陳 華 趙 婧 邵瑜佳

中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 保險(xiǎn)學(xué)院，北京 102206

一、引言

父母對(duì)子女的教育期望(以下簡(jiǎn)稱為“父母教育期望”)是指父母對(duì)子女未來(lái)學(xué)習(xí)成績(jī)和受教育程度的期待和展望(Benner and Mistry，2007[1])。父母教育期望是影響下一代教育結(jié)果和社會(huì)地位的重要因素，許多學(xué)者都非常關(guān)注該話題。受傳統(tǒng)文化的影響，中國(guó)家庭代際間的聯(lián)系與溝通相比于外國(guó)家庭更緊密，教育子女通常是父母重要的養(yǎng)育責(zé)任，所以父母會(huì)為子女提供更好的生活和學(xué)習(xí)條件以達(dá)到他們較高的教育期望(Stevenson and Stigler，1992[2])。父母保障子女生活的方式之一就是讓子女加入基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度。截至2019年底，中國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保覆蓋率保持在95%以上，其中有102510萬(wàn)人參加了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)，處在一個(gè)較高的穩(wěn)定水平。與其他國(guó)家不同，中國(guó)絕大多數(shù)地區(qū)并未設(shè)計(jì)和實(shí)施專門針對(duì)兒童的基本醫(yī)療保險(xiǎn)項(xiàng)目，兒童想要獲得醫(yī)療保障，只能參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)或購(gòu)買商業(yè)健康險(xiǎn)。國(guó)外有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，兒童參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)不僅會(huì)提高其健康水平(Szilagyi et al.，2000[3]；Chou et al.，2014[4])，還會(huì)對(duì)其教育成就、父母教育期望和教育行為等產(chǎn)生影響(Kim et al.，2013[5])。

伴隨著政府保障制度的完善和國(guó)家對(duì)教育的重視，越來(lái)越多的父母意識(shí)到讓孩子接受教育的重要性。但近年來(lái)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡現(xiàn)象的助推下，教育資源在階層、戶籍上的分層趨勢(shì)也愈發(fā)明顯。雖然高考制度在一定程度上能夠保證全國(guó)學(xué)子平等地獲得接受高等教育的機(jī)會(huì)，但是由于城鎮(zhèn)兒童相較農(nóng)村兒童在日常學(xué)習(xí)中能夠獲得更多優(yōu)質(zhì)的教育資源，農(nóng)村兒童在面對(duì)高考“分?jǐn)?shù)選拔”這樣的考試時(shí)常常處于劣勢(shì)，最終難以獲得上大學(xué)的機(jī)會(huì)。因此對(duì)于農(nóng)村兒童來(lái)說(shuō)，如果他們能夠通過(guò)參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)獲得更多的教育機(jī)會(huì)，即證明基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)兒童教育具有正向促進(jìn)作用。以往的研究大多從長(zhǎng)期影響角度考察醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)兒童教育成就和社會(huì)地位的影響，而較少考慮醫(yī)療保險(xiǎn)能夠帶來(lái)的短期變化，例如兒童參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)能否通過(guò)影響父母的教育行為來(lái)改變他們的教育期望，最終促進(jìn)子女有更好的教育成就。本文利用2016年和2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，以農(nóng)村戶籍兒童為研究樣本，采用OLS、排序Logit回歸和傾向得分匹配法研究了兒童參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)其父母教育期望的影響。本文的研究不僅有利于政府相關(guān)部門在農(nóng)村地區(qū)宣傳先進(jìn)教育理念過(guò)程中，引導(dǎo)農(nóng)村家庭改進(jìn)教育方式、調(diào)整教育期望，最終促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)兒童達(dá)成更好的教育成就；還可以為評(píng)價(jià)醫(yī)療保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)福利效果問(wèn)題的研究提供新的分析視角，拓展新的研究方向。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

(一)父母教育期望的影響因素

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于父母教育期望的研究主要包括兩方面：一方面是以父母教育期望為自變量，研究父母教育期望對(duì)子女教育成就和認(rèn)知能力的影響；另一方面則以父母教育期望為因變量，聚焦于影響父母教育期望的因素。

Rosenthal and Jacobson(1968)[6]提出的羅森塔爾效應(yīng)認(rèn)為他人的期待會(huì)對(duì)個(gè)體自身產(chǎn)生一種“期待效應(yīng)”，即他人的期待會(huì)促進(jìn)個(gè)體自身目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。父母教育期望對(duì)子女教育成就和認(rèn)知能力的影響就屬于一種羅森塔爾效應(yīng)。早期關(guān)于影響兒童教育成就和認(rèn)知能力的研究集中于對(duì)客觀因素的分析(Parcel and Dufur，2001[7])，之后逐漸有學(xué)者開始關(guān)注主觀因素對(duì)兒童教育表現(xiàn)的影響。大多數(shù)學(xué)者研究證實(shí)了羅森塔爾效應(yīng)的存在，即父母教育期望越高，子女未來(lái)的教育成就也會(huì)越高(Sewell and Shah，1967[8]；Benner and Mistry，2007)。高教育期望的父母不僅會(huì)投入更多的物質(zhì)和時(shí)間在子女的教育上，同時(shí)父母的教育期望會(huì)通過(guò)傳遞教育價(jià)值觀最終影響子女自身教育期望(Crawford，2004[9])。通過(guò)這兩個(gè)途徑，父母教育期望會(huì)對(duì)子女教育成就產(chǎn)生正面影響。但中國(guó)部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)父母教育期望會(huì)對(duì)子女的教育成就產(chǎn)生負(fù)向影響，即父母較高的期望會(huì)對(duì)子女造成過(guò)大的壓力，阻礙他們的學(xué)習(xí)，不利于子女達(dá)成較高的教育成就(張良才，2006[10])。現(xiàn)有研究表明，影響父母教育期望的因素可以劃分為四類。

