生育间隔与农村义务教育的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,间隔论文,农村义务教育论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
国内外众多学者针对中国农村居民的婚育行为进行了研究，然而，针对不同孩次之间生育间隔过短及超生对农村子女教育的影响的研究并不多。中国的计划生育政策提倡“晚、稀、少”和“优生优育”，但如果没有“晚、稀、少”和“优生”，又会有什么样的负面影响？它会对农村女孩有更多的负面影响吗？更多地生育和更密集地生育的影响是否会有所不同？
国外有很多研究考察了发展中国家父母的子女养育行为，发现生育数量及生育孩次对于子女的教育会产生重要影响，并且女孩相对于男孩更少地获得家庭的教育和其他资源（Behrman,1988、1992、1998; Rose,2000）。很多经济学家及政策制定者都非常关注这一问题，因为不同的子女养育行为不仅会直接影响人力资本投资并进而影响经济发展，还会导致不同的人口和社会结构，甚至对政治结构也会产生影响（Johnson,1996; Li,1995; Park等，1995）。国内学者也对中国农村居民的婚育行为展开了研究。例如，金和辉（1995）、康晓平和王绍贤（1998）、陆杰华等（2005）及任强和傅强（2007）等利用来自中国的不同调查数据考察了家庭生育行为的影响因素。
现有研究虽然注意到了家庭生育行为对于人口增长的影响，但少有研究关注农村居民的这些生育行为对子女教育的影响，特别是生育间隔和生育数量对子女义务教育的影响。因此，本文试图利用中国10个省份3000个农户的调查数据对上述问题展开实证研究。
二、数据描述与实证检验
（一）数据来源
本文使用的数据来源于2003年委托国家统计局农调队所做的调查，该调查采用四步抽样法：（1）根据各地的经济发展水平，从全国31个省份中随机选取10个省份；（2）农调队从各省份中分别随机选取3个县或县级区，总共得到30个县；（3）从这30个县中分别随机选取10个村并得到300个村；（4）每个村随机选取10户。最终得到了3000个农户样本。此外，还通过采访村支书或村委会其他成员完成了村级层面的问卷调查。
由于1984年以后中国的计划生育政策比较稳定，所以，本文只考察1984～2002年有新生儿出生家庭的生育行为。
（二）生育行为的决定因素
为了考察农村居民生育间隔年限和生育数量的决定因素，本文将重点放在家庭收入水平上，同时考虑育龄夫妇的受教育程度和年龄等因素。
根据经济学理论，家庭的收入水平显然是其生育间隔年限和生育数量的重要影响因素之一，而且可以预期它与育龄父母的生育行为之间不存在一次线性关系。在实证检验之前，关于收入的度量需要两点说明：（1）直接考察家庭生育当年的收入水平对其生育行为的影响并不合适，因为观察到的收入水平往往具有很大的波动性。根据Friedman（1963）的“永久性收入”理论，家庭关于子女生育这样的重大决策应该更主要地受永久性收入水平的影响，育龄父母在考虑生育决策时，可能会权衡未来的永久性收入、未来的子女教育成本和未来的养老等问题，而不会受到暂时性收入的影响；同时，考察家庭永久性收入水平与生育行为之间的关系，可以得出更加稳健的结论。所以，本文将重点考察家庭的永久性收入对于育龄父母生育行为的影响①。（2）在使用截面数据的情况下，只能观察到农户在某一年中的收入水平，而且目前几乎不可能得到一个跨度十几年的面板数据，既能观察到家庭生育行为的详细信息，又能够观察到后续若干年内这些家庭的子女教育信息。即使有这样的数据，也往往会面临着严重的样本流失与家庭结构变化等问题的困扰。所以，我们借助于Friedman的“永久性收入”理论来解决上述问题。根据这一理论，家庭的永久性消费由永久性收入决定，而暂时性消费则由暂时性收入决定，家庭的永久性收入由人力资本、金融资本和物质资本三部分决定。基于这一理论，可以根据目前观察到的家庭信息拟合出家庭的永久性收入决定方程，然后根据父母生育子女时的家庭信息还原出他们当时的永久性收入②。
根据上述分析，建立以下收入决定方程：
