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    外部教育支持下的家庭教育支出與代際經(jīng)濟支持
    ——基于CFPS的實證研究

    2020-04-23 13:10:52
    福建茶葉 2020年2期
    關(guān)鍵詞:贍養(yǎng)人代際變量

    李 卉

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

    1 問題的提出

    2015年以后我國人口老齡化問題日益凸顯,給我國的養(yǎng)老體系帶來了巨大的挑戰(zhàn),因此有學(xué)者提出全面放開二胎政策可以緩解人口老齡化帶來的家庭問題[1],提升家庭幸福感。從長期看,子輩數(shù)量增加似乎能減輕家庭的養(yǎng)老負擔,但是短期內(nèi)是否會讓家庭陷入困境?被贍養(yǎng)人無法馬上享受多子女的福利,甚至還會面臨與孫輩“搶占”家庭資源的困境,尤其是在教育成本逐漸增加和教育資源分配不均的境況下,是否會影響被贍養(yǎng)人的福利?

    目前,已有大量研究從家庭和社會的角度探究其對代際經(jīng)濟支持的影響,但多考慮家庭中父子兩代人的因素。主要涉及子代的經(jīng)濟狀況、性別、數(shù)量等特征,子女的經(jīng)濟狀況越好,給父母的經(jīng)濟支持越多[2],而且這種贍養(yǎng)行為還存在明顯的性別差異[3][4],子女數(shù)量對經(jīng)濟支持的獲得一直存在爭議[5][6][7],為了克服結(jié)果的不一致性,利用Heckman兩階段備擇模型得出“競相示范”作用大于“互相卸責(zé)”作用的結(jié)論,即子女數(shù)量增加,則老人獲得經(jīng)濟支持的可能性和程度都顯著上升[8];從被贍養(yǎng)人特征方面,主要包括收入水平、健康水平、與兒女的互幫互助行為、居住模式等,收入與其獲得代際經(jīng)濟支持的概率呈負向關(guān)系[9],與老年人的身體健康負相關(guān),身體越差的老人更需要生活照料而不是物質(zhì)幫助[10],代際間保持緊密的互動,代際經(jīng)濟支持會增加[11][12],父輩近期內(nèi)對子代投資不會對子代的贍養(yǎng)行為產(chǎn)生顯著影響[13],但為子女提供隔代照顧會加強子女的代際支持[14],若與子女不同住則會給父母帶來更多的金錢或?qū)嵨锷系难a償[15],“分而不離”的居住模式通過促進子女的經(jīng)濟支持從而提高了老年人的主觀福利水平[16]。從社會的角度,主要研究養(yǎng)老保險制度對代際經(jīng)濟支持的影響,利用不同的數(shù)據(jù)集和計量方法得出的結(jié)論也不一致,有的學(xué)者認為來自社會的代際轉(zhuǎn)移會“擠入”家庭代際經(jīng)濟支持[17],有的學(xué)者則認為會“擠出”[18][19][20]。以上研究皆從兩代人的特征考慮其對代際經(jīng)濟支持的影響,即使考慮外部條件,也僅限于研究對被贍養(yǎng)人產(chǎn)生直接影響的養(yǎng)老保險制度等政策,并且使用微觀數(shù)據(jù)進行計量分析時,研究對象多為個人樣本,少有文獻從家庭整體出發(fā),將家庭視為獨立個體進行研究,強調(diào)家庭中多方個體共同進行決策,而不突出某個家庭成員的經(jīng)濟行為。