第一，子女個(gè)人特征。孩子的生理特征、學(xué)習(xí)表現(xiàn)和學(xué)習(xí)成績(jī)都會(huì)對(duì)父母教育期望產(chǎn)生顯著影響。Mello and Swanson(2007)[11]研究發(fā)現(xiàn)父母對(duì)男孩的教育期望大于女孩；Sosu(2014)[12]認(rèn)為母親通常對(duì)第一個(gè)出生的孩子抱有較高的教育期望；Koshy et al.(2019)[13]研究則發(fā)現(xiàn)子女當(dāng)前的教育表現(xiàn)是影響父母教育期望的重要指標(biāo)。

第二，父母特征及親子關(guān)系。國(guó)外一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)父母的社會(huì)地位、受教育程度和其教育期望顯著相關(guān)。社會(huì)地位低、學(xué)歷較低的父母通常不會(huì)對(duì)子女有較高的教育期望(楊春華，2006[14])，隨著家庭收入和父母受教育程度提高，父母對(duì)子女的教育期望也會(huì)顯著提升(劉保中等，2014[15])。除此之外，與子女交流互動(dòng)的頻繁程度也會(huì)對(duì)父母教育期望產(chǎn)生影響。父母與子女間頻繁的交流互動(dòng)會(huì)增進(jìn)彼此之間的了解程度，培養(yǎng)信任，從而促進(jìn)父母教育期望的提升(Wang and Sheikh-Khalil，2014[16])。

第三，社會(huì)環(huán)境因素。社會(huì)環(huán)境對(duì)父母教育期望的影響包括學(xué)校環(huán)境和家庭環(huán)境兩個(gè)方面。學(xué)校設(shè)施的完善程度、師資質(zhì)量等與學(xué)校教學(xué)能力相關(guān)的客觀因素都會(huì)對(duì)父母的教育期望產(chǎn)生影響(Whipp et al.，1989[17])；同時(shí)，學(xué)生與授課老師間的互動(dòng)與交流情況也會(huì)影響父母教育期望(Mccormick et al.，2017[18])。家庭環(huán)境主要指家庭教育氛圍和鄰里親屬關(guān)系，Andrew and Flashman(2017)[19]研究發(fā)現(xiàn)家庭成員中受教育程度高的人越多，父母對(duì)其子女的教育期望也就越高。

第四，父母的文化觀念。父母的文化觀念包括教育觀念、生育觀念和性別觀念等。教育觀念的差異通常表現(xiàn)在教育方式上，國(guó)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)父母對(duì)孩子的信心會(huì)顯著影響其教育期望，特別是亞裔孩子的父母相信孩子通過(guò)努力就能達(dá)到較高的教育水平(Wentzel，1998[20])。國(guó)內(nèi)當(dāng)前關(guān)于文化觀念對(duì)父母教育期望影響的研究較少，更多學(xué)者是從性別觀念和生育觀念入手(劉保中等，2014)，而較少有學(xué)者從教育觀念和教育方式研究父母教育期望的差異。

(二)健康保險(xiǎn)對(duì)兒童教育的影響

兒童健康水平提升與教育結(jié)果的改善通常被認(rèn)為是發(fā)展健康保險(xiǎn)的潛在結(jié)果(Chen and Jin，2012[21])。國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者都研究了健康保險(xiǎn)對(duì)兒童健康的影響，但得出的結(jié)論存在較大差異。大多數(shù)學(xué)者的研究均認(rèn)為兒童參加健康保險(xiǎn)可以顯著改善其健康水平(劉瑋等，2016[22])。還有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)健康保險(xiǎn)在短期內(nèi)對(duì)兒童健康無(wú)影響，但長(zhǎng)期會(huì)顯著改善兒童健康水平(牟珊珊和周志凱，2017[23]；李姣媛和方向明，2018[24])。

