2.2 作用机制检验与变量选择
2.2.1 作用机制检验模型
在探讨教育水平对生育意愿的影响机制时, 我们参照Cutler和Lleras-Muney[38]的做法, 在模型 (1) 的基础上逐步添加我们所关注的渠道变量, 其他设定与模型 (1) 相同。重新估计如下模型:
在这里, 我们假设生育意愿Freewill是关于教育Edu和渠道变量Q的函数 (出于解释方便, 我们暂不考虑其他控制变量) , 而渠道变量Q是教育的一个函数, 记为:Q=Q (Edu) 。则有:
首先方程两边对Edu求导, 得
表1 受教育水平和生育意愿以及二孩意愿 下载原表
表1 受教育水平和生育意愿以及二孩意愿
考虑我们的模型 (3) 为线性概率模型:
因此有, Q对1, Edu的一个投影可以写为:
从而, Qi=θ0+θ1×Edui+εi, 其中εi与Edui不相关, 将上式带入模型 (6) 得到:
显然, 当直接用Freewill对1, Edu进行回归, 即模型为:
得到的 满足:
2.2.2 变量选择与数据
基于前面的研究思路, 本文重点关注教育对生育意愿影响的两类作用渠道:一类是反映“收入-成本”的变量, 包括收入状况、工作状况、生活状况和时间成本等15个直接或间接反映个体经济条件和时间价值的变量。另一类是体现“文化-认知”的变量, 包括婚育观念、社会认知和文化偏好等15个体现个体文化和认知观念的因素。变量的定义及数据的统计描述见表2。
3 教育对生育意愿以及“二孩”意愿的影响
3.1 教育对生育的影响
首先, 本文基于全体样本考察教育对生育的影响, 估计结果见表3。模型 (1) ~ (3) 是OLS估计, 其中模型 (1) 为不控制任何条件下教育对生育意愿的估计结果, 模型 (2) 报告了在模型 (1) 基础上控制人口社会学特征变量的估计结果, 模型 (3) 则在模型 (2) 基础上进一步控制了省份变量;考虑到生育意愿是非负整数, 同时生育意愿的均值和方差分别为2.05和1.13, 模型 (4) 运用负二项回归, 其他设计与模型 (3) 相同;而模型 (5) 则运用2SLS进行估计。
表3的估计结果显示, 模型 (1) 中, 教育对生育意愿的回归系数为-0.058, 且在1%的水平上显著;在控制人口社会学特征变量之后, 模型 (2) 的估计结果为-0.036, 教育对生育意愿仍呈现负向影响关系;在进一步控制省份哑变量后, 两者之间的负向影响关系依然显著成立;模型 (4) 的估计结果也与前面基本一致。以上估计结果表明, 教育对居民生育意愿起着显著的负向作用, 这与大多数文献的结论是基本一致的。
然而, 尽管上述的结果显示教育与生育意愿之间的负向影响关系是存在的, 但两者之间也可能存在反向因果关系:如可能由于生育原因而导致的辍学现象;或者由于存在重要却未被发现的潜在遗漏变量而导致两者之间呈现虚假的估计结果。Wooldridge认为, 如果存在内生性问题, OLS估计通常是不一致的, 而2SLS是一致的[39]。为了提高估计结果的可靠性, 模型 (5) 运用2SLS进行估计。
本文选取被调查者所在省份2012年的平均受教育年限作为工具变量来考察两者之间的关系。一方面, 我国各省居民的受教育水平 (以地区平均受教育年限衡量) 存在显著差异, 因为各省的基础教育建设主要是由政府推动, 地区经济发展水平的不同则直接影响教育经费投入的差异, 也就是说各省的经济基础直接影响当地的教育发展水平, 而个体的受教育状况受当地教育水平直接影响, 我们可以理解为地区的教育发展水平是自上而下, 先有教育投入, 再有个体受教育水平的提高。所以可以认为一个省份的基本教育建设在一定程度上决定了个体受教育水平的高低, 即地区的平均受教育水平与个人的受教育水平是正相关的;另一方面, 上一年全省的平均受教育水平也不会通过除地区基本教育水平之外的因素影响个人的生育意愿, 即我们可以认为符合外生性条件。综上分析, 选取被调查者所在省份上一年的平均受教育年限作为工具变量能满足相关性和外生性的要求。
表2 变量的定义和统计描述 下载原表
表2 变量的定义和统计描述