    若將研究框架擴展至三代人,一般從社會學(xué)角度分析背后的動機,研究家庭資源代際分配的類型及其影響因素[21][22],影響因素包括祖輩對孫輩的經(jīng)濟支持等[23],少有文獻進行計量分析?;谝陨戏治觯疚囊约彝閱挝谎芯坑绊懘H經(jīng)濟支持的因素,并且置于三代人的分析框架,利用CFPS2016年的微觀數(shù)據(jù)進行計量分析,重點研究家庭教育支出如何影響代際經(jīng)濟支持。依據(jù)郭林[25]的研究結(jié)論,家庭的養(yǎng)老資源不斷被稀釋,經(jīng)濟支持更偏向于下一代。因此,提出假設(shè)一,即在家庭經(jīng)濟資源約束下,家庭教育支出會擠出代際經(jīng)濟支持,存在“擠出效應(yīng)”。在最小二乘法的基礎(chǔ)上進一步利用工具變量進行內(nèi)生性檢驗。楊繼波等學(xué)者[24]研究公共教育支出對家庭教育支出和養(yǎng)老保險的影響,結(jié)論表明增加教育補貼,既可以解決教育資金問題,也能有效緩解目前中國人口老齡化的養(yǎng)老保障問題,據(jù)此剔除本文的假設(shè)二,公共教育支出可以通過“收入效應(yīng)”緩解擠出效應(yīng)。根據(jù)問卷設(shè)定“外部教育支持”變量來衡量公共教育支出,通過分樣本回歸驗證假設(shè),旨在為保障被贍養(yǎng)人的生活,提高其幸福感,從另一個角度檢驗公共政策對家庭及社會的影響。

    2 計量經(jīng)濟學(xué)模型

    為識別家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的擠出效應(yīng),本文采用最小二乘法(OLS)進行估計,首先設(shè)定如下形式的基準模型:其中,i為受訪家庭;supi為被解釋變量,表示家庭i對上一代的經(jīng)濟支持;edui為核心解釋變量,表示家庭i對下一代的校內(nèi)和校外教育支出之和;反映戶主特征、家庭特征和被贍養(yǎng)人特征;mi為干擾項。

    此外,考慮到被解釋變量和解釋變量均為家庭層面數(shù)據(jù),二者之間可能存在內(nèi)生聯(lián)系,而基準模型(1)不能有效解決內(nèi)生性問題,可能使得估計結(jié)果有偏。內(nèi)生性問題產(chǎn)生主要來自兩方面:一方面可能存在遺漏變量問題。對上一代的經(jīng)濟支持與對下一代的教育支出除了受到家庭資源稟賦的影響,還會受到“利他主義”等不可觀測因素的影響;另一方面家庭教育支出與代際經(jīng)濟支持同為家庭的經(jīng)濟決策行為,二者可能互為因果。

    對于解決內(nèi)生性問題,本文首先在基準模型(1)中控制了相關(guān)特征變量,進一步將利用家庭教育支出的工具變量進行兩階段最小二乘法回歸,從而更全面地解決內(nèi)生性問題。有效的工具變量需滿足兩個條件,一是與內(nèi)生變量家庭教育支出具有相關(guān)性;二是與代際經(jīng)濟支持沒有直接聯(lián)系。參考楊克文[34]的做法,本文認為排除家庭本身的社區(qū)(村)平均教育支出取對數(shù)后可以作為有效工具變量。一方面,根據(jù)余麗甜[26]的研究結(jié)果表明,鄰里效應(yīng)對家庭教育支出具有顯著的正向影響,因此工具變量的相關(guān)性條件在一定程度上得到滿足,本文也進行了相關(guān)性檢驗,如表3所示。另一方面,排除家庭本身的社區(qū)(村)平均教育支出與家庭不可觀測的傳統(tǒng)、偏好、能力等變量無關(guān),具有很強的外生性,對該家庭的代際經(jīng)濟支持不會產(chǎn)生直接影響。綜上,認為該變量為合適的工具變量。

    將核心解釋變量除了自身外社區(qū)(村)平均教育支出作為工具變量進行兩階段最小二乘估計。其計量模型如下:

    式(2)為兩階段最小二乘估計的第一階段估計模型,將內(nèi)生變量edui作為被解釋變量,工具變量作為核心解釋變量,同時控制其他相關(guān)控制變量。若l系數(shù)顯著為正,則表明該工具變量滿足相關(guān)性。式(3)為第二階段估計模型,將式(2)得到的edui估計值代入式(3),得到的估計系數(shù)1a比式(1)更可靠,具有無偏性。

