中国农村教育的代际因果关系

点赞:15698 浏览:69247 近期更新时间:2024-02-07 作者:网友分享原创网站原创

摘 要 本文分析了中国农村地区教育的代际影响.使用CHIPS2002的农村部分数据,以20世纪70年代在中国农村实施的基础教育普及政策为父母教育的工具变量,2SLS估计结果发现,母亲教育年限对子女是否接受10年以上教育有正相关因果联系,而父亲教育年限的影响并不显著.分样本估计结果表明,母亲教育对儿子教育、父亲教育对女儿教育分别有显著正的影响.依据家庭背景进一步细分的样本估计显示,这种影响仅限于家庭背景是贫(雇)农、下中农和中农的样本.

关 键 词 代际因果关系 农村教育 基础教育普及政策

一、 引言

无论是政策制定者还是个人都很重视收入的代际流动问题,因为它会导致收入分配的不公平问题.教育代际联系则可能是影响收入代际流动的一个重要渠道:父母教育影响子女教育水平,进而影响子女在劳动力市场的收入,从而对收入分配产生影响.教育代际联系的重要性还在于它和公平教育政策的效果以及它们的持续效应是密切相关的.在现代社会里,如何有效改善弱势群体的劳动力市场表现是很多公平教育政策的目标之一,比如中国政府在2006年9月1日开始在农村实施免费九年义务教育,并在2007年推广到全国,以及各种为贫困大学生提供的国家助学金和助学贷款政策.

常识和经验研究(Behrman et al., 1997, Case and Deaton, 1999)都表明,子女教育和父母教育之间存在正相关关系――父母教育水平越高子女教育水平往往也越高.但是这种相关关系包含了多种因素,比如家庭社会经济地位因素(Brown and Park, 2002, Loken, 2010)、个人的选择性婚姻行为(Boulier and Rosenzweige, 1984)、父母在子女数量和质量之间进行权衡的行为(Li et al., 2008)、遗传性因素以及教育本身的外部效应.对于经济学家和社会学家来说,最重要的是在控制前面几种行为的影响之后,确定父母教育对子女教育的影响是遗传性的原因――自然作用(natureeffect),还是由于教育本身通过家庭教育引起的外部性作用的结果――抚育作用(nurture effect)文献中对于教育的抚育作用或者代际溢出效应尚未有明确的专门定义.根据相关文献,父母教育水平提高除了提高家庭经济地位从而为子女获取更多教育提供必要的经济支出之外,还从以下几个方面影响子女的教育水平(教育的代际溢出效应或者抚育作用):1.教育水平高的父母对子女的期望更高,也更重视子女人力资本的投资(Behrman et al., 1999;Brown, 2010, Sathar and Lloyd, 1994;李实和佐藤宏,2008).2.教育水平较高的父母抚养子女的效率更高.3.家庭文化氛围(文化资产积累)更利于子女教育水平的提高(李实和佐藤宏, 2008),出生在这些家庭中的子女也更容易获得相关方面的帮助和指导.等等..文献中也把后一种由于教育本身所产生的影响叫做因果联系,即不考虑父母教育水平提高带来家庭社会经济地位提高的影响,父母的教育水平是否同子女教育水平的提高有内在的必然联系.

区别父母教育的自然作用和抚育作用有重要的政策含义.首先,从政策制定者角度来看,如果在政策干预较少的情况下,是遗传能力和家庭社会经济水平在个人获取更多教育上在起主导作用,那么公平教育政策就显得尤为重要.考虑到教育在劳动力市场上的重要作用,公平教育政策直接提高弱势群体的教育水平,从而改善弱势群体在劳动力市场上的弱势地位.如果教育存在抚育作用,就有必要进一步分析其作用的渠道,为政府相关政策提供依据.其次,对个人来说,如果教育存在代际因果作用,个人通过自身努力获得的更高教育水平就存在持续性效应,对下一代的福利提高有积极的影响.如果忽视对两种效应的分析,就可能给我们的政策分析带来误导,其对研究结果的解释也不能令人满意.