關(guān)于健康保險(xiǎn)對(duì)兒童教育影響的研究相對(duì)較少，大部分研究聚焦于健康保險(xiǎn)對(duì)兒童教育結(jié)果的影響及作用機(jī)制。國(guó)外大多數(shù)研究以入學(xué)率、升學(xué)率或考試成績(jī)作為兒童教育結(jié)果的度量指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)健康保險(xiǎn)對(duì)兒童長(zhǎng)期教育結(jié)果有正向影響，但在短期內(nèi)并無(wú)顯著影響(Currie and Gruber，1996a[25]；Alcaraz et al.，2013[26])。與國(guó)外研究相比，國(guó)內(nèi)鮮有學(xué)者研究醫(yī)療保險(xiǎn)如何影響兒童教育。Chen and Jin(2012)采用2006年中國(guó)農(nóng)業(yè)人口普查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)參加新農(nóng)合有助于提高兒童入學(xué)率，該研究數(shù)據(jù)僅包含了中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較差的地區(qū)，因此從全國(guó)層面難以得出該結(jié)論；并且該研究使用的數(shù)據(jù)年份較早，無(wú)法準(zhǔn)確反映近年的保險(xiǎn)保障情況和教育狀況。早期關(guān)于健康保險(xiǎn)影響兒童教育的作用機(jī)制研究，大多從改善兒童健康水平和增加家庭教育投資兩個(gè)渠道進(jìn)行分析(Alcaraz et al.，2013)，但實(shí)證結(jié)果能否支持理論假設(shè)通常與研究者所用的數(shù)據(jù)長(zhǎng)短密切相關(guān)。兒童嬰幼兒時(shí)期健康水平和家庭教育投入通常對(duì)其成年后的教育結(jié)果有顯著正向影響(Miller et al.，2009[27])，但未發(fā)現(xiàn)健康和家庭教育資源的投入對(duì)兒童短期內(nèi)的教育表現(xiàn)會(huì)產(chǎn)生影響(Levine and Schanzenbach，2009[28]；Alcaraz et al.，2013)。由于客觀渠道的中介效應(yīng)結(jié)果具有明顯的不一致性，越來(lái)越多的學(xué)者開始關(guān)注主觀層面的中介效應(yīng)。Kim et al.(2012)利用2007年俄克拉荷馬州的兒童數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)有健康保險(xiǎn)會(huì)顯著提高母親對(duì)其子女的教育期望；中國(guó)學(xué)者陳旭峰(2013)[29]從經(jīng)濟(jì)資本層面研究發(fā)現(xiàn)繳納保險(xiǎn)的農(nóng)村家庭父母對(duì)子女有更高的教育期望；王翌秋和陳青霞(2017)[30]從代際轉(zhuǎn)移的角度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合有利于提高家長(zhǎng)對(duì)子女教育的時(shí)間投入和資源投入。

通過(guò)以上分析可知，健康保險(xiǎn)對(duì)兒童教育結(jié)果的影響通常在短期內(nèi)難以觀測(cè)，需要長(zhǎng)期的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)才可識(shí)別出潛在影響，但參加健康保險(xiǎn)帶來(lái)的父母教育期望和教育方式的變化在短期內(nèi)即可識(shí)別。兒童參與健康保險(xiǎn)會(huì)改變其父母的教育期望和教育方式，而父母教育方式作為父母教育觀念的體現(xiàn)則會(huì)進(jìn)一步影響父母的教育期望。由于父母教育期望會(huì)影響子女最終的教育成就，因此研究健康保險(xiǎn)短期內(nèi)對(duì)父母教育期望和教育方式的影響，實(shí)際上是提供了一種預(yù)測(cè)健康保險(xiǎn)對(duì)兒童教育結(jié)果長(zhǎng)期影響的方法。據(jù)此，本文提出3個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1：兒童參加健康保險(xiǎn)短期內(nèi)不會(huì)影響其教育表現(xiàn)。

假設(shè)2：兒童參加健康保險(xiǎn)短期內(nèi)會(huì)直接影響其父母教育期望。

假設(shè)3：兒童參加健康保險(xiǎn)會(huì)通過(guò)影響父母教育方式間接改變父母教育期望。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量說(shuō)明及模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

本文使用北京大學(xué)主導(dǎo)實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年和2018年的數(shù)據(jù)，該調(diào)查包含對(duì)個(gè)人、家庭以及專門針對(duì)兒童的問(wèn)卷調(diào)查。CFPS從2010年正式開始進(jìn)行家庭訪問(wèn)，每?jī)赡觊_展一輪調(diào)查，截至目前已積累5輪調(diào)查數(shù)據(jù)。由于2016年之前的兒童庫(kù)數(shù)據(jù)不包含兒童參與的具體醫(yī)療保險(xiǎn)類型，僅有問(wèn)題“兒童是否有社會(huì)醫(yī)?！鄙婕皟和尼t(yī)療保險(xiǎn)參保情況，并且僅根據(jù)該問(wèn)題的回答難以辨別兒童真實(shí)的參保選擇，因此本文使用2016年和2018年兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。兒童庫(kù)包含0～16歲兒童的相關(guān)信息，該調(diào)查主要由其家長(zhǎng)代答，問(wèn)卷內(nèi)容涉及兒童生理特征、健康狀況、看護(hù)情況、受教育情況等各方面的內(nèi)容。此外，部分有家長(zhǎng)代答信息的兒童，也自行填寫了針對(duì)個(gè)人的問(wèn)卷調(diào)查，提供了更多的個(gè)人信息，例如心理健康、對(duì)學(xué)校滿意情況、是否擔(dān)任學(xué)校職務(wù)等內(nèi)容。剔除還未上學(xué)的幼兒、極端取值以及缺失主要變量取值的兒童樣本，本文以農(nóng)村戶口的兒童為研究對(duì)象，最終樣本包含5576個(gè)兒童，其中來(lái)自2016年調(diào)查的樣本量為3046，來(lái)自2018年調(diào)查的樣本量為2530。

