社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)家庭課外教育投資的影響

李康隆 范純?cè)?/p>

(上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200030)

1 研究背景

隨著中國(guó)的經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段,社會(huì)對(duì)人才的需求逐漸由側(cè)重?cái)?shù)量轉(zhuǎn)向側(cè)重質(zhì)量,因此對(duì)人才早期階段的教育培養(yǎng)顯得愈發(fā)重要。作為基本課堂教育的補(bǔ)充,課外教育在人力資本積累方面有著十分重要的作用。課外教育也叫“影子教育”,能夠提高學(xué)生成績(jī)(Dang,2007;張雪、張磊,2017),也可以縮小教育結(jié)果的不均等(李佳麗、胡詠梅,2017)。鑒于課外教育的重要性,其影響因素近年來(lái)也受到廣泛研究。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景對(duì)城鎮(zhèn)學(xué)生參加教育補(bǔ)習(xí)的可能性和城鎮(zhèn)學(xué)生教育補(bǔ)習(xí)支出均有顯著的積極影響(Bray et al,2014;薛海平、丁小浩,2009)。農(nóng)村家庭父母獲得高等教育學(xué)歷會(huì)對(duì)農(nóng)村子女的課外教育支出有顯著的正向影響 (王曉磊、張強(qiáng),2018)。群眾家庭的子女參加課外補(bǔ)習(xí)活動(dòng)的概率要低于黨員家庭(李靜、薛海平,2016)。仇煥廣、靖騏亦(2018)利用CFPS2014數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)母親嫁妝價(jià)值對(duì)家庭中子女參與課外教育支出有正向影響。

除了子女本身的能力、家庭人力資本、家庭物質(zhì)資本這些傳統(tǒng)的因素,家庭的社會(huì)資本在教育中的作用也是不容忽視的。Coleman(1988)發(fā)現(xiàn)頻繁搬家會(huì)顯著增加高中子女輟學(xué)率,因?yàn)榘峒液蠹彝ヅc周邊的聯(lián)系會(huì)中斷。研究還發(fā)現(xiàn),天主教高中有更低的輟學(xué)率,這是因?yàn)橐詫W(xué)校為中心的團(tuán)體有更緊密的聯(lián)系。Kim&Schneider(2005)發(fā)現(xiàn)白人父母會(huì)兩種語(yǔ)言對(duì)子女上大學(xué)有正向影響,他們推測(cè)這些父母能夠與主流白人社會(huì)建立更緊密的聯(lián)系。國(guó)內(nèi)的學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)的研究。余麗甜、詹宇波(2018)考察了家庭教育支出的鄰里效應(yīng),發(fā)現(xiàn)同社區(qū)家庭平均教育支出對(duì)家庭教育支出產(chǎn)生顯著的影響。

雖然已經(jīng)有不少文獻(xiàn)研究社會(huì)資本和教育決策,但是鮮有嚴(yán)格分析社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和課外教育支出之間因果關(guān)系的研究,對(duì)背后的機(jī)制也缺乏探討。鑒于此,本文利用CFPS2014數(shù)據(jù)研究家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)子女課外教育的影響。使用工具變量控制內(nèi)生性問(wèn)題后,本文發(fā)現(xiàn)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不僅能夠提高子女參與課外教育的概率,還能夠增加課外教育支出,并且社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響在不同學(xué)歷家庭間存在異質(zhì)性。通過(guò)機(jī)制分析發(fā)現(xiàn),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)改變父母教育觀念來(lái)影響家庭教育決策。

2 理論模型

為了初步探討家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)子女課外教育的影響,本節(jié)采用兩期家庭決策模型,并在此基礎(chǔ)上引入了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量。首先,我們假定家庭的效用函數(shù)為:

其中:C0、C1分別是家庭在第0期和第1期的消費(fèi);θ是相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù),θ>0;β是貼現(xiàn)因子,0<β<1。

設(shè)拉格朗日函數(shù)為:

(1)

接下來(lái)分情況討論:

(2)

可以看到,對(duì)參與課外教育投資的家庭來(lái)說(shuō),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以增加最優(yōu)課外教育投資,因此提出第一個(gè)假說(shuō):