研究教育代际因果关系在计量经济学上的问题时,我们无法直接观测到父母的遗传性因素.为了控制遗传性因素的影响,在文献中主要使用了三种思路加以控制.第一种是使用匹配的父母双胞胎数据(Behrman and Rosenzweig, 2002),第二种是使用养父母数据(Plug, 2004; Chevalier, 2004),第三种是使用历史上教育政策的变动作为父母教育的工具变量(Chevalier, 2004;Black et al., 2005;Oreopoulos et al., 2006).以上分析都是基于发达国家的数据,在我国,使用大规模调查数据研究代际人力资本流动性的研究并不多,而且已有的研究也主要是考察家庭背景(包括家庭政治背景和父母的职业特征)对子女教育的影响,代表性的研究有李春玲(2003)和李煜(2006).这些研究都发现父母教育和子女教育有显著正相关关系,但由于他们的目的是分析时间变化中父母教育和子女教育关系的变化趋势,因此,他们都没有区分遗传因素的作用和抚育作用.


研究中国代际联系问题的重要性还在于教育的抚育作用受到所处社会环境的制约.不同的社会在传统文化、社会经济发展情况以及家庭结构方面都有所不同,父母在子女成长中所承担的角色也不同,从而父母教育对子女教育的影响也可能不同.这在一定程度上解释了为什么用不同国家的数据得到的结论会有所不同.基于中国农村20世纪70年代的基础教育普及政策,本文在国内首次尝试在控制父母教育的遗传性因素的情况下,分析中国农村父母教育的代际因果联系(抚育作用).从1971年起,政府在农村地区就开始实施基础教育普及政策,计划5年内普及小学教育,有条件的地区普及初中和高中教育.在1971年之前,农村还只有少数人接受初中以上教育,但这次政策广泛实施后,农村接受初中和高中教育的人数有了大幅度的增长,入学数(招生数)分别从1965年的101万人和4.4万人迅速增长到1977年的1955.6万人和666万人.此政策对父母教育的巨大影响为我们提供了一个便利的工具变量来研究中国农村的代际因果关系.以教育普及政策作为父母教育的工具变量,排除父母教育的遗传性因素后,本文发现,母亲教育对子女接受10年以上教育有一定程度的正的影响(显著性水平为10%),父亲教育的影响不显著.分样本的估计结果显示,教育的代际联系主要发生在文化资产较少的、时代家庭成分为中农以下的家庭,这意味着提高父母教育水平并不一定能提高子女教育水平,教育的代际影响同家庭已有的文化资产水平有关.本文的发现为我国相关公平教育以及致力于改善弱势群体收入的政策制定和实施提供了一定的支持.

本文以下的结构安排为:第二部分介绍本文使用的工具变量的背景,即20世纪70年代的农村基础教育普及政策.在第三部分中,我们分析了使用工具变量的原因以及使用的估计方法.第四部分是数据和变量描述,同时还简要分析了基础教育普及政策对父母教育的影响.第五部分是估计结果.第六部分是样本选择分析和稳健性检验.最后是总结和政策建议.

二、 1970年代中国农村基础教育普及政策及其影响

1971年4月,中国国务院教科组召开了全国教育会议并公布了《全国教育工作会议纪要》(以下简称《纪要》),计划五年内在中国农村普及小学教育,条件好的地区普及初高中教育.但在1978年,当时的国家教委认为《纪要》不切实际,因此对农村中小学进行了整顿和调整,大批农村中小学被取消,这其实宣告了基础教育普及政策的结束.


在普及政策推行时期,全国从上到下采取了各种途径和方法来解决各种实际问题.比如,抽调大批有丰富实践经验的贫下中农、下乡知识青年、复员转业军人充实到教师队伍中(新华社,1971),同时各地的师范学校举办各种形式的培训班培训新教员以解决师资短缺问题(广东连县革委会,1971);学校管理体制下放――中学下放到区和公社,小学下放到大队,在集体的农用地中划出学校用地,学生边学习边劳动,劳动所得作为学校的办学经费,以缓解国家投入不足导致的办学经费不足问题;各个自然村办了分校或者在各个分散的居民点设立教学点来解决农民居住地分散导致子女上学困难的问题(山西壶关县革委会,1971);大多数学校采取半农半读,即学生每年参与集体劳动一百天左右,剩下的两百多天时间上课学习(柴德林,1971),以此解决由于家庭负担导致学生辍学问题.

