直接面臨教育回報(bào)不足(張翠娥、陳子璇,2021)。因此,城鄉(xiāng)居民在現(xiàn)有教育水平上是否能夠在教育結(jié)束后即可獲得工資收入存在不確定性,即個(gè)人教育水平對(duì)收入的影響可能面臨樣本自選擇問題及其導(dǎo)致的估計(jì)偏誤(于洪霞,2014)。為解決可能存在的樣本自選擇及內(nèi)生性,本研究選擇Heckman兩階段法對(duì)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),以期獲得可靠結(jié)論(顏敏,2012)。首先對(duì)全樣本按照是否有工作進(jìn)行Probit模型估計(jì),建立二元虛擬變量Gz,當(dāng)個(gè)人存在工資性收入時(shí),Gz=1,反正則Gz=0,此時(shí)構(gòu)建Probit模型構(gòu)建如下:

(3)

公式(3)左邊表示個(gè)體擁有工作的概率,公式右邊φ(·)是累積的正態(tài)分布函數(shù),β0為常數(shù)項(xiàng),βixi表示其他影響個(gè)體擁有工作的因素。在計(jì)算出每一個(gè)樣本獲得工作的傾向后,構(gòu)建修正因子:

(4)

公式(4)中,λ被稱為“逆米爾斯比率”,φ(·)與φ(·)分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)與累積分布函數(shù)。將逆米爾斯比率作為控制變量帶回到原估計(jì)方程中,重新進(jìn)行估計(jì),得到模型如下:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+β5Flci+β6Flci*Edu+∑αiCi+β7λ+ε

(5)

此時(shí)通過Heckman兩階段樣本選擇估計(jì)個(gè)人教育收益率的變動(dòng)狀況,并只計(jì)算已經(jīng)存在工資收入即工作的城鄉(xiāng)居民樣本。此時(shí)若逆米爾斯比率在作為控制變量帶回到原方程中估計(jì)時(shí)顯著,則說明個(gè)體是否工作確實(shí)存在“自選擇”效應(yīng),模型其他變量的含義則與前述模型保持一致。

4 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自2019年“中國家庭金融調(diào)查(CHFS)”,覆蓋全國29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市),343個(gè)區(qū)縣,1360個(gè)村(居)委會(huì),包含34643戶家庭的107008個(gè)家庭個(gè)人信息。本研究剔除16歲以下與65歲以上以及正在上學(xué)的居民樣本,最終保留68794個(gè)人樣本,其中城市居民樣本與農(nóng)村居民樣本分別為25423和39371。被解釋變量方面,由于工資性收入受教育影響最顯著,本研究通過計(jì)算適齡勞動(dòng)個(gè)體去年從上一年各項(xiàng)工作中獲得的收入、補(bǔ)貼、獎(jiǎng)金加總得到個(gè)人年工資性收入,作為教育回報(bào)率測度指標(biāo),并剔除極端值與異常值,避免測量誤差(方超、羅英姿,2017)。在解釋變量方面,本研究參考表1將家庭生命周期劃分為起步、成長、成熟、擴(kuò)展和解體階段,分別構(gòu)建虛擬變量階段1至階段5。本研究的教育回報(bào)率將教育界定為學(xué)校學(xué)歷教育,因此個(gè)人受教育年限設(shè)定為連續(xù)變量,包括未上過學(xué)=0,小學(xué)=6,初中=9,中專/職高/高中=12,高職/大專=15,大學(xué)本科=16,碩士研究生=19,博士研究生=22,本科及以上學(xué)歷比例為9.38%,總樣本平均受教育年限為9.6年,樣本人群大部分未接受高等教育。