假說(shuō)1社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越好,家庭的課外教育投資越多。

為了探究家庭學(xué)歷不同是否影響社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)課外教育的促進(jìn)作用,我們?cè)O(shè)教育回報(bào)函數(shù)為f(E)=Eα,0<α<1。我們認(rèn)為學(xué)歷越高的家庭對(duì)教育資源有更好的利用,α值越大。

假說(shuō)2相對(duì)于低學(xué)歷家庭,在高學(xué)歷家庭中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)課外教育支出的促進(jìn)作用更大。

另外,本文一個(gè)重要的假設(shè)前提是,家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)改變教育觀念來(lái)影響教育決策。為了驗(yàn)證這個(gè)機(jī)制,本文提出了第三個(gè)待檢驗(yàn)的假說(shuō):

假說(shuō)3社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)影響父母教育觀念來(lái)促進(jìn)課外教育支出。

接下來(lái)本文利用實(shí)證分析對(duì)以上假說(shuō)進(jìn)行驗(yàn)證。

3 數(shù)據(jù)和變量

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Survey,簡(jiǎn)稱CFPS)的數(shù)據(jù)。CFPS是一項(xiàng)全國(guó)性的追蹤調(diào)查,于2010年正式開(kāi)展訪問(wèn)。CFPS收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù),可以反映中國(guó)社會(huì)的變遷。CFPS數(shù)據(jù)中包含家庭數(shù)據(jù)庫(kù)、成人數(shù)據(jù)庫(kù)、少兒數(shù)據(jù)庫(kù)以及社區(qū)數(shù)據(jù)庫(kù)?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性,本文選取CFPS2014數(shù)據(jù),并根據(jù)研究需要,保留CFPS2014少兒數(shù)據(jù)庫(kù)中處于上學(xué)階段的少兒樣本。

3.2 變量介紹

本文研究的被解釋變量是子女的課外教育支出。CFPS2014的少兒?jiǎn)柧碇嘘P(guān)于課外教育支出的一個(gè)問(wèn)題是:“過(guò)去 12個(gè)月的課外輔導(dǎo)班費(fèi)/家教費(fèi)/親子班費(fèi)( 包括幼兒園開(kāi)辦的興趣班)多少元?”本文的核心解釋變量是家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò),參考已有研究的做法(馬光榮、楊恩艷,2011),本文使用家庭人情禮支出的對(duì)數(shù)作為ln(gift)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量。人情禮支出的數(shù)據(jù)在CFPS2014的家庭數(shù)據(jù)庫(kù)中,本文根據(jù)家戶號(hào)將家庭數(shù)據(jù)庫(kù)與少兒數(shù)據(jù)庫(kù)匹配,并且只保留處于上學(xué)階段的樣本。本文控制了其他一些變量,如“家庭年純收入”“家庭規(guī)?！薄吧賰菏欠裼行值芙忝谩薄凹彝ノ挥诔鞘羞€是農(nóng)村”“戶主性別”“戶主年齡”“戶主受教育程度”“少兒年齡”“少兒性別”“家中年齡大于60歲的老人數(shù)”等?？紤]到不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、教育水平存在差異,本文還構(gòu)造了虛擬變量以區(qū)分東部、中部、西部和東北部區(qū)域。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)

經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)處理,本文最終保留4710個(gè)CFPS2014處于上學(xué)階段的少兒樣本,其中1141個(gè)少兒的課外教育投資大于0。表1給出了本文數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì),其中有一些值得注意的地方。首先,課外教育支出Tutoring的均值為656.756,標(biāo)準(zhǔn)差為2395.813,家庭之間的課外教育支出存在很大差異。其次,家庭人情禮支出Gift均值為3615.241元,高于2010年的2376.348元,這表明家庭人情禮支出存在上升趨勢(shì)。最后,少兒性別Gender均值為0.526,樣本中男女比例接近1∶1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證分析