本文的被解釋變量為父母的教育期望，采用CFPS問(wèn)卷中“您期望孩子的成績(jī)”和“您期望的孩子受教育程度”兩個(gè)問(wèn)題的回答作為本文的被解釋變量，分別度量了父母的期望成績(jī)(Exp_score)和期望學(xué)歷(Exp_edu)。其中，變量Exp_score是取值為0～100的連續(xù)性變量，變量Exp_edu為七分類變量，取值越大代表期望學(xué)歷水平越高。

本文的核心解釋變量為兒童是否參與了基本醫(yī)療保險(xiǎn)(Xinnonghe)。自2016年起，針對(duì)城鎮(zhèn)居民的城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和針對(duì)農(nóng)村居民的新型農(nóng)村合作醫(yī)療正式合并為城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)。但在CFPS問(wèn)卷調(diào)查中，考慮到農(nóng)村地區(qū)居民對(duì)“新農(nóng)合”這一表述更為理解，關(guān)于兒童參保類型的問(wèn)題設(shè)置仍區(qū)分了“城居?！焙汀靶罗r(nóng)合”選項(xiàng)，因此本文在研究時(shí)仍沿用這一保險(xiǎn)劃分標(biāo)準(zhǔn)，若農(nóng)村兒童參與了新農(nóng)合則取值為1，未參與任何基本醫(yī)療保險(xiǎn)項(xiàng)目則取值為0。最終樣本中有5117名農(nóng)村戶口兒童參與了新農(nóng)合，剩余459名兒童未參與。

除研究?jī)和瘏⑴c新農(nóng)合對(duì)父母教育期望的直接影響外，本文還研究了參與新農(nóng)合影響父母教育期望的中介效應(yīng)。本文選取了度量父母教育方式的五個(gè)變量作為中介變量，即“父母是否關(guān)心孩子教育”(Care_edu)、“孩子是否參加輔導(dǎo)班”(Tutor)、“孩子成績(jī)不理想的處理方式”(Settlement)、“父母是否為孩子放棄看電視”(TV_drop)和“父母是否檢查孩子作業(yè)”(Pcheck)。變量具體描述如表1所示。

表1 模型變量描述

(二)OLS回歸和排序Logit模型

本文采用父母期望分?jǐn)?shù)和期望學(xué)歷來(lái)度量父母的教育期望，模型的具體形式如式(1)和式(2)所示：

Exp_scorei=α0+α1Xinnonghei+α2Zi+ui

(1)

Expedui=F(β0+β1Xinnonghei+β2Zi+εi

(2)

其中，Exp_scorei和Exp_edui分別表示第i個(gè)兒童的父母期望分?jǐn)?shù)和期望學(xué)歷；F(·)為某非線性函數(shù)；α0和β0表示截距項(xiàng)；α1和β1為本文需要估計(jì)的參數(shù)；Zi為控制變量；ui和εi表示擾動(dòng)項(xiàng)。

由于期望分?jǐn)?shù)(Exp_score)為連續(xù)型變量，面板數(shù)據(jù)通常采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行OLS估計(jì)；期望學(xué)歷(Exp_edu)為具有排序性質(zhì)的分類變量，通常采用排序logit(ordered-logit)進(jìn)行估計(jì)。其中非線性函數(shù)F(·)的一般形式如式(3)所示：

(3)

其中，r1

(三)傾向得分匹配模型(PSM)

雖然OLS和Logit估計(jì)是研究連續(xù)變量和分類變量的常用方法，但由于本文樣本中參加新農(nóng)合和未參加新農(nóng)合的兒童數(shù)量不均衡，直接比較兩組兒童的父母教育期望差異可能會(huì)由于參保兒童本身特征的差異導(dǎo)致樣本自選擇，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。因此本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法(PSM)，通過(guò)對(duì)參保兒童和未參保兒童特征進(jìn)行匹配，構(gòu)造參保兒童本身的“反事實(shí)狀態(tài)”，從而消除由于樣本選擇可能帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。根據(jù)匹配后的樣本，可以估計(jì)參與者的平均處理效應(yīng)為：

ATT=E(y1i-y0i|Ti=1)=E(y1i|Ti=1)-E(y0i|Ti=0)

(4)

其中，E(y0i|TI=1)為不可觀測(cè)的“反事實(shí)”狀態(tài)，因此本文只有用能觀測(cè)到的、未被干預(yù)個(gè)體的結(jié)果E(y0i|TI=0)作為“反事實(shí)”。傾向得分匹配法的核心就是通過(guò)控制其他因素相同來(lái)尋找恰當(dāng)?shù)摹胺词聦?shí)”狀態(tài)，從而估計(jì)平均處理效應(yīng)。采用PSM方法估計(jì)平均處理效應(yīng)需滿足兩個(gè)假設(shè)：首先，個(gè)體均有一定的可能進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組和控制組；其次，協(xié)變量還需滿足平衡性假設(shè)，即匹配后的協(xié)變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間變得平衡。在本文的研究背景下，兒童參加“新農(nóng)合”屬于自愿行為，符合第一個(gè)假設(shè)的要求；同時(shí)本文在進(jìn)行傾向得分匹配時(shí)，會(huì)對(duì)協(xié)變量是否滿足平衡性假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