杨东平(2006)指出,在这个政策推行过程中,考试和留级基本上被取消(在一些地方没有完全取消考试,但考试只是作为一种参考而不再是选拔学生的手段),因此,当时适龄子女能否上学以及接受的教育程度主要决定于当地的办学条件,与子女本身的能力无关.

我们可以从表1看到这场农村基础教育普及政策的结果.通过对比我们发现,从1971年到1977年,招生数变化最大的是农村学校,尤其是农村初中和农村高中.从1971年到1975年,农村小学每年招生数都维持在3000万以上,但从1976年开始有所下降,而且除了1978年之外,都低于1965年的水平.相比之下,同期农村初中和高中招生数有显著的增长.农村初中招生数从1971年的944.3万增长到1977年最高水平的1955.6万,增加了一倍多,接着逐年下降,到1981年只有1075.6万,略高于1971年的水平.同期农村高中招生数从1971年的212.1万增长到1977年最高水平的666万,增加了两倍多,然后逐年下降,到1981年为135.8万,低于1971年的水平.从招生数的变化中我们可以看到,从1971年到1978年,农村基础教育有了很大的发展,尤其是农村初中和高中教育.

三、 计量模型设定

考虑子女的教育决定模型简化形式(Reduced Form):

y*ij等于δ1Edumj+Γ1hmj+Fmj+δ2Edufj+Γ2hfj+Ffj+εcij(1)

其中, y*ij 代表第 j 个家庭第 i 个子女的教育年限, m 和 f 分别表示母亲和父亲. h 表示父亲或者母亲的遗传因素. Edu 表示父亲或母亲的教育年限, F 表示母亲或者父亲的其他个人特征. ε 表示子女的其他个人特征.这个模型和Behrman and Rosenzweig(2002)提出的家庭成员教育简化模型是一致的.采用潜变量模型(latent variable model)形式,可以定义子女教育水平如下(9是子女接受初中教育水平对应的教育年限).

yij等于1, 如果y*ij>9

0, 如果y*ij≤9

于是(1)式变为

yij等于δ1Edumj+Γ1hmj+Fmj+δ2Edufj+Γ2hfj+Ffj+εcij (2)

在模型(2)中,我们感兴趣的是 δ1 和 δ2 大小,但是模型中父母的教育 Edu 同父母的遗传因素 h和 父母的个人特征 F 之间,以及这些变量相互之间都可能存在相关关系.以母亲教育为例,

hmj等于γ1Edumj+γ2Edufj+b1hfj+b2Fmj+b3Ffj+ζmj (3)

Edumj等于λ1Edufj+λ2hmj+λ3Fmj+λ4Ffj+ξmj (4)

式中 ξj 和 ζj 分别是母亲教育及其与遗传因素相关的其他特征.方程(3)表明子女从母亲遗传得到的禀赋和母亲教育、父亲教育以及父母的个人特征存在着相关关系.方程(4)则表明父母教育之间存在相关关系,这种相关关系可能来自于选择性婚姻行为(assortative mating effects),即个人选择跟自己能力以及其他个人特征相匹配的异性作为自己的配偶( Boulier and Rosenzweig, 1984).对于父亲来说情况也是如此.但 h 通常是无法观测的,所以通常情况下我们的估计方程是

yij等于δ1Edumj+Fmj+δ2Edufj+Ffj+ucij(5)

其中,ucij等于Γ1hmj+Γ2hfj+εcij

根据方程(3)和方程(4),我们有 E(ucij|Edumj,Edufj,Fmj,Ffj) ≠0.在一般情况下, Edumj 与遗传因素 hmj 存在正相关关系,这意味着直接估计方程(5)得到的 δ1 和 δ2 是向上偏误的.我们可以使用父母教育的工具变量来控制 h 的影响,使用工具变量的两阶段估计模型可以简单设定如下:

方程(6)是第二阶段估计方程,其中 Edup 代表父亲或者母亲教育年限. X 是其他控制变量.方程(7)是第一阶段估计方程,其中 IVEp 是父母教育的工具变量.

