費(fèi)錢還是費(fèi)力?家庭教育投入對生育意愿的抑制及調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

賀達(dá)

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210095)

1 引言與文獻(xiàn)回顧

近年來,我國生育政策經(jīng)歷了三次重大調(diào)整:繼2013年“單獨(dú)二孩政策”、2016年“全面二孩政策”之后,為積極應(yīng)對老齡化,2021年5月中共中央宣布實施“三孩生育政策”。逐漸放開的生育政策背后是逐年下降的人口出生率,2016～2020年我國人口出生率分別是12.95‰、12.43‰、10.94‰、10.48‰和8.52‰。2020年第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示我國育齡婦女總和生育率降到1.3,低于國際1.5的“高度敏感警戒線”,已經(jīng)進(jìn)入較低生育水平波動時期。人口發(fā)展是關(guān)系中華民族發(fā)展的大事情,“生育困境”的化解具有重要的戰(zhàn)略意義和現(xiàn)實價值。驟降的生育率引發(fā)社會廣泛關(guān)注,是什么導(dǎo)致育齡人群不生孩子?

在生育政策逐年放開、生育調(diào)節(jié)技術(shù)日益普及的大背景下,生育意愿成為影響生育行為的關(guān)鍵因素,驟然下降的生育率背后是育齡人群生育意愿的降低。相較于生育社會成本,生育家庭成本已成為當(dāng)前低生育意愿的重要約束(宋健、周宇香,2016)。生育家庭成本指家庭領(lǐng)域承擔(dān)的生育成本,可進(jìn)一步分為直接成本和間接成本。前者是生育養(yǎng)育教育孩子過程中父母付出的各種費(fèi)用,包括衣、食、住、行、教育、醫(yī)療及其他相關(guān)支出;后者是生育養(yǎng)育教育孩子過程中父母付出的機(jī)會成本,包括更好職位和受教育機(jī)會、更高的收入,以及可能出現(xiàn)的家庭消費(fèi)水平下降、閑暇時間減少等(臧微,2022;Apps & Rees,2002)。在生育家庭直接成本中,現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中在住房、教育等因素對生育意愿的影響研究。房價對生育意愿影響的研究結(jié)論大多證實了住房及其價格的確抑制了育齡人群生育意愿(李勇輝等,2021;葛玉好、張雪梅,2019;李江一,2019;宋德勇等,2017)。但現(xiàn)有關(guān)于教育和生育意愿關(guān)系的研究大多集中在個體自身受教育水平(劉章生等,2018;周曉蒙,2018),尤其是女性受教育水平對生育意愿的影響研究(張樨樨、崔玉倩,2020;趙夢晗,2019),以及公共財政教育支出(楊華磊,2020)、地區(qū)公共教育質(zhì)量(王英等,2019)對生育意愿的影響研究。

關(guān)于家庭教育投入對生育意愿的影響研究并不多見。基于早期人力資本投資理論,狹義的家庭教育投入是指家庭在子女身上的教育消費(fèi)(Becker,1962),國內(nèi)通常指子女在經(jīng)濟(jì)尚未獨(dú)立時接受各級各類教育時的費(fèi)用(李佳麗、何瑞珠,2019)。廣義的家庭教育投入既包括貨幣性經(jīng)濟(jì)投入,還包括父母時間和精力等非貨幣性投入(Liu & Xie,2015)。本文將家庭教育投入劃分為家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和家庭教育時間投入。

和房價對生育意愿的單向因果關(guān)系不同,家庭教育投入和生育意愿之間可能存在雙向因果關(guān)系。一方面,家庭教育投入抑制了生育意愿。育齡人群的經(jīng)濟(jì)壓力,突出體現(xiàn)在“生育、養(yǎng)育、教育”負(fù)擔(dān)上。尤其是全社會高度重視下一代的教育,家庭對教育存在過度追求的現(xiàn)象,學(xué)區(qū)房、課外輔導(dǎo)等精養(yǎng)型的孩子養(yǎng)育方式使得孩子的教育成本非常高(陳衛(wèi)、劉金菊,2021)。在城市地區(qū),校外培訓(xùn)、擇校費(fèi)用、學(xué)區(qū)房等一系列教育相關(guān)費(fèi)用讓家長苦不堪言;在農(nóng)村地區(qū),由于城鄉(xiāng)教育資源分配不均,農(nóng)村教育資源匱乏,經(jīng)濟(jì)條件寬裕又重視教育的農(nóng)村家庭都愿意把子女送入當(dāng)?shù)乜h城或中心城市就讀,陪讀現(xiàn)象普遍,引發(fā)學(xué)區(qū)房效應(yīng)向小城市傳導(dǎo),進(jìn)一步增加了家庭教育負(fù)擔(dān)(韓亞棟,2017)。然而教育負(fù)擔(dān)不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)上,還體現(xiàn)在對子女的教育時間投入上。隨著生活水平的提高,優(yōu)生優(yōu)育成為社會共識。孩子不是生下來就可以,還需要大量的時間精力投入,這意味著父母會面臨個人發(fā)展、晉升和收入等機(jī)會成本的損失。因此,對子女的教育時間投入是低生育意愿的又一重要因素。

另一方面,生育意愿可能反向影響家庭教育投入。經(jīng)典的子女?dāng)?shù)量-質(zhì)量替代理論(quantity-quality trade-off theory)認(rèn)為家庭子女的質(zhì)量和數(shù)量之間存在明顯的替代關(guān)系(Becker et al.,1973;Becker &Barro,1988),現(xiàn)有理論模型(Moshe &Binyamin,2002)和經(jīng)驗研究(Hanushek,1992)均證實了這種替代的存在性。假設(shè)家庭生育子女的數(shù)量和質(zhì)量是正常消費(fèi)品,那么生育意愿就反映了家庭在子女?dāng)?shù)量和質(zhì)量之間的偏好(柳清瑞、劉淑娜,2020)。較低的生育意愿表明相較于增加子女?dāng)?shù)量,家庭更傾向于提高子女的質(zhì)量。這種對子女質(zhì)量的追求必然導(dǎo)致家庭提高對子女的人力資本投資,其結(jié)果必然是增加教育的經(jīng)濟(jì)投入和時間投入。