(四)中介效應(yīng)估計(jì)模型

中介效應(yīng)是指解釋變量X通過(guò)影響一個(gè)中介變量M最終實(shí)現(xiàn)對(duì)被解釋變量Y的影響。各變量之間的關(guān)系可用式(5)至式(7)表示，假設(shè)所有變量均進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，因此不必考慮常數(shù)項(xiàng)：

Y=δX+μ1

(5)

M=aX+μ2

(6)

Y=δ'X+bM+μ3

(7)

其中，δ表示的是X影響Y的總效應(yīng)；a為解釋變量X對(duì)中介變量M的影響效應(yīng)；δ'為控制了中介變量后X影響Y的直接效應(yīng)；b為中介變量對(duì)被解釋變量Y的影響；中介效應(yīng)的大小即為系數(shù)乘積a*b，因此檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在的核心即為檢驗(yàn)a*b是否顯著非零。

最常用的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法為逐步法(Causal Steps Approach)，即分別檢驗(yàn)式(6)和式(7)中的系數(shù)a和系數(shù)b。若兩個(gè)系數(shù)均顯著非零，則a*b一定顯著非零，即中介效應(yīng)存在。特別地，若加入中介變量M后系數(shù)δ'完全不顯著則認(rèn)為存在完全中介效應(yīng)。

逐步法在操作上簡(jiǎn)單易行，對(duì)于系數(shù)的解釋清晰直觀，因此多年來(lái)大量學(xué)者都采用了BK逐步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。但如果系數(shù)a和系數(shù)b中有一個(gè)系數(shù)不顯著，則無(wú)法判斷系數(shù)乘積a*b是否顯著非零，即使用逐步法無(wú)法判斷中介效應(yīng)是否存在。為直接對(duì)系數(shù)乘積進(jìn)行檢驗(yàn)，許多學(xué)者提出了新的檢驗(yàn)方法，包括Sobel法、非參數(shù)百分位Bootstrap法和MCMC法。由于Sobel法需假設(shè)a*b服從正態(tài)分布，MCMC法的計(jì)算過(guò)于復(fù)雜，非參數(shù)百分位Bootstrap法是更常用的檢驗(yàn)H0：ab=0的方法。

非參數(shù)百分位Bootstrap法是通過(guò)對(duì)樣本進(jìn)行重復(fù)抽樣得到多個(gè)系數(shù)乘積的估計(jì)值；通過(guò)對(duì)該估計(jì)值按照從小到大排序，構(gòu)造95%置信區(qū)間。若該置信區(qū)間不包含0，則認(rèn)為系數(shù)乘積a*b顯著非零，中介效應(yīng)存在；若置信區(qū)間內(nèi)包含0，則可認(rèn)為中介效應(yīng)不存在。

本文在研究時(shí)首先使用BK逐步法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)于無(wú)法判斷系數(shù)乘積是否顯著的變量進(jìn)一步使用非參數(shù)百分位Bootstrap法進(jìn)行系數(shù)乘積的顯著性檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2列出了各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由此可以看出，參加新農(nóng)合的兒童，其父母的教育期望顯著高于不參加新農(nóng)合的兒童。參加新農(nóng)合兒童的父母期望分?jǐn)?shù)均值為90.864，而不參加新農(nóng)合兒童父母的期望分?jǐn)?shù)均值為89.617，二者的差值在5%的顯著性水平上顯著非零。大多數(shù)父母都期望子女至少獲得大學(xué)本科學(xué)歷，但參加新農(nóng)合兒童的家長(zhǎng)對(duì)于子女的學(xué)歷期望在1%的顯著性水平上顯著高于不參加新農(nóng)合兒童的家長(zhǎng)。反映父母教育行為的變量中，參加新農(nóng)合兒童的家長(zhǎng)更關(guān)心子女的教育，并且會(huì)更多地為了子女的學(xué)習(xí)放棄觀看電視和更多的檢查孩子作業(yè)。但是兩組兒童的父母在是否為子女報(bào)名輔導(dǎo)班和子女成績(jī)不理想的處理方式上并無(wú)明顯差異，大多數(shù)父母在孩子成績(jī)不理想時(shí)會(huì)采用講道理和鼓勵(lì)孩子的方式?？刂谱兞恐校瑓⒈和臀磪⒈和谛詣e、年齡及學(xué)習(xí)表現(xiàn)上并無(wú)顯著差異，但參保兒童的身高在10%的顯著性水平上優(yōu)于未參保兒童；參保兒童的父母學(xué)歷顯著高于未參保兒童的父母。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2

(二)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度影響兒童短期教育表現(xiàn)的實(shí)證結(jié)果分析

為驗(yàn)證假設(shè)1是否成立，本文采用變量Perf作為被解釋變量，兒童是否參與新農(nóng)合為解釋變量進(jìn)行Logit回歸，研究短期內(nèi)兒童參與新農(nóng)合是否會(huì)影響其教育表現(xiàn)，回歸結(jié)果如表3所示。為方便系數(shù)解讀，表3已將變量回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化為變量邊際效應(yīng)。