四、 数据描述

(一) 数据

本文使用的数据是由中国社会科学院经济研究所收入分配课题组(CHIP)于2003年春天调查的一个具有全国代表性的截面数据――中国家庭收入调查农村部分(简称 2002 CHIP).调查涉及了分布在22个省、自治区、直辖市的122个县和961个行政村的9200个农村家庭这22个省市是:北京、河北、山西、辽宁、吉林、江苏、浙江、安徽、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃和新疆..样本从国家统计局农村住户调查的大样本中随机抽选出来,调查变量包括影响个人收入的各种因素以及各种背景特征.同时调查对象涵盖了家庭中所有子女,还包括离家的子女.

本文把样本限制在2002年子女年龄在16岁到23岁之间.选择在16岁以上的原因是由于,调查数据中只有1500个左右子女年龄在24岁以上30岁以下(1972年出生即改革开放后开始上学的子女),这对我们分析父母教育对子女最高学历的影响就有所限制,因此,我们研究对象是父母教育对子女接受至少10年及以上教育(高中或者中等职业以上教育)可能性的影响(检测设子女满六岁时入学).我国在1986年颁布的《义务教育法》要求,所有子女必须接受至少9年的义务教育,因此,我们考虑子女是否接受10年及以上的教育较为合适.

选择子女年龄小于23岁(包括23岁)有以下两个方面的考虑.第一,我国从1978年开始实施改革开放政策,子女年龄小于23岁保证了所有子女都出生在改革开放之后.第二,我国在1986年7月实施《中华人民共和国义务教育法》,因此,选择子女年龄小于或者等于23岁保证了大多数子女都受到《义务教育法》的影响.参考佐藤宏和李实(2008)的做法,本文把子女教育水平定义为高中以上教育(是否接受10年以上教育).


(二) 基础教育普及政策对父母教育的影响

20世纪70年代的基础教育普及政策可能会对三类学生产生影响.第一类是1971年以及之后上学的学生.这一类学生要比那些早上学的学生有更多的机会接受小学以上教育,即1962年以后出生的父母都会受到政策的影响.第二类和第三类分别是当时正在上学(包括小学、初中和高中),以及刚结束小学教育或者初中教育的学生.因为普及政策的实施,这些学生继续上学机会增加,辍学可能性下降.由于没有父母上学时候的数据,我们无法直接确认这三类学生.根据实际情况,本文做一个合理的检测设:父母最迟不会晚于9岁入学.于是我们可以根据下面式子确定他们是否受影响:

2002- Agep +9+ Edup ≥1971 (8)

即出生年份加上入学年龄和教育年限大于或等于1971(检测设没有留级).这里 Agep 是父亲(或母亲)在2002年底的年龄, Edup 是父亲(或母亲)教育年限.根据上式,如果一个1959年出生的父亲接受3年以上教育(1971-1959-9等于3),他就会受到这次普及政策的影响.同时出生在1962年之后的父母都会受到政策的影响.由于这场政策的目的是普及农村小学和初中教育,并尽可能普及高中教育,所以大专以及大专以上教育的学生不受这次政策的影响.因为农村中具有大学学历的父母极少,所以我们不明确区分父母是否有接受大学教育.

确定了某个父亲或者母亲是否受基础教育普及政策影响后,表2 总结了这次政策的结果.从表2第1列和第2列看到,同没受影响的父亲相比,受影响的父亲平均教育年限增加了2.65年左右,从5.71年增加到8.37年.从比例看,高中及以上教育的父亲所占的比例从5.64%增加到33.85%,初中文化程度的比例从35.95%增加到54.82%,而同期小学文化程度以及文盲或者半文盲文化程度的比例则分别从54.75%和3.66%下降到10.97%和0.35%.这次教育普及政策对母亲教育的影响也很大,这反映在表2的最后两列中.与不受影响的母亲相比,母亲平均教育年限增加了3.14年左右,从3.67年增加到6.81年.高中及以上教育和初中教育的母亲所占比例分别从1.68%和10.33%增加到14.35%和37.53%.而同期小学文化程度以及文盲或者半文盲文化程度的比例则分别从69.63%和27.75%下降到37.53%和3.6%.