控制變量方面,工作年限對(duì)教育回報(bào)率顯著相關(guān),本研究使用國際通用的“年齡-受教育年限-6”方法設(shè)定個(gè)體工作年限(Liu et al.,2020)。為了避免遺漏變量造成內(nèi)生性問題產(chǎn)生估計(jì)偏誤,考慮到性別差異和健康狀況對(duì)教育回報(bào)率存在顯著影響,分別將性別和健康水平作為控制變量引入分析模型(程誠等,2015;鄧力源等,2018)。此外,家庭規(guī)模反映了家庭成員尤其是家庭支持狀況,因此家庭規(guī)模也被引入模型作為控制變量(楊爍晨、余勁,2020)。最后是環(huán)境因素,考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異是居民個(gè)人教育回報(bào)率差異的外部結(jié)構(gòu)性因素,本研究按照區(qū)域經(jīng)濟(jì)劃分的通用標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建個(gè)人所在區(qū)域變量并納入分析模型(郭鳳鳴、張世偉,2013)。由于處于不同家庭生命周期的居民尤其是中青年可能返回學(xué)校再次接受學(xué)歷教育以提升收入,因此本研究針對(duì)城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率的討論可能面臨反向因果挑戰(zhàn)(方超、羅英姿,2017)。但是本研究總樣本中本科及以上學(xué)歷人數(shù)不到10%,而勞動(dòng)力市場中返回學(xué)校再次接受學(xué)歷教育的人群往往集中于高等教育人群,因此本研究中大部分樣本返回學(xué)校繼續(xù)接受學(xué)歷教育的概率較低(張車偉,2006)。此外,本研究樣本中個(gè)人平均年收入為21027元,年收入>10萬的比例僅為3.67%,對(duì)于絕大多數(shù)樣本而言,返回學(xué)校繼續(xù)接受教育的成本較高,重新進(jìn)入教育生涯的概率較低(于洪霞,2014)。因此本研究關(guān)于上述反向因果的挑戰(zhàn)是可控的。變量信息如表2所示。

表2 變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

5 家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率影響

5.1 OLS回歸結(jié)果

本研究對(duì)城鄉(xiāng)樣本分別構(gòu)建OLS模型探討教育回報(bào)率,參考已有研究,城市模型2與農(nóng)村模型2同時(shí)納入了五個(gè)家庭生命周期與教育年限的交互項(xiàng)(楊爍晨、余勁,2020)。為了避免多重共線性將變量進(jìn)行去中心化處理,在此基礎(chǔ)上考察家庭生命周期對(duì)居民教育回報(bào)率的影響(Amirtha &Sivakumar,2018)。表3結(jié)果顯示,個(gè)人受教育年限對(duì)收入的影響顯著,表明本研究對(duì)教育回報(bào)率的理論定義以及所選樣本是可靠的。城市模型1與農(nóng)村模型1結(jié)果表明,城市居民教育回報(bào)率為25.9%,農(nóng)村居民教育回報(bào)率為9.8%,與已有研究中城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率差異較大的現(xiàn)狀相吻合(葉光,2015)。城市模型2與農(nóng)村模型2結(jié)果表明,加入交互項(xiàng)后,受教育年限對(duì)收入的提升效果仍然顯著,家庭生命周期的效應(yīng)也顯現(xiàn)出來。城市居民中,教育回報(bào)率在家庭起步階段即周期1時(shí)會(huì)顯著上升30.3%,周期2和周期3對(duì)教育回報(bào)率的影響并不顯著;相反,在周期4即家庭擴(kuò)展階段和周期5即家庭解體階段,教育回報(bào)率分別下降13.3%和32.8%,體現(xiàn)出家庭生命周期后半階段對(duì)城市居民教育回報(bào)率的顯著影響。農(nóng)村居民中,除了第一周期,幾乎所有階段的教育回報(bào)率都在下降,其中處于周期2、周期3、周期4和周期5的教育回報(bào)率分別下降9.3%、6.6%、11.3%、26.3%,表明農(nóng)村居民在整個(gè)家庭歷程中面臨持續(xù)增大的教育回報(bào)率下降趨勢。OLS回歸結(jié)果總體上表現(xiàn)出了家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率的影響,尤其是城鄉(xiāng)差異符合已有研究結(jié)論。但是偏大的系數(shù)估計(jì)結(jié)果表明OLS回歸結(jié)果中可能包含未就業(yè)樣本,存在樣本“自選擇”的內(nèi)生性問題,因此本研究采用Heckman兩階段法重新對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健估計(jì)。