那么,家庭教育投入和生育意愿之間的關(guān)系到底如何?家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響有何不同?家庭教育投入對生育意愿的影響是否存在異質(zhì)性?哪些因素能夠減輕家庭教育投入對生育意愿的不利影響?這些問題值得深入研究與探索。為此,本文將家庭教育投入劃分為家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和家庭教育時間投入,構(gòu)建了包含家庭生育決策的擴(kuò)展世代交疊模型,利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)實證檢驗家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響和調(diào)節(jié)效應(yīng)。與已有文獻(xiàn)相比,本文的邊際貢獻(xiàn)在于:其一,在研究視角方面,本文創(chuàng)新性的研究了家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對育齡人群生育意愿的影響,而現(xiàn)有關(guān)于教育和生育意愿的研究主要集中于父母自身受教育水平對生育意愿的影響。其二,在研究方法上,本文綜合采用了OLS、Poisson、IV-2sls、IV-poisson、Probit、IV-Probit等多種計量方法。其三,在研究結(jié)論上,本文在考察教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對育齡人群生育意愿影響的基礎(chǔ)上,不僅考察了性別、貧富、城鄉(xiāng)和教育階段帶來的異質(zhì)性影響。還從代際社會流動層面檢驗了相應(yīng)的調(diào)節(jié)機(jī)制,深化了研究內(nèi)容,對破解低生育率困局具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

2 理論模型與研究假說

在世代交疊模型(Generation Overlapping Model,OLG)的基礎(chǔ)上,本文引入教育經(jīng)濟(jì)投入、教育時間投入和生育孩子數(shù)量等變量來構(gòu)建包含生育決策的擴(kuò)展OLG模型,以考察家庭教育投入對生育意愿的影響。

在模型中,家庭由三類人口構(gòu)成:青少年、青年父母和老年父母,其中青少年和老年父母分別被撫養(yǎng)和贍養(yǎng)。假設(shè)所有人在同一時期是同質(zhì)的,一個人的一生劃分為學(xué)習(xí)期、工作期和退休期三期。在學(xué)習(xí)期,兒童接受照顧;在工作期,每個人初始稟賦是1單位的時間,要參加工作、照顧子女和贍養(yǎng)父母,同時進(jìn)行t時期的消費(fèi)、儲蓄和生育等家庭決策;在退休期,老年父母依靠儲蓄和養(yǎng)老金進(jìn)行消費(fèi),個人生存概率為p,死亡概率為1-p,p(0,1)。

假設(shè)家庭生育孩子數(shù)量為nt,單個孩子教育經(jīng)濟(jì)投入et,教育時間投入為vt,其他撫養(yǎng)成本為m。教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入可以視為對子女的質(zhì)量投資,提升了子女人力資本水平,則學(xué)習(xí)期兒童的人力資本水平表示為:

ht+1=(etvt)θ

(1)

其中,θ代表教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入的效率,θ(0,1)。

假設(shè)青年照顧老年父母的時間為π,ct、st、wt、τ分別代表消費(fèi)、儲蓄、工資率和養(yǎng)老保險繳費(fèi)率,家庭不存在借貸行為。那么對于青年父母而言,工作期的預(yù)算約束為:

ct+st+mnt+etnt=(1-vtnt-pπ)(1-τ)wt

(2)

對老年父母而言,退休期的消費(fèi)ct+1來自年輕時的儲蓄st和養(yǎng)老金bt+1,rt+1為利率,因此退休期的預(yù)算約束為:

ct+1=(1+rt+1)st+bt+1

(3)

個人效用既取決于工作和退休期的消費(fèi),還取決于子女的質(zhì)量和數(shù)量。個人通過進(jìn)行消費(fèi)、儲蓄和生育決策實現(xiàn)效用最大化,個人效用函數(shù)為:

Ut=lnCt+pβlnCt+1+γlnntht+1

(4)

其中,β為t+1期消費(fèi)帶來效用的貼現(xiàn)因子,β(0,1)。γ為生育子女?dāng)?shù)量和質(zhì)量在家長效用中的權(quán)重,γ>0。

將公式(1)帶入公式(4),公式(3)帶入公式(2),可得:

maxCt,Ct+1,ntUt=lnCt+pβlnCt+1+γlnnt(etvt)θ

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

生育意愿δ關(guān)于教育經(jīng)濟(jì)投入et求導(dǎo)得到:

(10)

生育意愿δ關(guān)于教育時間投入vt求導(dǎo)得到:

(11)

在其他條件不變的情況下,生育意愿關(guān)于教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入的導(dǎo)數(shù)均為負(fù),表明家庭效應(yīng)最大化條件下,生育意愿和家庭教育投入之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。理論模型表明如果將孩子視為正常消費(fèi)品,在家庭教育投入增加的情況下,生育意愿將會降低。據(jù)此,本文提出假說1:教育經(jīng)濟(jì)投入和教育時間投入均顯著抑制了生育意愿。

所有個體同質(zhì)性假設(shè)在現(xiàn)實中不成立,因此當(dāng)其他條件發(fā)生改變時,比如個體性別、收入、城鄉(xiāng)屬性、教育階段等存在差異,生育意愿關(guān)于教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入的導(dǎo)數(shù)雖然為負(fù),但可能程度不同。據(jù)此,本文提出假說2:教育經(jīng)濟(jì)投入和教育時間投入對生育意愿的影響存在異質(zhì)性。

教育是促進(jìn)社會階層合理流動的階梯,家長普遍具有加大家庭教育投入的強(qiáng)烈動機(jī)來實現(xiàn)階層的向上流動(吳玲萍等,2018)。相較于上一代,家長自身已經(jīng)實現(xiàn)的階層向上流動會給家長帶來一種積極的心理預(yù)期,如“對子女未來充滿信心”“下一代能夠?qū)崿F(xiàn)階層向上流動”等,因此能夠減弱對生育意愿的抑制作用。據(jù)此,本文提出假說3:代際社會流動能夠減弱教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的不利影響。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實施的2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)。本文選用CFPS數(shù)據(jù)主要基于以下三點(diǎn)理由:(1)CFPS記錄了受訪者對子女教育支出的明細(xì),以及與子女的互動情況,這為本文從經(jīng)濟(jì)投入和時間投入兩個方面區(qū)分家庭教育投入提供了數(shù)據(jù)來源;(2)CFPS記錄了受訪者及其家庭成員的職業(yè)情況、受教育水平等特征,這使本文從職業(yè)階層的視角評估代際社會流動性成為可能;(3)CFPS記錄了受訪者的主觀態(tài)度和社會活動,這為測度生育意愿提供依據(jù)。