2. 括号内为标准差.

(三) 主要变量描述

本文控制变量包括子女年龄及其平方项、子女性别、父母年龄、家庭2002年的人均支出水平、家庭人口、父亲和母亲是否是党员、父亲母亲是否来自毛时代的贫(雇)农和下中农家庭、村庄特征(包括是否是丘陵地带、是否是平原地区、是否是国家级或者省级的贫困县(贫困乡)).主要变量的样本均值如表3所示.考虑到省份之间的差别,在回归中我们还加入了省份虚拟变量(22个省市21个虚拟变量).

五、 估计结果

(一) 合并样本的估计结果

我们估计了三个模型:单独的母亲教育、单独的父亲教育以及同时考虑父母亲教育的模型.同时包括父母亲教育在同一回归方程中在一定程度上也有利于排除父母的选择性婚姻行为.第一阶段估计即估计方程(7)的结果显示在表4中.根据表4中可以看到工具变量(mompol或者fathpol)的估计系数在1%水平上显著.与不受影响的母亲相比,受影响的母亲教育年限平均增加了3.92年左右.与不受影响的父亲相比,受影响的父亲教育年限增加了3.02年左右.

第二阶段估计的因变量是子女接受了至少10年以上的教育,这是一个0 1变量,结果显示在表5的第二列.为了比较,我们同时给出不使用工具变量而直接进行OLS回归的结果.从表5看出,OLS估计结果中父母教育年限和子女教育水平存在着正的相关关系,且都在1%水平上显著.2SLS回归结果表明,单独估计父母教育影响的情况下父母教育年限对子女接受10年以上教育的可能性有正相关关系,系数在1%水平上显著,同时系数显著小于OLS估计值;但是,在同时包括父母亲教育的回归方程中,父亲教育的影响是不显著的,母亲教育则在10%水平上显著为正,且其值显著小于OLS估计的结果.这个结论和Black et al. (2005)的结论类似,即母亲教育对子女教育有显著影响,而父亲教育的影响是不确定的.

在本文的估计方程中,除了控制父母的变量外,还控制了子女的年龄及其平方项、子女性别、父亲的年龄、母亲的年龄、家庭人均持久收入水平(2002年家庭人均支出的对数)、家庭人口、父母政治背景、村庄的一些基本特征,以及省份虚拟变量.由于篇幅限制,我们没有报告省份虚拟变量的估计结果.子女年龄的影响显著为正,但子女年龄的边际影响是负的(表现为年龄平方项的估计系数为负).这跟我们的常识是一致的:年龄越大,教育水平会越高.父亲的年龄、母亲的年龄以及子女的性别对子女教育的影响则是不确定的.父亲是否是党员对子女接受10年以上教育有显著的影响,且在各个回归方程中值大小差不多.母亲是否是党员对子女教育水平没有显著影响,这可能因为母亲是党员的比例很小(只有2%左右).家庭人口和子女教育水平有显著的负相关关系,这与我们的预期以及文献中的结论(Li et al., 2008)都是一致的.家庭的经济水平对子女是否接受更多教育有显著的正的作用,这与理论和实际都是相吻合的.与佐藤宏和李实(2008)的结论一致,父母亲来自贫(雇)农和下中农和子女接受10年以上教育的可能性存在显著的稳定的负相关关系.村庄的基本经济地理特征对子女接受更多教育的影响是不确定的.

(二) 儿子和女儿样本的估计结果

下面我们分别估计父母亲教育对儿子和女儿教育的影响.前面我们看到基础教育普及政策对父母亲教育有显著的正的影响,因此,为节约篇幅,本文就省略第一阶段估计结果,第二阶段估计结果如表6所示.