其中，Y表示家庭的收入水平，L、H分别表示家庭劳动力和人力资本的数量，用家庭成员数量及父母的年龄和受教育年限来度量；K表示家庭固定资产的数量，用家庭金融资产的价值及耕地面积来度量；另外，还控制了家庭所在地的地理特征及省份虚拟变量。上述方程的回归结果如表1所示。
从表1可以看出，大部分变量的回归系数符号都与经济理论的预测保持一致，其中父亲的年龄和受教育程度都对家庭收入水平有显著影响，母亲的年龄对收入水平有正的显著影响，但受教育程度对家庭收入水平的影响不显著。
公式（1）构造出家庭永久性收入决定方程后，只要能够知道家庭在生育时方程中自变量的水平，就可以根据表1的回归结果还原出当时的永久性收入。为了这一目的，我们首先根据孩子的年龄推算出其出生时父母的年龄，然后利用下面几个假设来获得当时的其他变量的水平。
第一，因为我们很少能观察到农村青年结婚后继续接受正规教育的现象，所以可以合理地假设结婚后夫妻都不再继续接受教育，对于绝大多数人而言，我们在2002年所得到的受教育年限与他们生育时的受教育年限应该是相同的。
第二，虽然我们无法观察到有新生儿出生时的家庭耕地面积，但在我们考察的1984～2002年间，中央于1984年1月发布的第三个“一号文件”规定了土地承包期为“15年不变”，1993年又规定了“30年不变”。由此可以推断，在本文所考察的这个时间段内，大部分家庭所耕种的土地面积并不会发生非常大的变化。同时，由于1984年后严格的计划生育政策，使农村地区的人口增长速度放慢，从而也会降低各个地方人均耕地面积的变化程度，所以，我们用调查时所在村的人均耕地面积作为各个家庭有新生儿出生时家庭人均拥有的耕地面积的代理变量。
第三，用调查时所询问到的家庭房屋价值作为家庭生育时所拥有的金融资产的代理变量，理由在于：房屋是农村家庭最重要的财产之一，家庭资产的多少往往在房屋的价值上得到非常显著的反映；同时，由于房屋的使用往往可以达到几十年，很多农村青年也都是在新成立家庭后盖起新房并从父母的家庭里独立出来。我们现在所观察到的房屋往往是他们若干年前建造的，调查时询问的房屋价值也是他们当初建造房屋所花费的费用，因此用房屋价值作为这个新家庭在当时所拥有的金融资产数量的代理变量具有合理性。
第四，关于家庭成员的数量，我们也假设在1984～2002年这个时间段内不发生变化（新生儿已经包含在内）。因为在这个时间段内，中国的人口自然死亡率及非正常死亡率并不高，所以，被考察的样本家庭中因为死亡而导致的家庭成员数量减少可以忽略不计；而且，自然死亡或因疾病死亡的人口在没有死亡之前，也不会给家庭的永久性收入带来很大的影响，忽略这一部分对于永久性收入的回归结果不会有太大的影响。这里影响较大的可能是家庭的分割与合并。但是，假设年轻夫妻与父母居住在一起，当一个新生儿出生时，家庭便由二代同堂变成三代同堂，此时年龄已经较大的一代人可能已经不再对下一代家庭的重大决策产生影响；同时，年轻夫妻正处于他们生命周期中收入较高的阶段，所以，这时第二代人口的特征将是这个家庭永久性收入的最重要决定因素③。
根据表1中的回归系数及上述假设，我们还原出家庭生育时的永久性收入水平，并进而检验它对于家庭生育行为的影响。表2分别给出了OLS和Tobit模型回归结果，被解释变量为家庭生育时没有达到的计划生育政策规定的间隔年限和超生的数量。表2中两个模型的回归结果差异不大，但由于被解释变量大都取值为0，所以本文更倾向于接受Tobit模型的回归结果。
从表2中可以得出以下结论④：（1）永久性收入的一次项都显著为正，二次项都显著为负，这表明了永久性收入与我们度量的两个家庭生育行为之间成倒U形关系；（2）母亲的年龄和受教育程度与这两个生育行为之间也都成明显的倒U形关系；（3）有趣的是，父亲受教育程度与家庭超生之间的关系也成倒U形关系，但与没有达到的生育间隔年限之间却成U形关系。另外，我们还得到了一个重要结论：当母亲受教育年限达到3年以后，母亲的教育便会在边际上显著降低家庭不按政策规定的间隔年限生育和超生的概率。
（三）生育行为对义务教育的影响