基于本文研究需要,對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理:(1)由于子女的教育支出明細(xì)和父母子女的互動情況存在于少兒父母代答問卷中,家庭收入存在于家庭經(jīng)濟(jì)問卷中,個人生育意愿等特征變量存在于成人自答問卷中,因此本文利用2018年家庭樣本編碼(fid18)先將CFPS少兒父母代答問卷與家庭問卷匹配處理,再利用成人問卷中的2018年個人編碼(pid)將家庭問卷和成人自答問卷匹配處理。(2)本文研究的被解釋變量是生育意愿,參考李勇輝等(2021)的做法,考慮到多數(shù)人超過60周歲不再生育,因此將60歲以上樣本刪除;同時,考慮到我國現(xiàn)行法定結(jié)婚年齡(男滿22周歲,女滿20周歲),以及女性育齡期(15-49周歲)的限制,選取男性年齡介于22-60周歲,女性年齡介于20-49周歲的育齡人群樣本。(3)本文將涉及核心解釋變量和被解釋變量的問題回答中存在“不適用/不知道/拒絕回答”的樣本刪除。最終,本文共獲得7223個有效樣本。在最終樣本中,按照性別分類,男性占比為51.74%。按照城鄉(xiāng)分類,城鎮(zhèn)占比49.36%。按照地區(qū)分類,東部地區(qū)占比39.18%,中部地區(qū)占比31.37%,西部地區(qū)占比29.45%。按照受教育年限分類,文盲/半文盲/未上過學(xué)/小學(xué)未畢業(yè)占比10.80%,小學(xué)占比18.83%,初中占比37.56%,高中/中專/技校/職高占比17.00%,大專占比8.79%,大學(xué)占比6.58%,碩士占比0.42%,博士占比0.03%。按照家庭現(xiàn)有孩子數(shù)量分類,一孩家庭占比51.16%,二孩家庭占比37.44%,三孩及以上家庭占比11.40%。按照子女所處教育階段分類,學(xué)前教育階段占比34.80%,初等教育階段占比43.84%,初級中等教育階段占比20.11%,高級中等教育階段占比1.26%?？偟膩砜?樣本分布較為均衡。

3.2 變量定義

本文被解釋變量生育意愿(kidwill)選取2018年CFPS成人自答問卷中受訪者對于“您認(rèn)為自己有幾個孩子比較理想”的回答來測度。

本文核心解釋變量是家庭教育投入。家庭教育投入是一個包含了多重面向的概念,既包含了教育支出、物質(zhì)投入等貨幣性資源,也包含了教育觀念、撫養(yǎng)時間與精力付出等非貨幣資源(劉保中,2017)。據(jù)此,本文將家庭教育投入分為家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和家庭教育時間投入兩個方面。教育經(jīng)濟(jì)投入(lneduexp)以家庭對每個孩子的平均教育總支出測度,選取2018年CFPS少兒父母代答問卷中受訪者對于“過去12個月您家為‘子女姓名’支付的教育總支出”的回答,取值自然對數(shù)后納入回歸模型中。教育時間投入(edutime)以家庭對每個孩子的平均每周輔導(dǎo)作業(yè)時長測度,選取2018年CFPS少兒父母代答問卷中受訪者對于“‘家庭成員姓名’平均每周花幾個小時輔導(dǎo)‘子女姓名’做作業(yè)”的回答來度量。

本文調(diào)節(jié)變量是代際社會流動(iseimob),即子代相較于父代而言呈現(xiàn)出的社會流動狀況。參考何明帥和于淼(2017)的做法,本文以國際社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(International Socio-Economic Index,簡稱ISEI)為基礎(chǔ)構(gòu)建代際社會流動指標(biāo)。ISEI是對職業(yè)地位定距層次的測量,能夠在單一維度量化不同職業(yè)的地位高低,是取值為16-90的連續(xù)變量。社會經(jīng)濟(jì)地位越高的職業(yè),其ISEI越高。CFPS2018成人自答問卷調(diào)查了受訪者本人現(xiàn)在從事的職業(yè),并將其轉(zhuǎn)化為ISEI,通過2018年CFPS家庭關(guān)系問卷中的父親編碼(pid_a_f)將受訪者與其父親匹配,計算出子代和父代之間的ISEI差值,以此測度代際社會流動。若iseimob為正,表明發(fā)生了向上的代際社會流動。

影響生育意愿的控制變量包括性別(gender)、年齡(age)、城鄉(xiāng)性質(zhì)(rural)、受教育年限(eduyear)、健康狀況(health)、醫(yī)療保險(medinsurance)、養(yǎng)老保險(ageinsurance)、家庭年收入(lnfinc)、婚姻狀況(marriage)。具體來看:若受訪者為男性,賦值為1,女性賦值為0。受訪者年齡由被調(diào)查年份減去被采訪者出生年份計算得到。城鄉(xiāng)性質(zhì)是基于國家統(tǒng)計局資料的城鄉(xiāng)分類由家庭現(xiàn)居住地決定,農(nóng)村賦值為1,城鎮(zhèn)賦值為0。受教育年限是根據(jù)我國現(xiàn)有教育學(xué)制,對問卷中最高學(xué)歷問題的回答進(jìn)行賦值,將文盲/半文盲/未上過學(xué)/小學(xué)未畢業(yè)賦值為0,小學(xué)賦值為6,初中賦值為9,高中/中專/技校/職高賦值為12,大專賦值為15,大學(xué)賦值為16,碩士賦值為19,博士賦值為22。根據(jù)受訪者對自身健康狀況的回答,將健康狀況從“不健康”“一般”“比較健康”“很健康”到“非常健康”賦值為1～5。若受訪者參保“公費(fèi)醫(yī)療”“城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險”“城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險”“補(bǔ)充醫(yī)療保險”“新型農(nóng)村合作醫(yī)療”任何一項,將醫(yī)療保險賦值為1,否則賦值為0。若受訪者參與“機(jī)關(guān)事業(yè)單位離退休金”“基本養(yǎng)老保險”“企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險”“商業(yè)養(yǎng)老保險”“農(nóng)村養(yǎng)老保險”“新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險”“城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險”任何一項,將養(yǎng)老保險賦值為1,否則賦值為0。家庭年收入依據(jù)家庭問卷中“過去12個月,家庭總收入”的回答,取值自然對數(shù)后納入回歸模型中。若被訪者在婚(有配偶),將婚姻狀況賦值為1,否則賦值為0。樣本的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量含義和描述性統(tǒng)計