可以看到,在OLS估计中,父母亲教育同儿子和女儿的教育之间有显著的相关关系,但是,在控制了遗传的影响后,只有父亲的教育对女儿教育有显著的正的影响,同时只有母亲的教育对儿子教育有显著为正的影响,母亲教育和女儿教育之间以及父亲教育和儿子教育之间没有显著的相关关系.对这种性别上的交叉关系的一种可能的解释是,农村还存在比较稳定的“慈母严父”的传统以及重男轻女的思想.重男轻女使父亲对儿子要求很严格甚至很苛刻(严父),但对女儿则不会严格要求,甚至出于补偿心理会在一定程度上尽可能满足女儿一些不重要的要求.相反,母亲因为重男轻女的影响会尽可能满足儿子的要求(慈母),同时却会忽视女儿的成长甚至有意无意忽视女儿的某些合理要求.结果儿子从小更愿意和母亲在一起,主要受到母亲的影响,女儿则认为母亲偏心而不愿意和母亲在一起,并认为父亲对其更好而更愿意和父亲接近从而受到父亲的影响较大对中国传统家庭中严父慈母以及父母亲的相应角色的详细论述可以参考费孝通(2003)..本文的结论也可以说是对“女儿像父亲,儿子像母亲”这一传统说法的一次经验证明.

六、 样本选择和稳健性检验

本文可能存在以下一些问题.第一,本文样本中只考虑了现在户口在农村的家庭,而经验研究表明(Zhao,1999),教育水平较高的个人更有可能迁移往城市,因此,我们的估计结果可能低估了父母亲教育的影响.第二,本文限制子女年龄在16岁以上,但教育程度较高的父母往往倾向于晚婚晚育,从而他们的子女年龄可能还没达到16岁,这也意味着我们的结果可能低估了父母教育的影响.


本文前面估计的第三个问题是教育政策的效果可能和政治成分是相关的(Deng and Treiman, 1997),而政治成分由于和家庭的文化资产积累是直接相关的家庭政治成分也可能和家庭成员的能力存在相关关系,但没有经验证据表明这种相关关系的存在,所以本文不讨论由于政治成分引起的内生性问题.,从而会影响子女的教育水平(李实和佐藤宏, 2008).本文以下分别估计不同政治成分组的样本,即分别估计三个子样本:贫(雇农)农和下中农、中农以及地主和富农的样本,以此考察不同家庭文化资产积累水平下教育的代际联系.这里定义的中农、地主或者富农家庭是户主以及户主的配偶的父母有一个来自中农、地主或者富农的家庭.为避免由于父母教育存在较大程度的相关性而引起的共线性问题,这里在每一个回归方程中都只包括父亲或者母亲的教育年限.

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第一阶段估计结果显示在表7中(为节约篇幅这里只给出主要变量的估计结果).女儿和儿子分别表示女儿样本和儿子样本.和全样本估计的差不多,主要变量估计系数基本上显著为正.值得注意的是,基础教育对不同群体父母亲教育的影响确实有差别,来自中农家庭、地主以及富农家庭母亲受政策影响最大,教育年限增加了4.2年左右.影响最小的是来自贫(雇)农和下中农家庭的母亲,其教育年限只增加了3.6年左右.来自中农家庭、地主以及富农家庭父亲受政策影响最大,教育年限增加了3.4年左右.影响最小的是来自贫(雇)农和下中农家庭的父亲,其教育年限只增加了3年左右(在儿子样本中只有2.79年).

第二阶段结果显示在表8中,相应的OLS估计结果显示在第1、3和第5列.OLS估计结果表明父母教育和子女教育存在显著的正相关的关系(地主和富农样本的母亲教育对儿子教育的影响估计除外).2SLS第二阶段估计结果显示,贫农和下中农家庭母亲教育对儿子教育以及父亲教育对女儿教育有显著正的影响,中农家庭中母亲教育对儿子教育也有显著正的影响,其他相关关系估计都是不显著的.这意味着家庭文化资产水平对子女教育获得有至关重要的影响.在贫农、下中农以及中农家庭中,家庭文化资产相对地主和富农家庭较少,从而教育的边际增加有显著的作用,但是地主和富农家庭的文化资产积累水平较高,从而教育的边际增加不显著影响其子女的教育水平.本文的结论因此可以看作是对李实和佐藤宏(2008)结论的另一个角度的阐述.