表3 城鄉(xiāng)家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率影響OLS結(jié)果

5.2 基于heckman兩階段法的估計(jì)結(jié)果

本研究構(gòu)建表4的Heckman兩階段模型,利用2SLS方法重新估計(jì)明瑟收入函數(shù)(于洪霞,2013)。表4模型只計(jì)算已經(jīng)存在工資收入即正在工作的城鄉(xiāng)居民樣本,IMR為逆米爾斯比率,結(jié)果表明城市和農(nóng)村居民明瑟收入函數(shù)中的擬米爾斯比率均通過顯著性檢驗(yàn),證明OLS模型存在樣本“自選擇”偏誤。相比Heckman兩階段模型估計(jì)結(jié)果,OLS估計(jì)結(jié)果高估了教育回報(bào)率,并且家庭生命周期對(duì)個(gè)人教育回報(bào)率的影響也有偏差,因而在更具穩(wěn)健性的表4中重新進(jìn)行解讀。表4首先表明,無論城鄉(xiāng),當(dāng)家庭處于起步(周期1)和成長階段(周期2)時(shí),家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率的影響并不顯著,可能是由于此時(shí)暫未有撫養(yǎng)子女以及養(yǎng)育老人的負(fù)擔(dān),不存在“就業(yè)阻礙效應(yīng)”(張翠娥、陳子璇,2021)。當(dāng)家庭處于成長階段時(shí),個(gè)人由于子女養(yǎng)育負(fù)擔(dān)減少勞動(dòng)供給從而降低教育回報(bào)率。隨著家庭中未成年子女的隔代照料更為普遍,降低了勞動(dòng)力養(yǎng)育子女的壓力;同時(shí),隨著養(yǎng)育子女的機(jī)會(huì)成本越來越高,替代效應(yīng)大于收入效應(yīng),勞動(dòng)力尤其是高教育群體在閑暇與工作之間更偏好工作,教育回報(bào)率在家庭成長階段并未顯著變化(郭冉、周皓,2020)。

表4 Heckman兩階段法家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率影響結(jié)果

其次,當(dāng)家庭處于成熟階段(周期3),城市居民的教育回報(bào)率下降1.6%,農(nóng)村居民則下降1.8%,教育回報(bào)率受到家庭因素的明顯抑制?？赡艿慕忉屖?隨著子女成長,此階段夫妻雙方親自照料子女的現(xiàn)象增多,夫妻雙方勞動(dòng)時(shí)間開始受到壓縮,教育回報(bào)率出現(xiàn)下降現(xiàn)象(鐘搏,2022)。此階段的部分子女尤其是農(nóng)村子女還可能成為中學(xué)教育畢業(yè)后的失業(yè)者,即使增加教育年限也并沒有提升收入,甚至因?yàn)槌醺咧谢蛘呗氈薪?jīng)歷就業(yè)較晚同時(shí)收入較少,相比教育年限少但是率先就業(yè)的同伴而言,教育回報(bào)率降低了(狄金華、鄭丹丹,2016)。再次,在家庭擴(kuò)展階段(周期4),三代同堂成為顯著特征。表3結(jié)果顯示,周期3的城市居民教育回報(bào)率與農(nóng)村居民教育回報(bào)率分別下降4.7%和3.2%,顯現(xiàn)出多代共居家庭中家庭照料對(duì)居民教育回報(bào)率的“擠出效應(yīng)”。此時(shí),家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力既承擔(dān)未成年子女撫養(yǎng)負(fù)擔(dān),又承擔(dān)老人贍養(yǎng)負(fù)擔(dān),勞動(dòng)參與程度顯著減少(張良、徐翔,2020)。在家庭生命周期最后階段即解體階段,城市居民教育回報(bào)率下降2.6%,農(nóng)村居民教育回報(bào)率下降6.7%,表現(xiàn)出老年居民的教育回報(bào)率特征。對(duì)于這部分居民而言,可能已經(jīng)由于隔代照料行為而減少勞動(dòng)參與(鐘搏,2022)。同時(shí),隨著年齡增長,老年人的勞動(dòng)供給時(shí)間必然下降,尤其是高教育水平老年人的收入下降程度更高(丁守海、蔣家亮,2012)。