3.3 計量模型設(shè)定

為考察家庭教育投入對生育意愿的影響,本文構(gòu)建如下基本模型:

kidwilli=α0+α1lneduexpi+α2edutimei+Ctrli+εi

(12)

其中,kidwilli為居民i的生育意愿情況;lneduexpi、edutimei分別代表居民i所在家庭對子女的教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入;α1和α2是本文關(guān)心的系數(shù),分別代表教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響;Ctrli代表控制變量;εi是隨機(jī)擾動項。

考慮本文被解釋變量生育意愿是取值非負(fù)整數(shù)的計數(shù)數(shù)據(jù),本文還采用了泊松回歸模型。假設(shè)觀測值yi來自參數(shù)為λi泊松分布,那么被解釋變量生育意愿Yi的條件密度具有如下函數(shù)形式:

(13)

其中,λi=E(Yi│x1,x2,x3,…,xn),xi(i=1,2,3,…,n)為影響生育意愿的因素,具體包括:

lnλi=β0+β1lneduexpi+β2edutimei+Ctrli+εi

(14)

本文實證分析策略是:首先,利用全樣本進(jìn)行OLS和Poisson回歸,初步檢驗教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響;其次,采用工具變量法解決基準(zhǔn)回歸中可能存在的內(nèi)生性問題;再次,通過替換核心解釋變量、被解釋變量以及計量方法重新對全樣本進(jìn)行回歸,檢驗假說1的穩(wěn)健性。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析中,本文分別以性別、收入、城鄉(xiāng)、子女教育階段為標(biāo)準(zhǔn)對全樣本進(jìn)行分組,分別檢驗在不同群體中,教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿影響的差異,以驗證假說2。最后,本文根據(jù)假說3,為考察代際社會流動對家庭教育投入意愿的調(diào)節(jié)作用,在回歸模型中引入了調(diào)節(jié)變量代際社會流動和教育經(jīng)濟(jì)投入的交乘項、代際社會流動和教育時間投入的交乘項,基準(zhǔn)模型構(gòu)建如下:

kidwilli=α0+α1lneduexpi+α2edutimei+α3iseimobi+α4lneduexpi*iseimobi

+α5edutimei*iseimobi+Ctrli+εi

(15)

其中,iseimobi為居民i的代際社會流動情況。

4 實證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先,本文基于全樣本考察教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對于生育意愿的影響,估計結(jié)果見表2。模型(1)和(2)是OLS估計,其中模型(1)是不包含任何控制變量的估計結(jié)果,模型(2)報告了在模型(1)基礎(chǔ)上控制人口社會學(xué)特征變量的估計結(jié)果。被解釋變量生育意愿取值為非負(fù)整數(shù),因此考慮采用泊松回歸或者負(fù)二項回歸等計數(shù)模型進(jìn)行參數(shù)估計。被解釋變量生育意愿的均值和方差分別為2.008和0.6928,且LR檢驗結(jié)果顯示接受原假設(shè)“不存在過度分散,應(yīng)使用泊松回歸”,因此模型(3)和(4)運(yùn)用泊松回歸進(jìn)行估計。

表2 家庭教育投入對生育意愿影響的估計結(jié)果

表2的估計結(jié)果顯示,模型(1)中,教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的回歸系數(shù)是-0.0522,教育時間投入對生育意愿的回歸系數(shù)是-0.0128,均且在1%的水平上顯著;在控制人口社會學(xué)特征變量之后,模型(2)的估計結(jié)果為-0.0155和-0.0091,分別在5%和1%的水平上顯著。模型(3)和(4)的估計結(jié)果也顯示教育經(jīng)濟(jì)投入、時間投入均對生育意愿起著顯著的負(fù)向作用,證實了假說1。從估計系數(shù)的數(shù)值來看,盡管只有-0.00788和-0.00471,但考慮到模型的解釋變量教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入取值范圍分別為0～11.6869和0～50,因此估計結(jié)果是具有重要現(xiàn)實意義的。

其他控制變量的回歸結(jié)果顯示,相較于女性,男性生育意愿更高,年齡和育齡人群生育意愿呈正相關(guān)關(guān)系,這與一般客觀事實相符合。農(nóng)村人口比城鎮(zhèn)人口的生育意愿明顯更高,這可能是因為農(nóng)村人口受到傳統(tǒng)的“多子多?！?、“傳宗接代”、“養(yǎng)老送終”生育觀念的影響更重,因此更愿意生育子女。隨著受教育年限的增加,育齡人群生育意愿降低,這和劉章生等(2018)研究結(jié)論一致。因為教育通過“收入-成本”渠道和“文化-認(rèn)知”渠道影響生育意愿,一方面受教育程度增加提高了個體時間價值,另一方面受教育程度增加會通過“婚育觀念變遷”、“社會認(rèn)知偏誤”和“傳統(tǒng)文化割裂”等渠道降低了生育意愿。擁有醫(yī)療保險對生育意愿產(chǎn)生正向影響,這可能是因為醫(yī)療保險放松了生育預(yù)算約束,降低了生育醫(yī)療成本。而擁有養(yǎng)老保險對生育意愿產(chǎn)生負(fù)向影響,這可能是因為社會養(yǎng)老制度在一定程度上沖擊了傳統(tǒng)的養(yǎng)兒防老觀念,這也和徐巧玲(2019)研究結(jié)論一致?；橐鰻顩r提高了育齡人口生育意愿,因為在婚(有配偶)的狀態(tài)使得人們擁有穩(wěn)定的家庭關(guān)系,更加有條件和意愿生育子女。健康對育齡人群生育意愿的影響并不顯著,這和康傳坤、孫根緊(2018)研究結(jié)論一致,這是因為受健康影響更多的是生育行為而非生育意愿。家庭年收入對生育意愿的影響并不顯著。為檢驗家庭年收入和生育意愿之間是否存在非線性關(guān)系,本文參考何明帥和于淼(2017)研究,增加家庭年收入的平方項進(jìn)行回歸,二次項系數(shù)仍不顯著,對此后續(xù)異質(zhì)性研究會做進(jìn)一步分析。