表3 新農(nóng)合對(duì)兒童短期教育表現(xiàn)的影響

由表3可以看出，參加新農(nóng)合的兒童相比不參加新農(nóng)合的兒童在教育表現(xiàn)上有下降0.04個(gè)單位的趨勢(shì)，但該趨勢(shì)在10%的顯著性水平上并不顯著，因此可以認(rèn)為兒童參加新農(nóng)合對(duì)其短期教育表現(xiàn)并無(wú)顯著影響。該結(jié)果和Levine and Schanzenbach(2009)得出的結(jié)論一致，證明了本文提出的假設(shè)1成立?？刂谱兞恐?，性別變量的系數(shù)為-0.05，說(shuō)明男性兒童比女性兒童的教育表現(xiàn)差0.05個(gè)單位；反映兒童健康的z_HAZ變量系數(shù)不顯著，說(shuō)明未識(shí)別到短期內(nèi)兒童健康對(duì)其教育表現(xiàn)的影響。家庭教育支出、家庭收入和父母受教育程度變量的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高、在子女教育上投入越高以及父母受教育程度高的家庭，其孩子的教育表現(xiàn)相對(duì)更好。

(三)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度影響父母教育期望的直接效應(yīng)

1.基礎(chǔ)回歸模型。本文數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，因此在采用OLS估計(jì)時(shí)首先需判斷采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。本文采用Hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)p值大于0.05，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)(表4)。表4中模型(1)至模型(4)是以期望分?jǐn)?shù)為被解釋變量進(jìn)行OLS回歸得到的結(jié)果，模型(5)和模型(7)是以期望學(xué)歷水平作為被解釋變量進(jìn)行排序Logit(ordered logit)估計(jì)得到的結(jié)果，括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量的值。由于排序Logit回歸得到的系數(shù)并不能反映變量真實(shí)的邊際效應(yīng)，因此通過(guò)系數(shù)轉(zhuǎn)換后得到的排序Logit模型中各系數(shù)的邊際效應(yīng)如表5所示。

表4 直接效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表4第一行的結(jié)果可以看出，參加新農(nóng)合會(huì)顯著提高父母對(duì)子女的期望分?jǐn)?shù)和期望學(xué)歷，且該結(jié)果在采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤和省級(jí)聚類標(biāo)準(zhǔn)誤后仍顯著，說(shuō)明參加新農(nóng)合會(huì)提高父母對(duì)其子女的教育期望；從模型(1)至模型(4)可知，兒童參與新農(nóng)合后，父母的期望分?jǐn)?shù)會(huì)提高1.085分。從表5中Ologit模型的邊際效應(yīng)可以看出，兒童參加新農(nóng)合后其父母的期望學(xué)歷會(huì)顯著提升，僅期待子女獲得小學(xué)至大專學(xué)歷的父母會(huì)減少，更多的父母期望孩子獲得大學(xué)本科及以上的學(xué)歷。

表5 Ologit估計(jì)的邊際效應(yīng)

控制變量中，隨著兒童年齡的增長(zhǎng)，父母對(duì)其教育期望逐漸降低；而教育支出越多的家庭，對(duì)孩子的教育期望也越高。家庭收入的差異對(duì)父母期望分?jǐn)?shù)的影響并不明顯，但收入越高的家庭，期望子女獲得更高的學(xué)歷水平。此外，父母的受教育程度，特別是母親的受教育程度對(duì)其教育期望存在顯著正向影響。

2.PSM估計(jì)模型。由于本文采用的是2016年和2018年兩年的CFPS數(shù)據(jù)，在該研究期間內(nèi)90%的農(nóng)村居民都參加了基本醫(yī)療保險(xiǎn)。因此在本文研究所用樣本中，不參加新農(nóng)合個(gè)體的樣本量?jī)H占總樣本量的10%，樣本結(jié)構(gòu)并不均衡。為解決結(jié)構(gòu)不均衡可能導(dǎo)致的樣本自選擇問(wèn)題，本文采用傾向得分匹配法進(jìn)行處理效應(yīng)估計(jì)。表6列出了采用傾向得分匹配模型估計(jì)后得到的結(jié)果。其中面板A是以父母期望分?jǐn)?shù)度量教育期望的PSM估計(jì)結(jié)果，面板B是以父母期望學(xué)歷度量教育期望的PSM估計(jì)結(jié)果。從表4可以看出，除面板A中一比一匹配得到的平均處理效應(yīng)(ATT)不顯著外，其余模型得到的平均處理效應(yīng)均顯著為正，說(shuō)明在處理了可能存在的樣本自選擇問(wèn)題后，兒童參加新農(nóng)合能夠顯著提高其父母的期望分?jǐn)?shù)和期望學(xué)歷。在每一個(gè)PSM模型估計(jì)后本文都對(duì)協(xié)變量的平衡性進(jìn)行了檢驗(yàn)，除一比一匹配中部分協(xié)變量不滿足平衡性假設(shè)外，其他模型的檢驗(yàn)結(jié)果均表明匹配后的協(xié)變量滿足平衡性假設(shè)。