最后一个问题是关于本文工具变量的选择问题.本文以1971年基础教育普及政策这个“自然实验”为基础,对比分析父母是否受影响从而获得更多教育.在本文的分析中,只使用了一个时间前后对比的维度,从而没有排除时间趋势的影响.虽然时间趋势和父母的能力是不相关的,但时间趋势的存在使得我们可能高估了第一阶段的结果.一种极端的情况是基础教育政策的影响不存在,从而父母教育的增加主要来自于时间因素.本文采用以下途径证明教育政策影响的存在.

由表1我们看到,入学率变化最大的是农村地区,而城市入学率变化并不大.所以,我们可以在检测设城市和农村是可比的同时城市入学率变化反映的是时间趋势的条件下,以城市父母作为参照组,农村父母作为处理组,使用difference in differences分析方法分析基础教育政策是否影响农村地区父母获得初中以上教育可能性(初中以上教育变化最大).我们估计两个模型:在模型1中,我们只是考虑基本的变量,包括是否受政策影响、是否农村、是否是农村和是否受政策影响的交叉项.在模型2中我们增加了省份的虚拟变量,以控制省份的特征对父母教育水平的影响.估计结果见表9.根据difference in differences分析方法的基本结论,交叉项即为政策效果的处理效应(treatment effect).从表9我们可以看到,交叉项对于父母是否接受初中以上教育的影响都是显著为正的,这表明基础教育普及政策确实导致了父母教育水平的大幅度提高,从而证明了基础教育普及政策确实导致了父母教育年限的提高.

由于农村多数地方受到资源限制都实行短学制(7年初中小学),而城市则一般实行的是6年小学、3年初中、3年高中的学制,从而两地的教育年限可比性较差,我们没有进一步综合两地的样本来分析父母教育年限对子女教育的影响.

七、 总结和政策建议

作为国内研究教育代际因果联系的首次努力,本文以20世纪70年代在中国农村的基础教育普及政策作为父母教育年限的工具变量,来排除父母遗传性因素在子女接受教育中的作用.本文发现,总体上母亲教育年限对子女获得10年以上的教育的可能性有正的作用,并且在10%水平上显著,但父亲教育的影响则是不确定的.分女儿和儿子的估计结果显示,父母教育存在性别上的交叉现象,即母亲教育对儿子教育有显著正影响,父亲教育则对女儿教育有显著正的影响.根据毛时代家庭政治背景细分样本估计中,贫农和下中农样本以及中农样本估计结果也基本支持前面的结论,但地主和富农样本的估计结果显示,排除父母遗传能力的影响后,父母教育和子女教育之间不存在显著的关系.

本文的基本结论是:提高父母教育水平,尤其是母亲的教育水平,可能会对子女教育有积极的影响,同时,父母教育对子女教育的影响同性别和家庭的文化资产积累水平有关.在家庭拥有较少文化资产积累水平下,父母教育增加对子女教育有显著为正的影响,但是,在家庭文化积累水平较高的情况下,父母教育的边际增加对子女教育的影响则是不确定的.本文的结论意味着,个人提高自身教育水平的努力存在持续的代际影响,它对下一代人教育水平的提高也有积极的作用.

本文的结论也具有重要的政策含义.首先,在过去政府公平教育缺乏的情况下,个人教育水平主要取决于遗传能力、家庭经济水平和家庭的文化资产积累,因此,目前政府通过公平教育政策来改善弱势群体的教育状况以改变劳动力市场不平等,就尤为必要和迫切;其次,本文的结论表明父母教育增加对子女教育的影响在教育水平较低的弱势群体中最为显著,这意味着针对弱势群体的公平教育政策是有效的;最后,文化资产积累水平是影响教育代际联系的一个重要的因素,这意味着公平教育政策具有持续的效应.通过促进家庭不断积累文化资产,对子女的教育乃至劳动力市场表现都有积极的作用,对整个国民经济发展也具有持久的促进作用.