4.2 內(nèi)生性檢驗

基準(zhǔn)回歸中,教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對育齡人群生育意愿均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響,但這是基于外生假設(shè)前提下得出的,并沒有考慮到反向因果關(guān)系和遺漏變量帶來的潛在內(nèi)生性問題。如可能由于生育意愿增加導(dǎo)致的單個子女的平均家庭教育投入下降,或者存在潛在的重要變量被遺漏導(dǎo)致的虛假估計。

因此,本文采用工具變量法來解決上述內(nèi)生性問題,選擇2018年被調(diào)查者所在地所有被調(diào)查者家庭的平均教育經(jīng)濟(jì)投入(averaglneduexp)、平均教育時間投入(averagedutime)作為內(nèi)生變量教育經(jīng)濟(jì)投入、時間投入的工具變量(1)由于CFPS數(shù)據(jù)沒有公布被調(diào)查者地區(qū)的城市名稱,因此,本文參考李勇輝等(2021)做法,使用省級層面數(shù)據(jù)作為工具變量。。一方面,從有效工具變量需要滿足的相關(guān)性條件看,單個家庭的教育投入會受到周邊家庭教育投入的影響。對子女未來的焦慮心理、“不能讓孩子輸在起跑線上”和“望子成龍”的普遍心態(tài),引發(fā)教育投入競賽。在周邊家庭不斷追加教育經(jīng)濟(jì)和時間投入的背景下,單個家庭或主動或被動地加入了教育投入的錦標(biāo)賽。另一方面,從有效工具變量需要滿足的外生性條件看,本地區(qū)家庭的平均教育投入也不會通過除了教育投入之外的因素影響個人的生育意愿,即符合外生性條件。綜合以上兩方面,選擇被調(diào)查者所在地所有被調(diào)查者家庭的平均教育經(jīng)濟(jì)投入、平均教育時間投入作為工具變量滿足了相關(guān)性和外生性的要求。

接著對工具變量進(jìn)行檢驗。表3模型(5)采用2SLS回歸,在第一階段回歸中,雖然教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入的Shea′s partial R-squared只有0.0703和0.0224,但是穩(wěn)健的F統(tǒng)計量分別為256.259和63.1429(均超過10),且F統(tǒng)計量的p值均為0.0000,可以認(rèn)為是避免了“弱工具變量”的問題。同時,針對使用2SLS會帶來的“顯著性水平扭曲”的問題,通過進(jìn)行“名義顯著性水平”為5%的Wald檢驗,發(fā)現(xiàn)其Minimum eigenvalue statistic為81.9829,大于任一臨界值(3.63～7.03),即可以在所有給定可接受的“真實顯著性水平”(10%～25%)上拒絕弱工具變量的原假設(shè)。至此,本文選取的工具變量不存在弱工具變量。但為了穩(wěn)健檢驗,本文進(jìn)一步采用對弱工具變量更不敏感的模型(6)有限信息最大似然法(LIML)進(jìn)行估計,結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型(6)和(5)系數(shù)估計值相同,這也從側(cè)面印證了“不存在弱工具變量”。此外,還需要對工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗,Hansman檢驗顯示Chi2(2)=201.53,p值為0.0000,在5%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè),認(rèn)為教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入是內(nèi)生變量。但由于傳統(tǒng)的Hans-man檢驗在異方差下的情形不成立,本文還進(jìn)行了異方差穩(wěn)健的DWH檢驗,其p值為0.0000,接受教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入是內(nèi)生變量。進(jìn)一步地,為防止存在異方差,本文還采用了模型(7)最優(yōu)GMM和模型(8)迭代GMM進(jìn)行估計,結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型(7)(8)和(5)系數(shù)估計值相同,再次證明不存在異方差。

工具變量的回歸結(jié)果如表3所示。從模型(5)2SLS的估計結(jié)果看,與模型(2)OLS的估計結(jié)果對比,使用工具變量后,教育經(jīng)濟(jì)投入、時間投入對生育意愿的系數(shù)在方向上沒發(fā)生變化,且均在1%的水平上顯著,但估計系數(shù)增加多倍。從模型(9)IV Poisson的估計結(jié)果看,與模型(4)Poisson的估計結(jié)果對比,使用工具變量后,教育經(jīng)濟(jì)投入、時間投入對生育意愿的系數(shù)在方向上也沒發(fā)生變化,且均1%的水平上顯著,估計系數(shù)也增加多倍。因此教育經(jīng)濟(jì)投入、時間投入對生育意愿起著顯著的負(fù)向作用,假說1成立。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,下文將通過更換解釋變量、被解釋變量和計量方法等方式來進(jìn)行重新估計,回歸結(jié)果見表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果

4.3.1 更換核心解釋變量教育經(jīng)濟(jì)投入

基準(zhǔn)回歸中核心解釋變量教育經(jīng)濟(jì)投入以家庭對每個孩子的平均教育總支出進(jìn)行測度。進(jìn)一步地,本文依據(jù)2018少兒父母代答問卷中“過去12個月,您家一共向‘子女姓名’就讀的學(xué)校支付了多少元?”“過去12個月您家支付‘子女姓名’參加親子班或課外輔導(dǎo)班,及請家教一共花了多少錢?”“除了交給學(xué)校、參加課外輔導(dǎo)班及請家教的費(fèi)用外,過去12個月您家一共支付‘子女姓名’其他方面的教育費(fèi)用(如文具費(fèi)、教育軟件及硬件費(fèi)、課外活動費(fèi)等)多少元?”的回答,將教育經(jīng)濟(jì)投入細(xì)分為學(xué)校教育支出(eduexpschool)、課外輔導(dǎo)費(fèi)(eduexptutor)和其他教育支出(eduexpothers),以替代解釋變量進(jìn)行檢驗。

模型(10)實證結(jié)果顯示,學(xué)校教育支出、課外輔導(dǎo)費(fèi)和其他教育支出的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),證實了教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的負(fù)向影響具有穩(wěn)健性。此外,學(xué)校教育支出、課外輔導(dǎo)費(fèi)和其他教育支出每增加1%,導(dǎo)致生育意愿分別降低0.0117、0.0188和0.0149。對比三者的回歸系數(shù),發(fā)現(xiàn)課外輔導(dǎo)費(fèi)對生育意愿的抑制作用最為明顯。