表6 PSM估計(jì)結(jié)果

(四)基本醫(yī)療保險(xiǎn)影響父母教育期望的中介效應(yīng)

1.BK逐步法。本文首先采用BK逐步法進(jìn)行中介效應(yīng)估計(jì)。BK逐步法共計(jì)需進(jìn)行三次回歸，首先是核心解釋變量對(duì)被解釋變量的回歸，該回歸結(jié)果如表4所示。從表4的結(jié)果和上文分析可知，兒童參加新農(nóng)合會(huì)顯著改變父母對(duì)子女的教育期望。第二步是核心解釋變量對(duì)中介變量做回歸，該回歸結(jié)果如表7所示。其中，模型(1)至模型(5)分別采用五種反映父母教育方式的變量作為中介變量。從表7可以看出，參保兒童的父母相比未參保兒童的父母更關(guān)心兒童的教育，更愿意為了孩子放棄看電視和檢查孩子的作業(yè)，但是兩組兒童的父母在給孩子報(bào)名輔導(dǎo)班以及孩子成績(jī)不理想的處理方式上并無(wú)顯著差異。

表7 BK逐步法—第一步回歸結(jié)果

BK逐步檢驗(yàn)法的最后一步是核心解釋變量和中介變量對(duì)被解釋變量做回歸，該回歸結(jié)果如表8所示。模型(1)至模型(5)表示以父母期望成績(jī)度量父母教育期望的回歸結(jié)果，模型(6)至模型(10)表示以父母期望學(xué)歷度量的回歸結(jié)果。由表8可以看出，加入中介變量后，核心解釋變量的系數(shù)仍顯著為正，說(shuō)明兒童是否參與新農(nóng)合對(duì)其父母的教育期望存在部分直接影響，加入各個(gè)中介效應(yīng)的模型中，代表中介效應(yīng)的變量均在5%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明父母的教育方式對(duì)其最終的教育期望存在顯著影響。父母越關(guān)心孩子教育、為孩子報(bào)名輔導(dǎo)班、采用更積極地方式處理孩子成績(jī)不理想的情況以及為孩子放棄看電視的行為均會(huì)顯著提高父母對(duì)孩子的分?jǐn)?shù)期望和學(xué)歷期望。但是，父母幫孩子檢查作業(yè)的行為會(huì)顯著降低對(duì)其對(duì)孩子未來(lái)的教育期望，說(shuō)明雖然農(nóng)村兒童參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)后其父母會(huì)更多的為孩子檢查作業(yè)，但這種在父母眼中屬于關(guān)心孩子的行為最終會(huì)導(dǎo)致父母降低對(duì)孩子的教育期望。

表8 BK逐步法—第二步回歸結(jié)果

2.非參數(shù)百分位Bootstrap法。從逐步回歸法的結(jié)果可知，兒童是否參加新農(nóng)合不僅會(huì)對(duì)父母的教育期望產(chǎn)生直接影響，還會(huì)通過(guò)影響父母的教育方式進(jìn)而改變父母的教育期望，特別是通過(guò)改變對(duì)孩子教育的關(guān)心程度、電視觀看頻率和作業(yè)檢查頻率。然而從表7和表8的結(jié)果可知，變量Tutor和Settlement在對(duì)核心變量回歸時(shí)不顯著，但對(duì)被解釋變量回歸時(shí)顯著非零，采用逐步法無(wú)法判斷這幾個(gè)變量的中介效應(yīng)是否存在，因此本文采用非參數(shù)百分位Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)估計(jì)。若偏差調(diào)整后的置信區(qū)間不包含0則可認(rèn)為中介效應(yīng)存在，否則認(rèn)為不存在中介效應(yīng)，模型估計(jì)結(jié)果如表9所示。由表9可以看出，變量Care_edu、TV_drop和Pcheck的置信區(qū)間均不包含0，說(shuō)明兒童參加新農(nóng)合影響其父母教育期望會(huì)通過(guò)這三個(gè)變量作為中介產(chǎn)生影響，該結(jié)果和采用逐步法得到的結(jié)果一致。而變量Tutor和變量Settlement的置信區(qū)間包含0，說(shuō)明不存在中介效應(yīng)，即兒童參加新農(nóng)合并不會(huì)顯著影響其父母是否為其報(bào)名輔導(dǎo)班和成績(jī)不理想時(shí)父母的處理方式。

表9 非參數(shù)百分位Bootstrap估計(jì)(Bootstrap=1000)

續(xù)表9

(五)異質(zhì)性分析

為研究個(gè)人特征不同、家庭經(jīng)濟(jì)地位不同、父母受教育程度不同的兒童的父母教育期望有何差異，結(jié)合之前學(xué)者的研究，本文從性別、兒童教育表現(xiàn)、家庭收入和母親受教育程度四個(gè)維度對(duì)模型結(jié)果進(jìn)行異質(zhì)性分析。由于異質(zhì)性分析主要關(guān)注核心解釋變量Xinnonghe的系數(shù)大小和顯著性，因此本文在該部分省略了其他控制變量的系數(shù)結(jié)果，表10中僅列出了核心解釋變量的系數(shù)和t統(tǒng)計(jì)量的值。