    3 數(shù)據(jù)與變量

    3.1 數(shù)據(jù)來源

    本文使用的數(shù)據(jù)來自2016年北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)的“中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies,CFPS)。CFPS是一項具有全國代表性的社會調(diào)查,CFPS2016分為家庭、家庭成員、少兒和成人四個層次,旨在反映中國社會經(jīng)濟、教育、家庭、人口和健康等方面的變遷。該數(shù)據(jù)含有完整的家庭成員信息和豐富的家庭信息,可以滿足本研究的要求。

    在刪除缺失值且處理異常值后,確保家庭中包含50歲及以上的第一代和正處于教育階段的第三代,最終得到993個三代同堂的家庭樣本(5286個個體)。將第一代確定為50歲及以上是符合現(xiàn)代家庭人口特征的,王躍生[27]利用中國人口普查數(shù)據(jù)研究表明,目前三代家庭的年齡結(jié)構(gòu)主流是中年或低齡老年父母為第一代,因為第一代父輩在家務(wù)中起主導(dǎo)作用,并幫助子輩撫育孫子女,并且50歲以上成員的構(gòu)成占比逐年增加。

    根據(jù)家庭中是否有成員獲得外部教育支持將總樣本進行劃分,獲得外部教育支持的家庭樣本為205個,未獲得的家庭有788個。個人問卷中的提問為“過去12個月,除了自家直接支付和親戚朋友支付的教育費用外,政府、學(xué)校及其他組織機構(gòu)是否以獎助學(xué)金、減免學(xué)費等形式為孩子/您支付了一部分或全部的教育費用?”,其中不包括九年義務(wù)教育支付的費用。

    3.2 變量說明

    3.2.1 被解釋變量為代際經(jīng)濟支持,特指青中年人對于上一代父母的經(jīng)濟支持。根據(jù)成人問卷中對于“過去6個月,您平均每個月給父親/母親多少錢?”的回答,以家庭為單位對成人個體進行求和,為了變量統(tǒng)計口徑一致,乘以2估算過去一年的經(jīng)濟支持??紤]到為連續(xù)變量,可能受到異方差的影響,取自然對數(shù)。

    3.2.2 核心解釋變量為家庭教育支出,家庭教育支出由三部分構(gòu)成,學(xué)校內(nèi)支出、課外輔導(dǎo)費和其他教育費用,問卷對以上三項支出都進行了問題設(shè)計,“過去12個月,您家一共向“孩子/您支付了多少元?”,面向成人和少兒問卷,將這三部分教育支出分項加總得到過去一年的家庭教育支出。同樣進行取自然對數(shù)處理。

    3.2.3 控制變量,包括戶主特征、家庭特征和被贍養(yǎng)人特征。CFPS沒有對戶主進行定義,本研究將家庭數(shù)據(jù)集中的“財務(wù)回答人”作為戶主,以此衡量家庭決策者的個人特征,包括戶主性別、年齡和年齡的平方。家庭因素包括經(jīng)濟和人口特征,涵蓋家庭的城鄉(xiāng)分類(農(nóng)村=0,城鎮(zhèn)=1)、家庭規(guī)模、家庭人均收入四分位數(shù)和撫養(yǎng)比(老年和少兒撫養(yǎng)比)。已有研究表明影響代際經(jīng)濟支持的重要因素還包括被贍養(yǎng)人的特征,利用問卷中相應(yīng)的變量計算出家庭中被贍養(yǎng)人中有多少人為孩子料理家務(wù)活并幫助照看孫輩,并計算其占被贍養(yǎng)人數(shù)的比重,同理計算被贍養(yǎng)人中與孩子同居的比例;購買醫(yī)療保險、領(lǐng)取退休金和養(yǎng)老金都會影響家庭的經(jīng)濟行為,根據(jù)數(shù)據(jù)集計算出被贍養(yǎng)人中有多少人有以上三種行為,并分別計算出占被贍養(yǎng)人數(shù)的比重。因本研究以家庭為單位,為了更好地衡量被贍養(yǎng)人的特征,故以比重作為控制變量。針對被贍養(yǎng)人的子女數(shù)和教育年限個人特征,為了轉(zhuǎn)化為家庭特征,特進行平均處理,分母為家庭中被贍養(yǎng)人數(shù)。