紧接着, 对工具变量进行检验。在模型 (5) 的第一阶段回归中, Shea's Partial R2只有0.0942, 但是稳健的F统计量为1261.43 (超过10) , 且F统计量的P值为0.000, 可以认为是避免了“弱工具变量”问题。同时, 针对2SLS在弱工具变量存在时会带来的“显著性水平扭曲” (Size Distortion) 而设定的“名义显著性水平” (Nominal Size) 为5%的沃尔德检验, 其最小特征值为1157.55, 大于任何一个临界值 (5.53~16.38) , 即可以在所有给定可接受的“真实显著性水平” (Ture Size) (10%~25%) 上拒绝弱工具变量的原假设。以上结果表明, 拟选工具变量不存在弱工具变量。利用该工具变量进行内生性问题检验, 豪斯曼检验显示P值为0.000, 即在5%的显著性水平上拒绝“所有解释变量均为外生”的原假设, 接受教育为内生变量的假设。此外, 由于传统的检验在异方差的情形下不成立, 所以本文进行了异方差的稳健性检验, DWH检验P值为0.000, 仍然接受教育为内生性变量的假设。
从模型 (5) 的估计结果来看, 与OLS估计结果相比, 使用工具变量之后, 教育对生育意愿的系数在方向上没有发生变化, 亦在1%的水平上显著, 但估计系数增加多倍。从估计系数的数值来看, 尽管只有0.087, 但考虑到模型的解释变量取值范围为0~19, 因此估计结果是具有重要现实意义的。
表3 教育对生育意愿影响估计结果 下载原表
表3 教育对生育意愿影响估计结果
注: (1) *、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著; (2) 括号中报告数值是稳健的标准误。以下各表同。
3.2 教育对“二孩”生育意愿的影响
前面发现, 教育对生育具有显著的负向影响关系。当前, 我国正实施全面“二孩”政策, 那么教育对“二孩”生育意愿是否会生产影响呢?下面, 文章就此展开探讨。表4是教育对“二孩”意愿估计结果, 其中模型 (6) ~ (8) 是Probit估计, 模型 (9) 为IV Probit估计, 模型 (10) 、 (11) 是按性别分组的估计结果, 分别是男性样本和女性样本。
从表4的估计结果来看, 教育对“二孩”生育意愿有显著的负向影响关系:首先, 模型 (6) 中, 教育对“二孩”意愿的估计系数为-0.061, 且在1%的水平上显著;在控制人口社会学特征变量之后, 尽管估计系数有所变化, 但仍显著为负;进一步控制省份哑变量后, 两者之间的负向影响关系依然显著成立。然后, 通过IV Probit两步法进行估计, 对外生性原假设“H0:P=1”的沃尔德检验结果, 其P值为0.000, 故可在1%的显著性水平下认为教育为内生变量。此外, 在第一步我们的回归结果也显示, 运用工具变量 (被调查者所在省份2012年平均受教育年限) 进行估计能够较好地矫正因内生性问题而导致的估计偏误问题, 估计结果显示, 系数为-0.157, 亦在1%的显著水平上, 即受教育年限的增加会显著降低生育“二孩”的概率。最后, 性别分组后的估计结果与总体样本也基本一致。
综合表3和表4的估计结果, 我们可以发现, 无论是对生育意愿, 还是“二孩”意愿, 教育对其均存在着显著的负向影响。具体而言, 根据表3模型 (5) 中的回归结果, 我们发现受教育年限每多增加一年, 导致生育意愿降低0.087。从1978年到2015年, 我国劳动力平均受教育年限提高了5.38年, 由此可以认为, 这段时期随着人均受教育程度的提高, 生育意愿大致减少了0.468。侯佳伟的研究发现[9], 中国人的理想子女数由1980年的2.13个下降到2011年的1.67个, 这与教育的生育负向效应基本相当, 这也进一步表明教育对生育的负向影响是我国人均生育意愿下降的重要原因。为此, 我们可以认为, 过去三十多年, 如果说计划生育政策是在制度层面约束人们的生育行为, 那么教育水平的提升则是在潜移默化中加速了人们生育意愿的下降。
表4 教育对“二孩”生育意愿影响估计结果