表10 異質(zhì)性分析結(jié)果

表10中面板A列出了性別不同的兒童參加新農(nóng)合對(duì)其父母教育期望的影響，其中Gender=0代表女性，Gender=1代表男性。可以看出，男性兒童參加新農(nóng)合會(huì)顯著提高父母教育期望，但是女性兒童參與新農(nóng)合對(duì)其父母教育期望沒(méi)有顯著影響。說(shuō)明父母對(duì)女性孩子的期望比對(duì)男性孩子的期望低，該結(jié)果與中國(guó)社會(huì)對(duì)男性要求比女性高的現(xiàn)狀相符。

表10中面板B列出了教育表現(xiàn)對(duì)兒童參加新農(nóng)合對(duì)父母教育期望的影響，其中Perf=1表示教育表現(xiàn)優(yōu)秀，Perf=0表示教育表現(xiàn)較差。由表10可以看出，教育表現(xiàn)優(yōu)秀的兒童參與新農(nóng)合會(huì)顯著提高其父母的教育期望，而教育表現(xiàn)較差的兒童參與新農(nóng)合對(duì)其父母教育期望并無(wú)影響，該結(jié)果說(shuō)明兒童教育表現(xiàn)是父母教育期望的重要因素。

為研究年收入不同的家庭在父母教育期望上的差異，本文以家庭收入的中位數(shù)62650為界，將家庭劃分為高收入家庭和低收入家庭，異質(zhì)性分析的結(jié)果如表10面板C所示。由表10面板C可以看出，高收入家庭兒童參與新農(nóng)合會(huì)顯著提高其父母的期望分?jǐn)?shù)，低收入家庭和高收入家庭的兒童參與新農(nóng)合均會(huì)提高其父母的期望學(xué)歷。這說(shuō)明社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的不同并不會(huì)導(dǎo)致父母教育期望的差異，符合中國(guó)傳統(tǒng)文化中的“望子成龍”思想。

除社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位外，父母的受教育程度通常被認(rèn)為是影響父母教育期望的重要因素。本文以母親學(xué)歷為分類指標(biāo)，學(xué)歷為高中及以上則認(rèn)為是高學(xué)歷，否則為低學(xué)歷，異質(zhì)性分析結(jié)果如表10面板D所示。由表10面板D可以看出，母親受教育程度較低的兒童參與新農(nóng)合，其父母的教育期望會(huì)顯著提高。該結(jié)果說(shuō)明參加新農(nóng)合對(duì)于那些文化程度較低的家庭來(lái)說(shuō)具有更顯著的促進(jìn)教育效果。

五、結(jié)論

本文利用2016年和2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的數(shù)據(jù)，通過(guò)OLS回歸、排序Logit模型以及傾向得分匹配模型研究了農(nóng)村兒童參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)其父母教育期望的影響。通過(guò)使用期望分?jǐn)?shù)和期望學(xué)歷度量父母教育期望，本文最終得出三點(diǎn)結(jié)論。第一，兒童參與新農(nóng)合對(duì)其短期教育表現(xiàn)并無(wú)顯著影響，但在短期內(nèi)能顯著提高父母對(duì)他們的期望分?jǐn)?shù)和期望學(xué)歷；第二，兒童參與新農(nóng)合不僅會(huì)對(duì)父母教育期望產(chǎn)生直接影響，還會(huì)通過(guò)影響父母的教育行為間接影響他們的教育期望；第三，通過(guò)基于兒童個(gè)人特征、父母及家庭特征的異質(zhì)性分析可知，相比女性兒童，父母通常對(duì)男性兒童有較高的教育期望。教育表現(xiàn)較好的兒童相比教育表現(xiàn)差的兒童，其參加新農(nóng)合對(duì)父母教育期望的提升程度更大。家庭收入的差異并不會(huì)導(dǎo)致父母教育期望存在顯著差異，低收入家庭和高收入家庭一樣，都希望其子女能夠獲得較高的受教育水平。

父母教育期望是影響子女未來(lái)教育成就的重要因素，而教育行為作為教育觀念的載體進(jìn)一步影響著父母教育期望。父母的主觀教育觀念與其他客觀因素不同，主觀教育觀念能夠突破客觀因素的限制，影響父母教育期望。特別是對(duì)于出生貧困家庭的兒童來(lái)說(shuō)，雖然客觀條件上缺乏優(yōu)質(zhì)和充足的教育資源，但是父母主觀上教育觀念和教育方式的變化能突破環(huán)境的限制，使得即使是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的家庭也有對(duì)孩子獲得更高教育水平的期望。本文的研究不僅有利于父母反思和改進(jìn)其教育方式，還為評(píng)價(jià)基本醫(yī)療保險(xiǎn)福利效果提供了新的思考維度。但是由于CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)缺乏對(duì)兒童至其成年后的長(zhǎng)期追蹤調(diào)查，因此無(wú)法通過(guò)實(shí)證數(shù)據(jù)分析基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)兒童長(zhǎng)期教育成就的影響。隨著未來(lái)可用數(shù)據(jù)的增加，學(xué)者們今后可對(duì)該問(wèn)題展開研究。