    3.3 描述性統(tǒng)計

    表1中基本的描述統(tǒng)計顯示,家庭人均收入水平越高的家庭,教育支出水平也越高,其平均增長量約為674元,并且同一收入水平下的家庭,教育支出的變異程度較大;而代際經(jīng)濟支持雖然與家庭的人均收入水平呈正比,但是與教育支出相比,平均增長量較小約為422元,變異程度也不大,這符合剛性需求的特點,再加上父輩基于利他主義更傾向于減小子輩的經(jīng)濟負擔。就占家庭總消費支出的比例而言,家庭教育支出的比重高于代際經(jīng)濟支持所占比重,且家庭收入水平越低這種差距越明顯,說明家庭收入水平越低,家庭越重視對下一代的人力資本投資,可能會影響被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟和生活水平。綜上,可以初步看出,家庭非常重視對下一代的人力資本投資,收入水平越高的家庭,家庭教育支出也越高,但對上一代的經(jīng)濟贍養(yǎng)水平?jīng)]有明顯變化。在家庭經(jīng)濟資源有限的情況下,二者具體有何關(guān)系需進行回歸分析,做下一步探討。

    表1 家庭人均收入四分位數(shù)下的教育支出和代際支持水平(元/年)

    樣本的描述性統(tǒng)計特征如表2所示。其中,代際經(jīng)濟支持為被解釋變量,家庭教育支出為核心解釋變量。戶主年齡為16-85歲,戶主的性別分布較均勻;就家庭特征而言,多為農(nóng)村家庭,家庭規(guī)模的最小值為3人,能最低保證樣本家庭符合三代的特征,家庭人均收入分位數(shù)以最低的25%為基準組,家庭老年和少兒撫養(yǎng)比均值分別為0.18和0.246;從被贍養(yǎng)人特征來看,平均每個家庭大約都會有一位被贍養(yǎng)人同住,同住比例的均值為0.8,被贍養(yǎng)人的平均健康均值為3.72,處于中等水平,家庭中至少有50%的被贍養(yǎng)人正在領(lǐng)取養(yǎng)老金,購買醫(yī)療保險的人數(shù)比也較高,但是領(lǐng)退休金的比例較低,可能與樣本中將被贍養(yǎng)人的年齡定為50歲及以上有關(guān),平均每個被贍養(yǎng)人至少有一個后代,進一步說明樣本符合三代特征,被贍養(yǎng)人的平均教育年限為3.7年,受教育水平較低,可能會影響被贍養(yǎng)人的平均收入水平進而影響晚年的生活保障和質(zhì)量。

    表2 樣本特征

    4 研究結(jié)果及其分析

    4.1 家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的影響

    本文做了兩次回歸,其一不考慮模型中的內(nèi)生性問題,利用最小二乘法(OLS)回歸,其二考慮模型中的內(nèi)生性問題,利用工具變量進行兩階段最小二乘法(2SLS)回歸。為了檢驗工具變量的相關(guān)性,第一階段的回歸結(jié)果可知,社區(qū)(村)其他家庭的平均教育支出對該家庭的教育支出具有顯著的正向影響,在1%顯著水平上通過檢驗,并且F統(tǒng)計量的值遠大于10,因此可以排除弱工具變量的問題,結(jié)果如表3所示。

    表3 工具變量相關(guān)性檢驗

    注:第二列為穩(wěn)健標準誤,P<0.01,P<0.05,P<0.1。控制變量(如表2)和常數(shù)項均未列出。

    為了便于比較,將兩種回歸結(jié)果同時放入表4中,對于變量系數(shù)的解釋,以工具變量的回歸結(jié)果為主。

    從表4可看出,OLS模型和2SLS模型的回歸結(jié)果都顯示家庭教育支出顯著影響代際經(jīng)濟支持,系數(shù)在5%的顯著性水平上為負,與OLS模型估計結(jié)果相比,使用工具變量處理內(nèi)生變量之后家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持有更大的負向影響。從模型(4)可知,在其他條件不變的情況下,家庭對下一代的教育投資每增加1%,對上一代的經(jīng)濟支持額度下降了0.046%,證實了假說一。