6 城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

6.1 城鄉(xiāng)基礎(chǔ)差異

由于勞動(dòng)力市場中城鄉(xiāng)居民競爭力不同,教育收益本身就存在城鄉(xiāng)差異(鈔小靜、沈坤榮,2014)。表5對(duì)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)差異進(jìn)行了總結(jié),上半部分是城鄉(xiāng)居民不同家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率的邊際影響及相同周期下的城鄉(xiāng)差異;下半部分是下一家庭周期對(duì)教育回報(bào)率的邊際影響減去上一家庭周期對(duì)教育回報(bào)率的邊際影響,城鄉(xiāng)差異為家庭生命周期影響教育回報(bào)率的效應(yīng)之差(城市-農(nóng)村)。

表5 家庭生命周期及其變動(dòng)影響教育回報(bào)率的城鄉(xiāng)差異

表5顯示,在家庭成熟階段(周期3),農(nóng)村居民教育回報(bào)率比城市居民多下降0.2%,考慮到隔代撫養(yǎng)在城市會(huì)因?yàn)楦玫纳鐣?huì)托育服務(wù)而減少,農(nóng)村居民勞動(dòng)時(shí)間被家庭因素?cái)D壓的程度可能更高(曹信邦、童星,2021)。在家庭擴(kuò)展階段(周期4),城市居民教育回報(bào)率會(huì)比農(nóng)村居民多下降1.5%,這意味著相比農(nóng)村居民常見的外出務(wù)工而減少家庭養(yǎng)老照料,城市居民與老年父母的接觸更多,勞動(dòng)時(shí)間可能不得不面臨更強(qiáng)的“擠出效應(yīng)”,教育回報(bào)下降明顯(張翠娥、陳子璇,2021)。在家庭解體階段(周期5),農(nóng)村居民教育回報(bào)率比城市居民多下降4.1%,考慮到教育水平高的農(nóng)村居民往往更容易獲得較高收入,當(dāng)進(jìn)入老年而很難外出務(wù)工,相比青壯年時(shí)代收入下降顯著,意味著教育回報(bào)率下降程度更高(葉光,2015)。

表5下半部分揭示了家庭生命周期變動(dòng)對(duì)教育回報(bào)率的影響。當(dāng)家庭從成長階段進(jìn)入成熟階段,城市居民和農(nóng)村居民的教育回報(bào)率分別下降1%和1.8%,表明相比無子女時(shí)期,子女的成長照料對(duì)較高教育水平的農(nóng)村父母動(dòng)供給的擠出效應(yīng)更大。當(dāng)家庭從成熟階段進(jìn)入擴(kuò)展階段,城市居民和農(nóng)村居民的教育回報(bào)率分別下降3.1%和1.4%,表明相比只需要照顧子女的時(shí)期,“上有老、下有小”的家庭結(jié)構(gòu)帶出了更多的家庭照料需求并對(duì)較高教育水平的城市居民影響更大。當(dāng)家庭從擴(kuò)展階段進(jìn)入解體階段,城市居民教育回報(bào)率回升了2.1%,而農(nóng)村居民教育回報(bào)率繼續(xù)下降3.5%,上述城鄉(xiāng)差異反映了城鄉(xiāng)老年人口面臨的教育回報(bào)率現(xiàn)實(shí),即相比城市老年居民以退休金為代表的穩(wěn)定收入,教育水平較高的農(nóng)村老年居民失去了青壯年時(shí)代外出務(wù)工的機(jī)會(huì),教育回報(bào)率明顯下降。