参考文献

Behrman, J. R., S. Khan, D. Ross and R.Sabot, 1997, “School Quality and Cognitive Achievement Production: A Case Study for Rural Pakistan,” Economics of Education Review, 16(2), 127 142.

Behrman, J. R., A. D. Foster, M. D. Rosenzweig and P. Vashishta,1999, “Womens Schooling, Home Teaching, and Economic Growth,” Journal of Political Economy, 107(4), 682 714.

Behrman, J. R.and M. R. Rosenzweig, 2002, “Does Increasing Womens Schooling Raise the Schooling of the Next Generation” American Economic Review , 92(1), 323 334.


Black, S. E., P. J. Devereux and K. G. Salvanes, 2005, “Why the Apple Doesnt Fall Far: Understanding Intergenerational Tranission of Human Capital,” American Economic Review , 95(1), 437 449.

Boulier, B.L. and M.R. Rosenzweige, 1984, “Schooling, Search, and Spouse Selection: Testing Economic Theories of Marriage and Household Behior,” Journal of Political Economy , 92(4), 712 732.

Brown, P. H., 2006, “Parental Education and Investment in Childrens Human Capital in Rural China,” Economic Development and Cultural Change , 54(4), 759 789.

Brown, P. H. and A. Park, 2002, “Education and Poverty in Rural China,” Economics of Education Review , 21, 523 541.

Case, A. and A. Deaton. 1999, “School Inputs and Educational Outes in South Africa,” Quarterly Journal of Economics , 114(3), 1047 1087.

Chevalier, A., 2004, “Parental Education and Childs Education: A Natural Experiment,” IZA Discussion Paper, No.1153.

Deng,Z. and D. J. Treiman, 1997, “The Impact of the Cultural Revolution on Trends in Educational Attainment in the Peoples Republic of China,” American Journal of Sociology , 103(2), 391 428.

Li, H., J. Zhang and Y. Zeng, 2008, “The Quantity Quality Trade off of Children in a Developing country: Identification Using Chinese Twins,” Demography, 45(1), 223 243.

Loken, K. V., 2010, “Family Ine and Childrens Education: Using the Norwegian Oil Boom as a Natural Experiment,” Labour Economics, 17, 118 129.

Oreopoulos, P., M.E. Page and A.H. Stevens, 2006, “The Intergenerational Effects of Compulsory Schooling,” Journal of Labor Economics , 24(4), 729 760.

Plug, E., 2004,“Estimating the Effect of Mothers Schooling on Childrens Schooling Using a Sample of Adoptees,” American Economic Review ,94(1),358 368.

Sathar, Z. A. and C. B. Lloyd, 1994, “Who Gets Primary Schooling in Pakistan Inequalities among and within Families,” Pakistan Development Review, 33(2), 103 134.

Zhao, Y., 1999, “Leing the Countryside: Rural To Urban Migration Decisions in China,” American Economic Review , 8(2), Papers and Proceedings of the One Hundred Eleventh Annual Meeting of the American Economic Association, 281 286.

柴德林,1971,《深入调查研究,做好教育普及工作》,《人民日报》12月11日第3版.

费孝通, 1998,《乡土中国 生育制度》,北京大学出版社5月版.

广东连县革委会,1971,《适应农村教育革命需要的师范学校》,《人民日报》12月14日第3版.

李春玲,2003,《社会政治变迁与教育机会不平等――家庭背景及制度因素对教育获得的影响》,《中国社会科学》第3期68―89页.

李煜,2006,《制度变迁与教育不平等的产生机制――中国城市子女的教育获得1966―2003)》,《中国社会科学》第4期97―109页.

山西壶关县革委会,1971,《分散办学,农民子女就近上学方便》,《人民日报》11月1日第3版.

新华社,1971,《我国农村教育事业蓬勃发展》,《人民日报》12月8日第1版.

杨东平,2006,《中国教育公平的理想与现实》,北京大学出版社7月版.

佐藤宏和李实,2008,《中国农村地区的家庭成分、家庭文化和教育》,《经济学季刊》第 7卷第4期1105―1130页.

《中国教育年鉴》编辑部,1984,《中国教育年鉴:1949―1981》,中国大百科全书出版社9月版.