4.1 計(jì)量模型

4.1.1社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的促教育投資作用——基本回歸

本文數(shù)據(jù)存在一個(gè)特點(diǎn),被解釋變量存在大量的0值,而在大于0的區(qū)間,被解釋變量可以被認(rèn)為是連續(xù)變量。對(duì)于這類(lèi)的問(wèn)題,Cragg(1971)對(duì)Tobit模型進(jìn)行擴(kuò)展,提出了兩部分模型(Two-part model),本文將采用這一模型進(jìn)行估計(jì):

(3)

(4)

4.1.2內(nèi)生性問(wèn)題——工具變量回歸

上述模型可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。首先,如果子女參與課外教育,家長(zhǎng)可能會(huì)向課外輔導(dǎo)老師送禮,這會(huì)使得家庭的人情禮支出增加,因此可能存在由反向因果造成的內(nèi)生性問(wèn)題。其次,雖然本文控制了一系列變量,但是不可避免地會(huì)遺漏一些與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)相關(guān)的變量,所以本文還可能存在遺漏變量引起的內(nèi)生性問(wèn)題。為了盡可能減弱內(nèi)生性問(wèn)題的影響,我們使用所在村居其他家庭平均人情禮支出的對(duì)數(shù)作為工具變量進(jìn)行估計(jì)。首先,同一村居其他家庭的平均社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大,本家庭通過(guò)鄰里獲得的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模也會(huì)越大,這滿足工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性;其次,其他家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模不會(huì)對(duì)本家庭的教育支出產(chǎn)生直接影響,這滿足工具變量的外生性。因此,我們認(rèn)為這樣構(gòu)造的工具變量是比較有效的。

4.2 回歸結(jié)果

4.2.1基本回歸結(jié)果

表2給出了基本回歸結(jié)果?；貧w(1)、(2)、(3)是兩部分模型關(guān)于參與決策的第一部分,其中模型(1)只有l(wèi)n(Gift)一個(gè)變量,模型(2)添加了所有的控制變量,模型(3)在模型(2)的基礎(chǔ)上控制了省份虛擬變量?？梢钥吹?ln(Gift)的邊際效應(yīng)始終在1%的水平下顯著為正,結(jié)果比較穩(wěn)健,說(shuō)明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠增加家庭參與課外教育投資的概率?；貧w(4)、(5)、(6)是兩部分模型關(guān)于投資額的第二部分,結(jié)果表明,對(duì)于參與課外教育投資的家庭來(lái)說(shuō),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠顯著增加投資額,這個(gè)結(jié)果在控制了所有變量后依然穩(wěn)健。假說(shuō)1得到了初步的驗(yàn)證。

表2 兩部分模型基本回歸結(jié)果

4.2.2工具變量回歸結(jié)果

本文使用工具變量法控制內(nèi)生性,相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表3和表4。在兩個(gè)表格中,回歸(1)、(2)、(3)是參與/投資方程的回歸結(jié)果,(4)、(5)、(6)分別是(1)、(2)、(3)的第一階段。表3的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)增加家庭參與課外教育投資的概率。而且ln(Gift)系數(shù)遠(yuǎn)大于基本回歸的結(jié)果,這說(shuō)明之前的基本回歸低估了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用。從表4可以看出,隨著控制變量的加入,ln(Gift)系數(shù)逐漸變小,但仍然在1%水平下顯著,說(shuō)明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)確實(shí)可以促進(jìn)課外教育投資。兩步回歸的第一階段回歸結(jié)果顯示ln(Average_Gift)的系數(shù)均顯著為正,而且F檢驗(yàn)值均大于10,表明所選取的工具變量不是一個(gè)弱工具變量。而且,由于其他家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模不會(huì)對(duì)本家庭的教育支出產(chǎn)生直接影響,有理由認(rèn)為工具變量符合外生性條件。根據(jù)基本回歸和IV回歸結(jié)果,我們驗(yàn)證了假說(shuō)1。

表3 兩部分模型第一部分IV Probit回歸

表4 兩部分模型第二部分2sls回歸

4.3 家長(zhǎng)學(xué)歷對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)促教育投資作用的影響