6.2 不同收入下的城鄉(xiāng)差異

考慮到不同收入群體的教育回報(bào)率有天然差異,因此不同收入居民的教育回報(bào)受家庭的影響也可能不同(楊宜勇、王伶鑫,2021)。本研究進(jìn)一步將居民收入劃分為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9等五個(gè)分位點(diǎn)并進(jìn)行分位數(shù)回歸,考察不同收入水平下家庭生命周期對(duì)城鄉(xiāng)教育回報(bào)率的影響差異(1)限于篇幅,分位數(shù)回歸結(jié)果省略展示。?；诜治粩?shù)回歸結(jié)果,表6總結(jié)了收入不同分位數(shù)下,家庭生命周期對(duì)城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率的邊際影響。為了判斷城鄉(xiāng)差異,表6最下邊部分還包含了家庭生命周期對(duì)教育回報(bào)率邊際影響的城鄉(xiāng)差異(城市-農(nóng)村)。表6城市居民樣本結(jié)果表明,在家庭起步階段,0.5和0.75收入分位的居民教育回報(bào)率比同收入群體中其他家庭階段居民的教育回報(bào)率分別高4.7%和4.6%,表明高收入新婚家庭的教育回報(bào)率最為理想。相反,在所有樣本中,家庭擴(kuò)展階段處于0.1分位低收入居民的教育回報(bào)率下降最顯著(8.5%),表明養(yǎng)育子女與照料老年父母的雙重壓力對(duì)低收入城市居民教育回報(bào)率的負(fù)面影響最大。表6農(nóng)村居民樣本結(jié)果表明,在家庭起步階段,僅0.75收入分位居民的教育回報(bào)率顯著上升2.7%;在其他家庭階段,教育回報(bào)率均有下降,其中處于0.1收入分位的低收入居民的教育回報(bào)率在家庭成熟期、擴(kuò)展期、以及解體期分別下降3.9%、5.6%以及12.2%,符合已有研究中農(nóng)村居民教育回報(bào)受家庭影響而變化的規(guī)律(鐘搏,2022)。整體而言,教育回報(bào)率受家庭生命周期影響而下降的程度隨著收入提高而減弱。從現(xiàn)實(shí)來看,低收入農(nóng)村居民一般面臨外部資源劣勢,家庭撫養(yǎng)及贍養(yǎng)壓力難以通過外界調(diào)節(jié),更容易犧牲勞動(dòng)時(shí)間照料家庭或者就近就業(yè)從而導(dǎo)致教育回報(bào)率下降(柴化敏等,2021)。

表6 不同收入下家庭生命周期影響教育回報(bào)率的城鄉(xiāng)差異

表6的城鄉(xiāng)對(duì)比結(jié)果表明,處于相同家庭生命周期與收入水平的城鄉(xiāng)居民,城市居民教育回報(bào)率整體上受家庭生命周期的影響較小。在家庭擴(kuò)展階段,除了收入0.1分位的城市居民教育回報(bào)率相比農(nóng)村居民下降幅度多,其他收入分位的農(nóng)村居民教育回報(bào)率下降幅度均多于城市居民。尤其是在0.75與0.9收入分位的高收入群體中,農(nóng)村居民教育回報(bào)率相比城市居民的下降幅度最多。在家庭解體階段,所有農(nóng)村居民的教育回報(bào)率下降幅度均多于城市居民,可能與農(nóng)村老人面臨的教育回報(bào)劣勢相關(guān),可能是因?yàn)樵诶淆g階段,教育對(duì)農(nóng)村居民參與就業(yè)的促進(jìn)作用明顯弱于對(duì)城市居民參與就業(yè)的促進(jìn)作用(曾旭暉、鄭莉,2016)。此外,如果同樣被隔代照料責(zé)任牽絆,城市家庭可能有更多社會(huì)托育服務(wù)而減輕老年人負(fù)擔(dān),而農(nóng)村老年人則可能因?yàn)椴坏貌蝗硇耐度敫舸樟隙鴾p少勞動(dòng)參與并表現(xiàn)為更低的教育回報(bào)率(彭爭呈等,2019)。