    從其他特征變量可得,家庭特征變量中,收入和家庭規(guī)模為主要影響因素,皆為正相關(guān),且在1%的顯著性水平上通過檢驗。家庭人均收入四分位數(shù)以最低的25%為基準組放入模型進行回歸,隨著家庭人均收入分位數(shù)的增加,對上一代的支持力度也越大,根據(jù)模型(4),與基準組相比,人均收入處于中等偏下的家庭對上一代的經(jīng)濟支持水平高出12.9%,中等偏上的家庭高出47.6%,最富有的家庭與收入水平最低的家庭相比代際經(jīng)濟支持將近翻一番,說明家庭收入對于被贍養(yǎng)人的生活水平有重要的影響,家庭收入差距一定程度上也擴大了被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟和生活水平差距;根據(jù)模型(4),家庭中每增加一名家庭成員,代際經(jīng)濟支持增加12.9%,即家庭規(guī)模越大,對上一代的扶持力度也越大,因為本研究中的家庭不單指單核家庭,可能與兄弟姐妹為一個家庭樣本,所以家庭規(guī)模的擴大意味著提高了家庭提供經(jīng)濟贍養(yǎng)的能力。在控制其他變量不變的情況下,從居住方式來看,被贍養(yǎng)人中與子女合住的比例每增加一個單位,代際經(jīng)濟支持減少37.3%,且在1%顯著性水平上通過檢驗,也就是說與子女分居則會給父母帶來更多的金錢或?qū)嵨锷系难a償,與已有結(jié)論相符[15];從被贍養(yǎng)人的社會保障收入來源分析,由于本文將被贍養(yǎng)人的年齡規(guī)定在50歲及以上,還未達到領(lǐng)取養(yǎng)老金或者退休金的要求,所以本文利用人數(shù)比衡量社會保障收入對代際經(jīng)濟支持的影響,被贍養(yǎng)人中購買醫(yī)療保險的人數(shù)比每增加一個單位,子輩給與父輩的代際經(jīng)濟支持額度下降11.3%,但是統(tǒng)計上不顯著;被贍養(yǎng)人中領(lǐng)取退休金的人數(shù)比每增加一個單位,家庭的經(jīng)濟支持提高21.6%,而領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)越多,子輩的經(jīng)濟支持減少23%,前者正相關(guān),后者負相關(guān),可能與社會保障性收入的支持力度有關(guān),顯然社會養(yǎng)老保障能顯著減輕子代的經(jīng)濟負擔;被贍養(yǎng)人的子女數(shù)量顯著擠出了子輩對父輩的贍養(yǎng)額度,與已有研究結(jié)論“競相示范”作用大于“互相卸責(zé)”相悖[10]。父輩的受教育水平越高,自身的能力和收入水平也越高,相應(yīng)也提高了子輩各方面的條件,下一代出于對父輩的回饋和感恩,給予父輩的也越多。

    表4 基礎(chǔ)回歸分析

    注:括號中為穩(wěn)健標準誤;***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

    4.2 異質(zhì)性分析

    不同于已有文獻使用養(yǎng)老保險投資作為研究對象[24],本文直接使用家庭對上一代人的經(jīng)濟支持,便于更為直觀地得到結(jié)論,即外部教育支持是否能緩解教育支持對經(jīng)濟贍養(yǎng)的擠出效應(yīng),為解決家庭養(yǎng)老問題提供一些政策依據(jù)。將總樣本分為獲得外部教育支出(左)和未獲得(右)兩個樣本,結(jié)果如表5所示,計量方法同上,分析以工具變量的回歸結(jié)果為主。