4.3.2 更換核心解釋變量教育時間投入

基準(zhǔn)回歸中核心解釋變量教育時間投入以家庭對對每個孩子的平均每周輔導(dǎo)作業(yè)時長進(jìn)行測度。本文依據(jù)2018少兒父母代答問卷中“目前,您檢查這個孩子的家庭作業(yè)的頻率如何?”“當(dāng)看電視和孩子學(xué)習(xí)沖突時,您放棄看自己喜歡的電視節(jié)目以免影響其學(xué)習(xí)發(fā)生的頻率如何?”的回答,來設(shè)置變量檢查作業(yè)頻率(checkhomeworkfreq)和放棄看電視頻率(notvfreq)?；卮饘牟?、很少(每月1次)、偶爾(每周1次)、經(jīng)常(每周2-4次)和很經(jīng)常(每周5-7次)賦值1～5。

模型(11)和(12)分別以檢查作業(yè)頻率(checkhomeworkfreq)和放棄看電視頻率(notvfreq)替代解釋變量教育時間投入進(jìn)行檢驗,回歸系數(shù)均顯著為負(fù),證實了教育時間投入對生育意愿的負(fù)向影響具有穩(wěn)健性。

4.3.3 更換被解釋變量和計量方法

我國從2016年1月1日起實施全面兩孩政策,為提高研究的現(xiàn)實意義和保證結(jié)論的穩(wěn)健性,本文進(jìn)一步構(gòu)建“二孩”生育意愿變量(seckidwill)。參考劉章生等(2013)的處理方法,將生育意愿大于等于2個的樣本認(rèn)定為具有“二孩”生育意愿,賦值為1;小于2個的認(rèn)定為沒有“二孩”生育意愿,賦值為0。

模型(13)和(14)是教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對“二孩”生育意愿(seckidwill)的估計結(jié)果。由于“二孩”生育意愿是典型的二分類變量,因此模型(13)采用Probit模型進(jìn)行估計,結(jié)果顯示教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對“二孩”生育意愿的估計系數(shù)分別是-0.0787和-0.0158,均在1%的水平上顯著。模型(14)采用IV Probit兩步法進(jìn)行估計,對外生性原假設(shè)“H0:ρ=0”的Wald檢驗結(jié)果,其p值為0.0000,故可在1%的顯著性水平上認(rèn)為教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入為內(nèi)生變量。此外,第一步的回歸結(jié)果顯示,工具變量(被調(diào)查者所在地所有被調(diào)查者家庭的平均教育經(jīng)濟(jì)投入和平均教育時間投入)對內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的解釋力。模型(14)也證實了教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對“二孩”生育意愿的負(fù)向影響。綜合上述分析結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn),不論對生育意愿,還是“二孩”生育意愿,家庭教育投入對其均存在顯著的負(fù)向影響。這在一定程度上從家庭教育投入角度解釋了“全面二孩政策”沒能獲得預(yù)期效果。

5 異質(zhì)性分析與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

上文結(jié)果表明,教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入均顯著抑制了育齡人群生育意愿,但是由于個體特征差異,抑制程度存在區(qū)別。對此,本部分從性別、收入、城鄉(xiāng)、子女受教育階段、實際生育數(shù)量等方面考察教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對育齡人群生育意愿的異質(zhì)性影響。此外,本部分還進(jìn)一步檢驗了代際社會流動對家庭教育投入意愿影響的調(diào)節(jié)作用。

5.1 家庭教育投入影響生育意愿的性別差異

在傳統(tǒng)性別文化中,家庭中男女分工不同,因此本文首先探討家庭教育投入與生育意愿的關(guān)系在性別上的差異性。表5第(1)(2)回歸結(jié)果顯示,相較于女性群體,教育經(jīng)濟(jì)投入使得男性生育意愿顯著下降了0.00874,而對女性生育意愿的影響并不顯著。這可能是因為在傳統(tǒng)的性別文化中,男性承擔(dān)賺錢養(yǎng)家糊口的責(zé)任,教育經(jīng)濟(jì)投入的增長對男性造成更大的經(jīng)濟(jì)壓力。教育時間投入對男女生育意愿的抑制效應(yīng)均在1%的水平上顯著為負(fù),且對男性的負(fù)向影響更大。這可能是因為在傳統(tǒng)的性別文化中,男性每多輔導(dǎo)孩子一小時作業(yè)的時間成本高于女性,這也進(jìn)一步佐證了已有研究一般認(rèn)為的女性在孩子生育、撫養(yǎng)和教育階段要付出的時間和精力更多(徐巧玲,2019)。

表5 按性別、收入劃分的分樣本回歸結(jié)果

5.2 家庭教育投入影響生育意愿的貧富差異

為進(jìn)一步探討不同收入群體的教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入與生育意愿的關(guān)系,本文參照何明帥和于淼(2017)的做法,將總樣本按照家庭總收入劃分為低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭,分別占比40%、40%和20%。這一比例設(shè)定沿用2017年《社會藍(lán)皮書》對收入群體分類的劃分標(biāo)準(zhǔn)。三組家庭的回歸結(jié)果見表5第(3)(4)(5)列。

回歸結(jié)果顯示,教育經(jīng)濟(jì)投入使得低收入群體生育意愿顯著降低了0.0142,對中等收入群體和高收入群體雖然產(chǎn)生了負(fù)向影響但并不顯著。這可能是因為對低收入群體而言,教育經(jīng)濟(jì)投入占家庭支出比重更大,影響了生活其他方面的正常支出,因此不愿意生育;而對于中高收入群體,雖然教育經(jīng)濟(jì)投入增加,但是占總支出比例相對不高,至少不會對生活其他方面造成明顯影響,因此對生育意愿的影響并不顯著?；貧w結(jié)果還顯示,教育時間投入對三類群體生育意愿的抑制效應(yīng)均在1%的水平上顯著為負(fù),且對低收入群體的抑制效應(yīng)大于高收入群體,大于中等收入群體。這可能是因為對低收入群體而言,雖然時間代表的金錢價值在三組群體中最低,但卻更需要把時間花在維持生活所必須的生計上,因此教育時間投入對生育意愿的負(fù)向影響最大;相較于中等收入群體,高收入群體單位時間所代表的金錢價值更高,因此教育時間投入對生育意愿的負(fù)向影響大于中等收入群體。此外,觀察三組群體家庭年收入和生育意愿的關(guān)系發(fā)現(xiàn),只有低收入群體的家庭年收入和生育意愿呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,中等和高等收入群體家庭年收入和生育意愿的關(guān)系均不顯著,且影響系數(shù)符號相反,因此總體看來家庭年收入對生育意愿的影響并不顯著,這可能對基準(zhǔn)回歸中系數(shù)不顯著的原因作出部分解釋。