6.3 不同收入家庭生命周期變動(dòng)影響教育回報(bào)率的城鄉(xiāng)差異

考慮到收入差異下家庭因素對(duì)城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)的影響可能不同,表7圍繞收入分位的不同組,基于分位數(shù)回歸結(jié)果總結(jié)了當(dāng)家庭跨入到下一周期后教育回報(bào)率因家庭生命周期變動(dòng)的變化情況及其城鄉(xiāng)差異,周期差異為下一周期對(duì)教育回報(bào)率的效應(yīng)減去上一周期對(duì)教育回報(bào)率的效應(yīng),城鄉(xiāng)相鄰周期影響差異為相同收入水平下,城市居民教育回報(bào)率周期差異減去農(nóng)村居民教育回報(bào)率周期差異,以衡量相同收入分位點(diǎn)下,城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率受家庭生命周期影響的差異。

表7 不同收入家庭生命周期變動(dòng)影響教育回報(bào)率的城鄉(xiāng)差異

城市樣本結(jié)果表明,整體而言,在家庭起步階段至家庭擴(kuò)展階段的發(fā)展過程中,家庭每向前發(fā)展一個(gè)階段,城市居民的教育回報(bào)率大都會(huì)受到家庭的影響而下降;當(dāng)家庭擴(kuò)展階段發(fā)展為解體階段,城市居民的教育回報(bào)率反而因?yàn)榧彝ブ芷诟淖兌霈F(xiàn)反彈現(xiàn)象。在收入差異上,當(dāng)家庭從成長階段進(jìn)入成熟階段,0.1與0.25收入分位的低收入城市居民的教育回報(bào)率受影響程度最深,下降程度也最顯著;當(dāng)家庭從擴(kuò)展階段進(jìn)入解體階段,0.9收入分位的城市居民教育回報(bào)率上升最明顯。就現(xiàn)實(shí)而言,高收入城市居民往往因?yàn)楦呓逃蕉鴥?chǔ)備穩(wěn)定的退休收益,即便由于在“上有老、下有小”階段減少就業(yè)投入,但是其老年后相對(duì)穩(wěn)定的退休收入最終表現(xiàn)為個(gè)人教育回報(bào)率的反彈(黃乾、方守林,2022)。農(nóng)村樣本結(jié)果表明,整體而言,在家庭生命周期進(jìn)程中,所有農(nóng)村居民的教育回報(bào)率所受到的來自家庭的影響都在加深。尤其是當(dāng)家庭由擴(kuò)展階段發(fā)展為解體階段時(shí),農(nóng)村居民教育回報(bào)率的下降幅度最大。在收入差異上,處于0.1收入分位的低收入農(nóng)村居民在家庭生命周期進(jìn)程中的教育回報(bào)率變化最顯著,表明農(nóng)村低收入群體在經(jīng)歷已有的“低教育水平+低教育回報(bào)”同時(shí),還受到來自家庭發(fā)展變化的影響,教育回報(bào)率的下降趨勢更明顯。

基于同一收入群體,本研究進(jìn)一步比較了城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率在家庭周期變動(dòng)中的變化差異。表7結(jié)果表明,在相同收入水平下,農(nóng)村居民的教育回報(bào)率相比城市居民更容易因?yàn)榧彝ルA段不同而變化。其中,當(dāng)家庭由成長期步入成熟期,0.1收入分位低收入人群中的城市居民教育回報(bào)率與農(nóng)村居民教育回報(bào)率的變動(dòng)差異最大,表明低收入群體中因?yàn)樽优砷L、教育等照料而導(dǎo)致的夫妻勞動(dòng)投入下降現(xiàn)象在城鄉(xiāng)之間明顯不同。當(dāng)家庭由成熟期步入擴(kuò)展期,在0.1收入分位的低收入者與0.9收入分位的高收入者中,城市居民教育回報(bào)率與農(nóng)村居民教育回報(bào)率的變動(dòng)差異最大,表明“多代同堂”家庭模式對(duì)低收者和高收入者教育回報(bào)的影響在城鄉(xiāng)間差異最大。當(dāng)家庭由擴(kuò)展期步入解體期,0.1收入分位低收入人群中的城市居民教育回報(bào)率與農(nóng)村居民教育回報(bào)率的變動(dòng)差異最大,此時(shí)城市居民教育回報(bào)率反而回升。