4 教育对“二孩”意愿影响的作用机制分析
前面结果显示, 教育对“二孩”意愿存在稳健的负向影响关系。那么, 教育如何影响了人们“二孩”生育意愿?接下来, 本文将从“收入-成本”和“文化-认知”这两个方面展开分析。
4.1“收入-成本”视角
受教育水平的不同导致了人们社会经济条件和时间成本价值的差异, 进而影响生育意愿。同时, 教育提高了人的工作能力, 可能接受更大的社会责任、面临更强的工作压力, 导致个人自由分配时间和娱乐时间减少, 进而照顾小孩的时间变得“奢侈”。然而, 目前的研究鲜有文献对上述作用机制进行检验。为此, 本文将进一步通过实证检验以上机制。
4.1.1 教育的“收入-成本”效应
作为人力资本积累的主要手段, 教育对个体收入的深远影响很早就被经济学家所关注。已有研究表明, 教育不仅会影响个人收入, 还会通过收入变化影响个人的生活质量、社交地位乃至婚姻匹配等。从表5的估计结果来看, 教育的收入效应是多层面的:
首先, 教育影响了个人总收入, 从模型 (1) 可以看出, 总样本估计系数为0.071, 在1%的水平上显著, 基于性别分组来看, 显著性是一样的, 但是男性的教育收入效应略高于女性。这说明教育存在显著的收入效应, 这与传统的认识是基本一致的。同时, 模型 (2) 显示, 不论是总体样本, 还是区分性别的样本, 个体受教育水平的提升还会显著改善家庭经济状况, 这一结论与朱农的研究相似[40], 也在一定程度上解释了人们热衷于教育投资的背后经济逻辑。
关于工作方面, 模型 (3) 的估计结果表明, 受教育年限对全职非农工作的可能性影响为正, 一方面, 非农工作需要劳动者具备更高的文化素质, 另一方面, 我国对全职非农工作也具有一定的门槛性。同时, 模型 (4) 的估计结果还发现, 个体受教育年限与签订劳动合同之间也呈显著的正向关系。从模型 (3) 和模型 (4) 的估计结果可以看出, 教育对个体非农工作的稳定性具有显著影响, 进而影响收入。同时, 教育对于个人职业类别选择的积极影响作用被大量学者所关注[41,42], 模型 (5) 和模型 (6) 则进一步验证了这种积极作用, 教育水平提升了个体成为白领阶层和管理者的可能性。教育的职业分层效应, 也会积极改变个人收入。模型 (7) 的估计结果还发现了另一种现象———受教育水平越高, 工作自由程度越低。这可能是随着教育水平的提高, 工作岗位的重要性也会相应提高, 进而影响了工作自由程度。
表5 教育的“收入-成本”效应估计结果 下载原表
表5 教育的“收入-成本”效应估计结果
根据马斯洛的需求原理, 随着收入的提高, 人们的需求会发生变化, 需求层次会相应提升, 特别是白领阶层群体, 对生活品质有更高的追求[43]。模型 (8) 和模型 (9) 的估计结果检验了这种现象。同时, 伴随着教育的收入效益, 受教育程度高的具有更好地风险意识, 进而提高了购买各类保险的意愿, 如医疗保险、养老保险以及商业医疗和养老保险等, 这一现象在模型 (10) 的估计结果中得到了证实。不过, 尽管已有研究表明, 幸福感的提升有助于提高生育意愿[44], 但模型 (11) 的估计结果却发现教育对人们的幸福感呈现了明显的分化, 对女性而言, 教育能显著提升人们的幸福感, 而对于男性而言教育却是不确定性的。
教育的收入效应导致了受教育水平较高者的单位时间价值更高, 增加了休闲的机会成本, 进而出现了“休闲鸿沟”现象。在模型 (13) 和模型 (14) 的估计结果中反映了这种现象, 受教育水平越高, 社交 (串门) 频繁和邻里社交娱乐频繁程度降低。最后, 模型 (15) 的估计结果表明, 在婚育年龄上, 正如许多研究所指出的, 教育增加了高学历者在婚姻市场上的匹配成本和搜寻成本[45], 进而推迟了初婚年龄, 这与宋健和范文婷的研究发现基本一致[46]。
表5的15个模型从个人收入和家庭经济状况、工作状况及相应劳动合同与工作岗位、收入效应导致的需求和时间价值变化等层面, 比较全面地展现了教育对个体“收入-成本”的影响, 不过, 这些因素能否成为影响“二孩”意愿的传导机制呢?