由于现有研究几乎都没有考察过上述行为对于子女教育的后续影响，以及这两种行为的后果是否有所不同，本文下面就针对这些问题展开实证研究。生育间隔年限过短会需要父母进行更加密集的教育投资，而如果不同子女之间的年龄差距扩大，父母便更有可能或者更容易地采取各种措施来平滑不同子女的教育支出；同样道理，超生一方面会直接增加父母的教育投入，另一方面也会增加他们平滑教育支出的难度。发展经济学的研究普遍发现，由于正规和非正规信贷的缺乏，会导致农村居民无法利用信贷市场来平滑各种支出，而且发展中国家的农村居民利用销售财产或亲友的帮助来平滑各种支出的能力也大多非常有限（Udry,1994; Besley,1995）。因此更多更密集地生育都会增加父母对子女的教育投入，在家庭收入有限和父母平滑子女教育支出的能力有限的情况下，都应该会在边际上增加适龄子女辍学的概率。
为了验证上述判断是否成立，我们首先筛选了3000个样本中有义务教育阶段学龄儿童的家庭。由于中国绝大多数省份在21世纪初都已经实行了9年义务教育，基本上不存在家长和孩子希望接受义务教育，但因为学校不接收而无法上学的情况，这正好为我们检验家庭在此之前的生育行为对于子女义务教育的影响提供了可能。根据这一原则，我们可以得到1605个有义务教育阶段学龄子女的家庭。首先，我们利用Tobit模型检验当初的生育行为对于家庭出现辍学儿童的数量的边际影响，回归结果如表3所示。
我们关心的解释变量为该家庭生育时是否达到了政策所规定的生育间隔年限和是否曾经超生，以及他们没有达到的间隔年限和超生的数量。
从表3的回归结果可以得出如下结论：（1）本文所关心的4个自变量对于辍学数量都具有显著正的影响，这表明在保持其他条件不变的情况下，不按照规定的间隔年限生育及超生都会直接显著增加辍学子女的数量。（2）家庭中拥有的适龄男孩和女孩的数量对于辍学数量都显著为正，这表明家庭中孩子的数量越多，越容易出现辍学。这一点也很容易理解，在家庭面临预算约束时，孩子数量越多，就需要越多的教育支出，所以孩子数量的增加在边际上自然会导致辍学的增加。（3）在每一个模型中，家庭拥有的适龄男孩数量的边际效应都比家庭拥有的适龄女孩数量的边际效应要小，这初步表明家庭对于男孩教育的重视程度高于女孩。（4）母亲的受教育程度在表3的所有模型中都显著为负，而父亲受教育程度的回归系数虽然都为负，但不显著，这表明了提高母亲的教育程度更有利于提高子女的教育。
（四）生育行为对男孩和女孩义务教育的不同影响
相对于男孩而言，家庭的这些生育行为对于女孩是否会有更严重的负面影响？比如，从表3中我们已经初步发现在保持其他条件不变的情况下，女孩子可能更容易出现辍学的倾向。但我们并不知道上述行为对于女孩子是否会有更加严重的影响，而且两种行为对她们的影响程度是否不同。这里需要指出的是，本文所要强调的是上述两种行为对于子女教育所带来的直接负面影响。一般而言，让女孩接受更少的教育总是被归咎于重男轻女的思想。然而这种解释过于笼统而且不客观，比如两个都是第一孩为女孩、第二孩为男孩的家庭，假设第一个家庭两孩之间的间隔年限只有1年，而第二个家庭的两孩之间的间隔年限达到了4年，如果在保持其他条件不变的情况下，可以观察到第一个家庭更容易出现子女辍学，那么它就能够反映生育间隔年限过短的影响。本文之所以关心这一问题，是因为人口经济学对广大发展中国家的众多研究都发现，女孩子更容易受到各种负面因素的影响，比如Astone等（1991）发现，在给定的文化背景下，常常存在家庭对于不同性别和年龄的子女给予不同待遇。比如在亚洲地区，父母常常要依靠儿子来养老，所以很多经济学家和政策制定者都对发展中国家女孩子可能会相对于男孩子得到更少的资源表示了担忧，性别偏好在南亚地区表现得更加明显（Behrman,1988、1992、1998; Rose,2000），这种对于男孩子的偏好导致了不同的生育率（Chowdhury等，1990）、不同的婴儿死亡率（Das Gupta,1987; Kishor,1993; Muhuri等，1991），还会导致不同的人口和社会结构，甚至对政治结构也会产生影响（Johnson,1996; Li,1995; Park等，1995）。因此，我们希望知道家庭更多、更密集地生育对于适龄女孩的辍学是否有更大的负面影响。
下面我们继续使用前面筛选出的1605个样本，利用Probit模型分别考察家庭的这两种行为对于家庭是否出现男孩辍学和女孩辍学⑤ 的边际效应（见表4）。