7 結(jié)論與不足

隨著老齡化、少子化以及城鄉(xiāng)人口遷移,家庭發(fā)展變化帶來了更多的家庭支持需求,對(duì)居民教育回報(bào)率的影響可能顯現(xiàn)。本研究構(gòu)建了五階段的家庭生命周期并考察其對(duì)城鄉(xiāng)居民教育回報(bào)率的影響。首先,家庭生命周期后半階段對(duì)居民教育回報(bào)率有顯著影響,家庭需求對(duì)勞動(dòng)力勞動(dòng)參與形成擠出效應(yīng)。從家庭成熟階段開始,隨著養(yǎng)育子女、照顧老人等需求增多,教育回報(bào)率持續(xù)下滑,農(nóng)村居民相比城市居民下滑的程度更明顯。其次,家庭生命周期對(duì)居民教育回報(bào)率的影響存在城鄉(xiāng)差異,農(nóng)村居民更容易在家庭照顧需求增加時(shí)受影響而減少勞動(dòng)投入,農(nóng)村居民劣勢表明農(nóng)村隔代照料的增多以及農(nóng)村老年人稀缺的務(wù)工機(jī)會(huì)對(duì)其教育回報(bào)形成消極影響。第三,家庭生命周期的動(dòng)態(tài)變化對(duì)居民教育回報(bào)率有顯著影響。在家庭從成長階段發(fā)展為成熟階段,農(nóng)村居民教育回報(bào)率的下降幅度高于城市居民;當(dāng)家庭成熟階段發(fā)展為擴(kuò)展階段,城市居民教育回報(bào)率的下降幅度高于農(nóng)村居民;當(dāng)家庭擴(kuò)展階段發(fā)展為解體階段,城市居民教育回報(bào)率受到的負(fù)面影響減弱了,而農(nóng)村居民教育回報(bào)率繼續(xù)下滑。在收入差異上,低收入農(nóng)村居民教育回報(bào)率下降更多,表明在當(dāng)前老齡化、青壯年外流以及少子化趨勢下,農(nóng)村居民是教育回報(bào)率變動(dòng)的高敏感群體。在家庭擴(kuò)展階段的低收入人群中,城市居民教育回報(bào)率的下降幅度高于農(nóng)村居民,表明城市中低收入中青年居民的教育回報(bào)率面臨更大挑戰(zhàn)。在動(dòng)態(tài)層面,家庭周期變化對(duì)農(nóng)村居民教育回報(bào)率的負(fù)面沖擊始終存在,低收入人群受到的影響最大,表明農(nóng)村居民更容易因?yàn)榧彝ブ芷诘膭?dòng)態(tài)變化而面臨教育回報(bào)率下降風(fēng)險(xiǎn)。低收入居民的教育回報(bào)率因?yàn)榧彝ブ芷谧儎?dòng)而下降的城鄉(xiāng)差異最大,表明農(nóng)村托育與養(yǎng)老等需求的增加對(duì)農(nóng)村低收入者勞動(dòng)就業(yè)的擠占效應(yīng)更顯著。

本研究存在一定的局限性。首先,家庭周期變動(dòng)往往持續(xù)數(shù)十年,現(xiàn)有數(shù)據(jù)缺乏符合家庭生命周期時(shí)間規(guī)律的長期追蹤,本研究僅使用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行探討存在局限性,因此主要結(jié)論需要后續(xù)縱貫跟蹤數(shù)據(jù)的驗(yàn)證。其次,本研究雖然在數(shù)據(jù)篩選與計(jì)量模型上嘗試解決內(nèi)生性問題,但是在樣本偏差和控制自選擇問題上仍然存在局限性。考慮到居民勞動(dòng)決策與家庭需求的動(dòng)態(tài)變化,教育回報(bào)率的變動(dòng)可能衍生新的規(guī)律,例如返回學(xué)校繼續(xù)接受教育等趨勢,需要運(yùn)用更新數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)。