4.1.2“收入-成本”效应的“二孩”意愿传导机制检验
表6报告了教育的收入效应对“二孩”意愿影响的估计结果。首先, 从个人总收入方面来看, 模型 (1) 中个人总收入对“二孩”生育意愿的影响出现了分化, 总体样本的估计系数统计上不显著, 不过女性样本存在明显的负向作用, 而男性则表现为不显著的正向关系。另一方面, 从家庭经济状况来看, 模型 (2) 表明教育收入对“二孩”生育意愿具有显著正向作用。这两个结果表明, 教育可以通过对“家庭预算约束”的放松提高人们的“二孩”意愿, 但是可能受到量质权衡挑战, 即收入效应与量质权衡在家庭与个人决定小孩生育数量上充满现实矛盾。
在工作方面也呈现了一定的矛盾性:一方面, 模型 (3) 、 (4) 和 (7) 显示, 非农全职工作、劳动合同和工作自由程度对“二孩”意愿具有负向作用;但是;另一方面, 模型 (5) 和 (6) 又表明, 白领阶层和管理者更可能生育二孩, 这在一定程度也能解释“富人多子”现象。
关于需求方面, 模型 (8) 、 (9) 和 (11) 的估计结果显示, 个体对生活品质追求的提升和生活的幸福度提升, 总体上会显著提升“二孩”意愿, 但主要体现在男性样本上。当然, 生活品质的提升, 源自于社会保障的完善和住房环境的改善, 模型 (10) 和 (12) 表明, 个人消费的保险数量和家庭人均住房面积与“二孩”意愿之间存在显著正相关。
教育的收入效应对“二孩”意愿的负向作用, 主要来自于个体时间价值的提升, 模型 (13) 和 (14) 的估计结果反映了个体是否愿意在休闲上消费时间的观念与“二孩”意愿呈显著正相关。最后, 模型 (15) 的估计结果表明, 无论是男性还是女性, 初婚年龄推迟也显著降低了二孩意愿。
表6 教育收入效应对“二孩”意愿影响的估计结果 下载原表
表6 教育收入效应对“二孩”意愿影响的估计结果
基于上述分析可见, 教育的收入效应对“二孩”意愿的影响是多层次的。一方面, 个人收入、家庭经济及工作状况对“二孩”意愿的影响是充满矛盾的, 既有正向作用的因素也存在反向作用的渠道, 这种相对作用力在此消彼长中很难被观察出来。另一方面, 教育的收入效应导致个体时间价值提升, 对“二孩”意愿负向作用是确定的。
4.2“文化-认知”视角
受教育状况不仅会改变个人的文化认同, 而且还会在社会认知上产生差异。就婚育观念而言, 受教育程度低的女性可能更容易接受上一辈对自身婚姻的安排, 而接受更多教育的女性往往有自己婚姻的追求和择偶标准。同时, 在养老观念上, 传统的“养儿防老”观念被大量文献证明正在逐渐减退。教育对“文化-认知”的变迁是否会“推波助澜”?接下来, 本文试图对此展开实证检验。
4.2.1 教育对“文化-认知”的影响
表7报告了关于教育对“文化-认知”渠道类变量进行的估计结果, 其涵盖了宗教、养老、传统节假日、社会以及西方文化等观念的一系列代理变量。从表中的估计结果可以发现:
第一, 在婚育观念上, 模型 (1) 估计结果显示, 不论是男性还是女性, 受教育程度高的人更倾向于选择与自身教育程度相匹配的配偶, 区别于传统的“门当户对” (家庭社会经济地位对等) , 教育水平的差异引发家庭内部谈判力的变化, 进而对婚配行为产生显著影响[47]。
第二, 我国传统的观点认为, “养儿防老”是生育行为的主要动机[48], 这种行为也被称为是家庭的“自我保险”模式[49]。但是, 随着教育的发展, 特别是高等教育的普及, 这种观点正在被淡化, 模型 (2) 、 (3) 和 (4) 从不同视角发现, 随着教育水平的提升, 认可“养老应子女承担”的人越来越少。而这种观点的蔓延, 可能会使受教育水平较高的人的生育意愿进一步降低。