从表4可以得出如下结论：（1）没有达到生育间隔年限不会显著增加家庭中出现男孩辍学的概率，但却能够显著增加女孩辍学的概率，而且，生育间隔没有达到规定年限这个哑变量对于出现男孩和女孩辍学的概率都显著为正，但对于出现女孩辍学的边际效应为4.54％，而对于出现男孩辍学概率只有2.79％。（2）家庭超生的数量或者是否超生对于出现男孩和女孩辍学的概率都显著为正，这表明超生会显著增加学龄男孩和女孩辍学的概率。可以观察到超生数量对于家庭出现女孩和男孩辍学概率的边际效应分别为1.54％和2.37％，是否超生对于其边际效应分别为1.63％和2.36％。然而我们并不能由此得出超生对于男孩辍学的边际效应更强的结论，因为超生本身会改变家庭中的适龄学生的数量，进而影响其辍学概率。如果要看超生对于家庭出现女孩和男孩辍学的净效应，还要考虑它通过学龄学生数量而产生的间接影响。我们通过观察家庭中适龄男孩和适龄女孩数量的回归系数发现，适龄女孩数量的增加能够在边际上显著降低男孩辍学的概率，但反过来，适龄男孩数量的增加却不能在边际上显著降低女孩出现辍学的概率。比如，我们假设两个家庭各超生1个男孩和1个女孩，超生首先都会直接增加两个家庭出现男孩和女孩辍学的概率，但对于超生女孩的家庭而言，这个孩子的超生导致家庭里的适龄女孩数量在边际上增加1个，而女孩的增加又使这个家庭出现男孩辍学的概率降低了。在这个间接机制中，其实是男孩挤占了女孩的家庭教育资源。另外，从回归结果中还可以看出，母亲受教育水平的提高能够在边际上显著降低家庭中出现男孩辍学的概率，但不能显著降低女孩辍学的概率。
当然，由于本文的样本量并不是很大，对于最后一个问题还无法更深入地考察父母对于不同孩次子女教育的投资行为，所以，本文对这个问题的回归结果只在平均意义上成立。另外，因为数据的限制，本文也只研究了家庭生育行为对于子女义务教育的影响，如果有更丰富的大样本，还可以将本研究拓展到对于更高阶段的子女教育及其他方面的影响上。
三、总结及政策启示
本文利用一个覆盖中国10个省份的3000个农户调查数据，检验了家庭生育行为对于子女义务教育的影响，得出以下主要结论。
第一，家庭的永久性收入水平与家庭更多更密集地生育的行为之间成倒U形关系，这说明永久性收入水平的初始上升会推动家庭更多更密集生育，但当永久性收入水平上升到一定程度后，便会转而使得他们更少更稀地生育，这也同时预示着农村经济的发展和农村居民收入水平的上升最终将会有利于优生优育。
第二，更多、更密集地生育都会对义务教育阶段的学龄子女教育产生直接的负面影响，会显著增加家庭中出现义务教育阶段辍学的数量，这一结论明确了违反计划生育政策会对农村人力资本投资带来直接的负面效应。
第三，更多、更密集地生育对于学龄男孩和女孩所带来的直接负面效应是不对称的：平均而言，更密集地生育对于男孩辍学的概率基本上没有影响，但会明显增加女孩的辍学概率；而且家庭中女孩数量的增加会在边际上降低男孩辍学的概率，反过来，男孩数量的增加却不会在边际上降低女孩辍学的概率，这表明了家庭中男孩对于女孩的教育资源的挤占。家庭若超生了，则会通过这种间接机制对于女孩教育产生更加严重的负面影响。这些证据都证明了女孩更多地承受了父母更多更密集地生育行为对于义务教育的负面影响。
中国农村居民的生育数量和生育间隔不仅影响人口增长率及性别比例，还影响农村地区的人力资本投资。同时，由于这种负面影响对于女孩子的影响更大，将会对性别发展的平衡不利，应引起政策制定者的注意。
注释：
① 实际上，经济学关于家庭的消费、储蓄、投资等行为的研究中，大多是要区分永久性和暂时性收入的，而不是直接考察所观察到的收入水平对于消费、储蓄和投资行为的影响。
② 关于通过回归将观察到的收入分解成永久性收入和暂时性收入的方法，可以参见Bhalla（1980）、Musgrove（1979）、Paxson（1992）等研究。
③ 上述假设必然会带来对于家庭生育时的永久性收入水平一定程度的度量误差，比如家庭成员数量的变化、土地的流转等，这一方面是由于我们几乎不可能有跨越那么长时间的面板数据用于这个研究，另一方面，只要这些度量误差不是系统性的而是随机的，就不会影响文章的结论。
④ 在表3的回归过程中，我们还同时尝试控制了家庭的耕地面积和以家庭房屋价值作为代理变量的金融资产数量，但都不显著，并且不影响其他变量的显著性，所以我们只列出了没有控制这些变量的回归结果。
⑤ 在我们的样本中，只有1个家庭存在同时出现了1个男孩子和1个女孩子辍学的情况，其他出现辍学的家庭，要么是有1个男孩子辍学，要么是有1个女孩子辍学。