5.3 家庭教育投入影響生育意愿的城鄉(xiāng)差異

一直以來,我國城鄉(xiāng)生育觀的差異是客觀存在的,本部分進(jìn)一步探討家庭教育投入與生育意愿的關(guān)系在城鄉(xiāng)上的差異性。表6第(1)(2)回歸結(jié)果顯示,相較于農(nóng)村人口,教育經(jīng)濟(jì)投入使得城市人口生育意愿顯著下降了0.00973,而對農(nóng)村人口生育意愿的影響并不顯著。這可能是因為出于家長對子女未來的焦慮心理,處在任意學(xué)習(xí)階段的城市孩子都面臨著形式多樣的親子班、興趣班、輔導(dǎo)班等,極大增加了城市家庭的校外教育支出,提高了城市家庭教育經(jīng)濟(jì)投入以及撫養(yǎng)孩子成本,降低城市育齡人口生育意愿。而對農(nóng)村孩子而言,尤其是處在義務(wù)教育階段的孩子,家庭教育支出相對較少,因此教育經(jīng)濟(jì)投入不會對農(nóng)村地區(qū)育齡人口的生育意愿產(chǎn)生明顯影響。教育時間投入對城鄉(xiāng)育齡人口生育意愿的抑制效應(yīng)均在1%的水平上顯著為負(fù),這說明教育時間投入顯著增加了城鄉(xiāng)育齡人口撫養(yǎng)子女的機(jī)會成本,降低了生育意愿。

表6 按城鄉(xiāng)、子女受教育階段劃分的分樣本回歸結(jié)果

5.4 家庭教育投入影響生育意愿的教育階段差異

在不同教育階段,家庭教育投入的形式和重點(diǎn)存在較大差別,據(jù)此本部分探討家庭教育投入與生育意愿的關(guān)系在不同教育階段時的差異性。本文依據(jù)2018年CFPS少兒父母代答問卷中上學(xué)確認(rèn)部分受訪者對于“‘子女姓名’目前上哪個階段”的回答進(jìn)行分組,將托兒所/幼兒園/學(xué)前班歸為學(xué)前教育階段(stagepreschool),小學(xué)歸為初等教育階段(stage- primary),初中歸為初級中等教育階段(stagejuniorhigh),高中/中專/技校/職高歸為高級中等教育階段(stageseniorhigh)(2)由于2018年少兒父母代答問卷僅針對子女年齡介于0-15歲,因此回答中不存在大專、大學(xué)本科及以上學(xué)歷。由于部分家庭存在多個處在不同教育階段的子女,成人可能被重復(fù)分組,因此四個教育階段樣本加總大于原有成人樣本數(shù),但重復(fù)計算的部分占比較少,因此不影響回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。。

表6第(3)-(6)列回歸結(jié)果顯示,只有學(xué)前教育階段的教育經(jīng)濟(jì)投入顯著抑制了生育意愿,這可能是因為當(dāng)下學(xué)前教育“入園難”“入園貴”問題日益突出,給家庭帶來較大經(jīng)濟(jì)壓力,降低了生育意愿;而小學(xué)和初中屬于義務(wù)教育階段,公立高中的學(xué)費(fèi)相對低廉,因此不會對家庭構(gòu)成經(jīng)濟(jì)壓力,從而對生育意愿的影響并不顯著。小學(xué)和初中階段的教育時間投入顯著抑制了生育意愿,這可能是因為出于對孩子未來的期盼和“小升初”、中考的客觀升學(xué)壓力,教育時間投入必然增加,這客觀上增加了生育撫養(yǎng)成本,降低了生育意愿。

5.5 家庭教育投入影響生育意愿的實際生育數(shù)量差異

家庭教育投入對實際生育數(shù)量不同的群體生育意愿的影響可能存在差異,本部分按照家庭子女?dāng)?shù)量將總樣本分為一孩家庭(childnum1),二孩家庭(childnum2),以及三孩及以上家庭(childnum3)。分樣本統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭教育經(jīng)濟(jì)投入均值分別為8.02、8.12和8.33;家庭教育時間投入均值分別為4.49、3.64和2.80;生育意愿均值分別為1.83、2.07和2.58?？梢?一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭在單個孩子上的經(jīng)濟(jì)投入和時間投入上確實存在顯著差異。表7第(1)-(3)列分別是一孩家庭、二孩家庭以及三孩及以上家庭教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿(kidwill)的估計結(jié)果。

表7 按家庭子女?dāng)?shù)量劃分的分樣本回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示,對于一孩家庭,教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入均顯著抑制了生育意愿。進(jìn)一步,為分析家庭教育投入對生育意愿的邊際影響,表7第(4)列將被解釋變量更換為一孩家庭的二孩生育意愿(seckidwill)。結(jié)果表明結(jié)論具有穩(wěn)健性,且教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對一孩家庭的二孩生育意愿的抑制作用更強(qiáng)。對于二孩家庭,教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的影響并不顯著,這可能是因為二孩家庭的物質(zhì)學(xué)習(xí)資料可以共享,在一定程度上降低了家庭教育經(jīng)濟(jì)投入的邊際成本。教育時間投入仍然顯著抑制了生育意愿,但其系數(shù)絕對值低于一孩家庭,這可能是因為一孩在一定程度上分擔(dān)了家長對二孩的教育時間投入。表7第(5)列將被解釋變量更換為二孩家庭的三孩生育意愿(thirdkidwill),結(jié)果顯示教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對二孩家庭的三孩生育意愿的影響均不顯著。對于三孩及以上家庭,教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響均不顯著。這可能是因為其個人生育意愿較為強(qiáng)烈,不會受到家庭教育投入等因素的影響。