第三, 在对待社会问题上, 随着互联网的普及, 在国家、市场、社会和全球化四种力量的互动博弈下[50], 社交媒体和社会舆论对于个体认知社会可能会造成消极影响[51], 放大社会诚信和公平性等问题, 特别是非理性情境下, 将导致社会规范感知对个体态度影响失效, 由不确定信息和群际情绪感染引发的非理性行为[52], 导致负面效应扩散, 并由此加深代际之间的沟通障碍和公民对政府的非理性判断。模型 (5) 显示, 学历越高, 上网越频繁, 导致这一现象的原因:一方面可能是高学历者更可能掌握上网的基本能力;另一方面, 高学历者也具备充分利用网络的能力。从模型 (6) 、 (7) 和 (8) 的估计结果可以看出, 学历越高, 对社会诚信和公平性问题的看法越悲观, 也更认可代际障碍问题。模型 (9) 的结果表明, 高学历者则更可能认为政府不应该干预个体生育行为。同时, 模型 (10) 也表明, 学历越高越可能“出轨”。
表7 教育对“文化-认知”渠道类变量影响估计结果 下载原表
表7 教育对“文化-认知”渠道类变量影响估计结果
第四, 学校教育对于文化的传承和发展具有显著作用, 同时也作用于受教育者。模型 (11) 的估计结果显示, 不论是总体样本还是性别分组的样本, 受教育水平越高, 参加宗教活动的频率会越低;同时, 模型 (12) 的估计结果则表明, 高学历者更可能过圣诞节。这两个模型的估计结果反映了学校教育对受教育者的深远影响。从教育对传统文化的影响来看, 毋容置疑, 我国节日文化的教育和传承情况正受到挑战[53], 从模型 (13) 、 (14) 和 (15) 的估计结果可以发现, 随着受教育年限的增加, 过清明、端午和重阳等传统节日的可能性降低, 这在一定层面反映了“传统文化割裂”现象。
4.2.2“文化-认知”影响“二孩”意愿的传导机制检验
结合表7和表8的估计结果, 可以发现在“文化-认知”视角, 存在“婚育观念变迁”、“社会认知偏误”和“传统文化割裂”等三方面的传导效应:
第一, “婚育观念变迁”。受教育程度高的人更倾向于选择与自身教育程度匹配的配偶, 一旦匹配失败, 那么很多人宁愿选择单身, 也正是这种“高不成低不就”的新时代择偶观, 导致了大量“剩男剩女”的产生, 从而进一步影响了人们的“二孩”意愿。从表8的模型 (1) 可以发现, 配偶受教育程度提高, “二孩”意愿总体上会进一步降低。随着教育扩展, 受教育程度性别差距也会进一步减小, 教育“门当户对”的婚配现象可能会加剧其对生育意愿的影响。同时, 从表8的模型 (2) 、 (3) 和 (4) 的估计结果来看, 不论是男性还是女性, 认可“养儿防老”观点的人, “二孩”意愿更强。但是从表7的估计结果看, 随着受教育年限的提高, 更加认可社会养老, 传统的“养儿防老”观念更淡。由此可见, 随着高等教育的普及, 人均受教育年限会进一步提高, 进而“二孩”意愿更低。
第二, “社会认知偏误”。互联网时代则可能造就更多“宅男”、“宅女”, 模型 (5) 的估计结果表明这种现象会导致更低的“二孩”意愿, 这或许是受到“丁克生活方式”的影响。另一方面, 表8的结果显示, 社会信任扭曲, 会表现出更低的生育意愿;同时, 代际之间的沟通问题也在一定程度上导致了人们“二孩”意愿的降低;而在生育政策的认可度层面, 则表现出更多的灵活性。由此可以相信, 一旦生育政策放宽, 可能更多人会主动提高生育意愿。
第三, “传统文化割裂”。一方面, 基于宗教和外来文化, 模型 (11) 显示, 参加宗教活动频繁的人具有更高的生育意愿, 不过教育阻断了这一渠道;受教育程度越高的人越习惯过圣诞节, 但模型 (12) 的结果表明, 西方文化的传递也并没有真正影响“二孩”意愿。另一方面, 对于传统节日, 模型 (13) 、 (14) 和 (15) 的估计结果表明, 重视传统节假日, 保有这种传统文化的人有更高的“二孩”意愿, 但教育对传统节日的作用却是负向的。
表8“文化-认知”效应对“二孩”意愿影响的估计结果 下载原表
表8“文化-认知”效应对“二孩”意愿影响的估计结果
4.3 作用渠道分解和效应分析
“成本论”和“文化论”在我国生育观念理论中具有主导地位[54]。前面分析发现, 教育主要通过“收入-成本”和“文化-认知”这两类路径对人们的“二孩”意愿产生了负面影响。那么, 这些影响机制在解释教育对生育负向效应中的相对重要性如何?
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