    通過表5的分樣本回歸結(jié)果可見,模型(5)和(6)表明在獲得外部教育支持的家庭組,教育支出對代際經(jīng)濟支持沒有顯著影響。而在未獲得的家庭組,即模型(7)和(8)表明家庭教育支出依然對代際經(jīng)濟支持存在顯著的擠出效應(yīng),解決內(nèi)生性問題后擠出效應(yīng)增加,即在其他條件不變的情況下,全樣本中家庭教育支出每增加1%,對上一代的經(jīng)濟支持減少0.046%,而剔除了獲得外部教育支持的家庭后擠出效應(yīng)增加到0.052%,證實了假說2,說明家庭獲得外部教育支持可以通過減少家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的擠出效應(yīng),從而提高家庭養(yǎng)老的經(jīng)濟能力;家庭收入水平和家庭規(guī)模依然是影響代際經(jīng)濟支持的主要影響因素。但在不同的樣本下,不同收入水平的家庭對代際經(jīng)濟支持力度存在較大差異,即在獲得外部教育支持的樣本中,人均收入分位數(shù)越高的家庭與基準組家庭之間對代際經(jīng)濟支持的差異越大。由此可見,獲得外部教育支持從整體上增強了家庭收入的擠入效應(yīng),同時也加劇了不同收入水平家庭的代際經(jīng)濟支持差異,尤其是低收入水平家庭。說明外部教育支持對于家庭收入提高進而增加了被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟福利有促進作用,尤其是對于中低收入家庭。

    表5 分樣本回歸分析

    注:括號中為穩(wěn)健標準誤;***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

    5 結(jié)論及其政策含義

    本文實證檢驗了家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的影響,并對上述結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗,進一步根據(jù)“是否獲得外部教育支持”分樣本回歸探究其緩解作用??傻贸鋈缦陆Y(jié)論:以家庭為計量單位進行研究,家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持產(chǎn)生顯著的“擠出效應(yīng)”。從家庭特征來說,以家庭人均收入四分位數(shù)中最低的25%為基準組,與之相比,人均收入分位數(shù)越高,對上一代的支持力度也越大。從社會保障性收入來說,領(lǐng)取退休金的人數(shù)比與家庭代際支持呈正比,而領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)與之呈反比;外部教育支持能有效緩解家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的“擠出效應(yīng)”,并且家庭人均收入分位數(shù)的影響效果在組別之間有顯著差異。

    上述結(jié)論具有以下政策含義:(1)現(xiàn)階段,家庭養(yǎng)老和社會養(yǎng)老相結(jié)合的方式才能滿足被贍養(yǎng)人日益增長的多元化需求,并且依據(jù)社會保障性收入的特點來滿足不同層次的被贍養(yǎng)人。(2)依據(jù)分組回歸可知,家庭獲得外部教育支持可以緩解“擠出效應(yīng)”,并且從整體上增強了家庭收入的擠入效應(yīng),對于家庭收入提高進而增加了被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟福利有促進作用,尤其是對于中低收入家庭。這一結(jié)論則從另一個角度證明了,政府和學(xué)校等外部主體通過不同的教育支持形式,比如減免學(xué)費或獎學(xué)金等形式,不僅能夠緩解家庭的教育負擔,也能對家庭養(yǎng)老產(chǎn)生間接影響。因此,在今后的社會養(yǎng)老政策與措施中可以嘗試從不同主體出發(fā),達到一石二鳥的作用。

    本文還存在如下不足:變量測量方法和數(shù)據(jù)的局限。本研究使用的是公開數(shù)據(jù)庫,雖然可信度和有效性都有保證,但因為問卷的設(shè)計并不是圍繞本研究展開,所以難免在研究時不夠理想甚至缺少重要變量。同時,因為統(tǒng)計口徑與變量設(shè)置問題,本研究只選擇了CFPS一年的截面數(shù)據(jù),而研究家庭成員之間的關(guān)系是長期的,更好地方法應(yīng)該是使用縱向數(shù)據(jù)來解釋家庭教育支出與代際經(jīng)濟支持之間的關(guān)系。

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