5.6 代際社會流動對家庭教育投入意愿的調(diào)節(jié)作用

本部分檢驗了代際社會流動對家庭教育投入意愿的調(diào)節(jié)作用。通過加入調(diào)節(jié)變量代際社會流動(iseimob)、代際社會流動和教育經(jīng)濟(jì)投入的交乘項(iseimobexp)、以及代際社會流動和教育時間投入的交乘項(iseimobtime),參考基準(zhǔn)回歸方法分別運(yùn)用OLS和Poisson進(jìn)行回歸,結(jié)果如表8所示。模型(1)和(2)是OLS估計,模型(3)和(4)是泊松估計,其中模型(1)(3)是不包含任何控制變量的估計結(jié)果,模型(2)(4)報告了包含人口社會學(xué)特征控制變量的估計結(jié)果。

表8 代際社會流動對生育意愿的調(diào)節(jié)作用

結(jié)果顯示,教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響均顯著為負(fù),這和之前的回歸結(jié)果相符合。調(diào)節(jié)變量代際社會流動對育齡人群生育意愿影響顯著為負(fù)。這可能是因為根據(jù)毛細(xì)血管理論,代際社會流動高的群體因為追求個人發(fā)展不愿意生育,由此帶來的心理壓力進(jìn)一步降低了生育意愿。代際社會流動和教育經(jīng)濟(jì)投入的交乘項對育齡人群生育意愿影響顯著為正,代際社會流動和教育時間投入的交乘項對育齡人群生育意愿影響為正,但不顯著。考慮到加入交乘項后,育齡人群相較于父輩而言,自身已經(jīng)實現(xiàn)的階層向上流動會形成一種積極的心理預(yù)期和對子女未來的信心,減弱了家庭教育投入對生育意愿的不利影響。然而這種減弱作用可能只是源自階層向上流動后帶來的預(yù)算約束的放松,對任何個體而言,時間都是有限的且不會發(fā)生變化,因此代際社會流動和教育時間投入的交乘項對育齡人群生育意愿不顯著。

6 結(jié)論與政策建議

本文將家庭教育投入劃分為教育經(jīng)濟(jì)投入和教育時間投入,構(gòu)建了包含家庭生育決策的擴(kuò)展OLG模型,利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)實證檢驗教育經(jīng)濟(jì)投入和時間投入對生育意愿的影響和調(diào)節(jié)效應(yīng)。

研究發(fā)現(xiàn),第一,教育經(jīng)濟(jì)投入和教育時間投入均顯著抑制了生育意愿。在教育經(jīng)濟(jì)投入中,相較于學(xué)校教育支出和其他教育支出,課外輔導(dǎo)費(fèi)對生育意愿的抑制作用最為明顯。本文運(yùn)用2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)一步證實家庭教育投入對“二孩”生育意愿存在顯著的負(fù)向影響,在一定程度上對“全面二孩政策”未達(dá)預(yù)期作出解釋。第二,教育經(jīng)濟(jì)投入和教育時間投入對生育意愿的影響存在異質(zhì)性。將育齡人群按個人特征分類,教育經(jīng)濟(jì)投入對男性群體、低收入群體、城市群體和子女處于托幼等學(xué)前教育階段群體的生育意愿有顯著的抑制作用;教育時間投入對男女、城鄉(xiāng)、不同收入群體,以及子女處于小學(xué)和初中階段群體的生育意愿均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。第三,代際社會流動能夠減弱教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的不利影響,但不能減弱教育時間投入對生育意愿的不利影響。

上述發(fā)現(xiàn)的政策啟示是,國家要從教育經(jīng)濟(jì)支持和教育時間支持兩個方面降低家庭教育投入成本,提升生育意愿。這實際上為已經(jīng)出臺的《中共中央國務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展的決定》提供政策依據(jù)?！稕Q定》實施三孩生育政策及配套支持措施,在降低教育成本方面,提出要推進(jìn)教育公平與增加優(yōu)質(zhì)教育資源供給。具體來看,首先,本文研究發(fā)現(xiàn)教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的抑制作用明顯,為緩解“學(xué)區(qū)房”“擇校費(fèi)”給家庭帶來的巨大經(jīng)濟(jì)壓力,《決定》提出推進(jìn)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化,有效解決“擇校熱”難題。其次,本文研究發(fā)現(xiàn)教育時間投入對生育意愿的抑制作用明顯,《決定》提出適當(dāng)延長在幼兒園時長或提供托管服務(wù);同時依托學(xué)校教育資源,以公益普惠為原則,全面開展課后文體活動、社會實踐項目和托管服務(wù),推動放學(xué)時間與父母下班時間銜接。再次,本文研究發(fā)現(xiàn)教育經(jīng)濟(jì)投入中,課外輔導(dǎo)費(fèi)對生育意愿的抑制作用最為明顯,《決定》提出嚴(yán)格規(guī)范校外培訓(xùn),將學(xué)生參加課外培訓(xùn)頻次、費(fèi)用等情況納入教育督導(dǎo)體系。最后,本文研究發(fā)現(xiàn)教育經(jīng)濟(jì)投入對子女處于托幼等學(xué)前教育階段群體的生育意愿抑制作用明顯,《決定》提出推進(jìn)城鎮(zhèn)小區(qū)配套幼兒園治理,持續(xù)提升普惠性幼兒園覆蓋率。

除了已經(jīng)出臺的三孩生育配套支持措施外,根據(jù)本文研究結(jié)論,還有如下建議:首先,本文研究發(fā)現(xiàn)教育經(jīng)濟(jì)投入對低收入家庭的生育意愿抑制作用明顯,據(jù)此建議將教育財政支出以生育補(bǔ)貼的方式進(jìn)入低收入家庭生育決策過程中,擴(kuò)大義務(wù)教育范圍,尤其是增加對學(xué)前教育的覆蓋范圍。其次,本文研究發(fā)現(xiàn)教育時間投入對子女處于小學(xué)和初中階段群體的生育意愿抑制作用明顯,對子女處于學(xué)前教育階段和高中階段群體的生育意愿抑制作用不顯著,據(jù)此建議延長義務(wù)教育時間,從9年向后延伸到12年,減輕小升初、中考給家長帶來的巨大心理壓力。最后,本文研究發(fā)現(xiàn)代際社會流動能夠減弱教育經(jīng)濟(jì)投入對生育意愿的不利影響,據(jù)此建議推進(jìn)教育公平,增強(qiáng)個體的社會流動能力,同時通過公共政策配套,創(chuàng)造促進(jìn)社會階層良性流動的外部環(huán)境,阻斷社會階層流動的路徑依賴,提升育齡人群生育意愿。