作為重要的家庭人力資本,家長(zhǎng)的學(xué)歷對(duì)子女的教育有積極的作用。根據(jù)家庭成員最高受教育年限是否大于12年,將樣本分為低學(xué)歷家庭組和高學(xué)歷家庭組,探究家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)子女的促教育作用是否會(huì)受到家庭學(xué)歷的影響。分別對(duì)兩個(gè)組別進(jìn)行工具變量回歸,結(jié)果見(jiàn)表5。我們發(fā)現(xiàn),相比于低學(xué)歷家庭組,高學(xué)歷家庭組回歸的ln(Gift)系數(shù)更大,也更加顯著,說(shuō)明家庭學(xué)歷確實(shí)對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用產(chǎn)生正向影響,于是我們驗(yàn)證了假說(shuō)2。

表5 家庭最高學(xué)歷分組IV回歸結(jié)果

5 機(jī)制檢驗(yàn)

本文認(rèn)為家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠促進(jìn)子女的課外教育支出,重要的一個(gè)機(jī)制是,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以改變父母教育觀念。父母教育觀念是父母對(duì)子女教育的看法和認(rèn)識(shí),基于現(xiàn)有的CFPS數(shù)據(jù),我們選擇了父母的教育期望來(lái)衡量教育觀念,該變量是虛擬變量,如果期望是大學(xué)本科及以上,則為1,否則為0,并采用Baren and Kenny(1986)的三步法來(lái)檢驗(yàn)父母教育期望的中介作用:1) 將父母教育期望Expectation對(duì)ln(Gift)進(jìn)行回歸;2) 將被解釋變量Tutoring*或Ln(Tutoring)對(duì)ln(Gift)進(jìn)行回歸;3) 將被解釋變量同時(shí)對(duì)ln(Gift)和Expectation回歸。如果中介效應(yīng)存在,第一步和第二步ln(Gift)的系數(shù)應(yīng)當(dāng)均顯著為正,第三步Expectation顯著為正的同時(shí)ln(Gift)系數(shù)變小。我們逐步進(jìn)行回歸,結(jié)果如表6所示。

表6 “父母教育期望”的中介作用

我們看到,在Expectation對(duì)ln(Gift)的Ologit回歸中,ln(Gift)的系數(shù)為0.091,并且在1%水平下顯著,說(shuō)明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠提高父母教育期望。在回歸(3)和(4)中,Expectation的系數(shù)顯著為正,并且ln(Gift)系數(shù)較Expectation加入前均有所減少,這說(shuō)明加入父母教育期望這個(gè)變量后,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)課外教育支出的作用減少了。因此,父母教育期望的中介作用得到了驗(yàn)證,即驗(yàn)證了假說(shuō)3。

6 結(jié)論和建議

本文研究了家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)家庭課外教育投資子女課外教育的影響。我們首先利用一個(gè)兩期家庭教育決策模型,初步說(shuō)明了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)促教育作用的存在,之后選擇Cragg(1971)提出的兩部分模型作為基本計(jì)量模型,利用CFPS2014數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不僅會(huì)提高子女參與課外教育的概率,還能促進(jìn)課外教育的支出。在控制內(nèi)生性問(wèn)題后,結(jié)論依然成立。通過(guò)進(jìn)一步分析,我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的這種促教育作用在高學(xué)歷家庭中更加顯著。最后我們進(jìn)行了細(xì)致的機(jī)制分析,結(jié)果表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在促進(jìn)課外教育支出方面的作用一部分是通過(guò)改變父母教育期望來(lái)實(shí)現(xiàn)的。

本文的結(jié)論表明,除了家庭人力資本、家庭物質(zhì)資本這些傳統(tǒng)因素,家庭間社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的差距也會(huì)導(dǎo)致教育差異的形成。作為家庭對(duì)外獲取信息的重要渠道,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)影響家庭教育觀念,進(jìn)而影響教育投資決策。基于研究結(jié)果,本文認(rèn)為家庭應(yīng)當(dāng)重視維護(hù)和拓展社會(huì)網(wǎng)絡(luò),這有利于形成較為先進(jìn)的教育觀念,規(guī)避錯(cuò)誤的教育決策。