楊博,路多

(陜西師范大學 國際商學院,陜西 西安 710119)

1 引言

中國城鄉(xiāng)居民平均受教育水平穩(wěn)步提升,最新數(shù)據(jù)顯示,全國15歲及以上人口平均受教育年限由2010年“六普”的9.08年提高至2020年“七普”的9.91年(國家統(tǒng)計局,2021)。教育提升對個人的最大福祉在于教育與收入顯著正相關(guān),提高教育水平更有利于在勞動力市場上找到較高工資回報的工作(鈔小靜、沈坤榮,2014)。教育回報率是反映居民教育水平在勞動力市場中價值的綜合指標,良性發(fā)展的市場經(jīng)濟社會往往在提升居民教育的同時伴隨著教育回報的提高,形成教育水平與教育回報率同步增長的良性循環(huán)(郭冉、周皓,2020)。根據(jù)張車偉(2006)的估計,城鄉(xiāng)居民教育回報率在各級受教育程度上分別為初中3.59%、高中4.19%、中專6.76%、大專4.67%、本科6.58%,總體呈現(xiàn)出教育回報率隨教育程度上升的趨勢。城市居民憑借經(jīng)濟與社會資源優(yōu)勢更容易獲得較高回報的工作,在教育水平上升中的收入提升更顯著(王春超、葉琴,2014)。農(nóng)村居民的教育回報率雖然受制于農(nóng)村社會經(jīng)濟劣勢,但較高教育水平也會帶來更多的遷移就業(yè)機會,同樣呈現(xiàn)出教育回報率的提升規(guī)律(詹鵬,2014)。

就個人而言,教育經(jīng)歷是既成事實,但與之相關(guān)的教育回報并非一成不變;相反,個人經(jīng)歷尤其是家庭環(huán)境變化很可能對個人勞動就業(yè)產(chǎn)生影響,個人的教育收益也可能出現(xiàn)波動甚至下降(趙建國、王凈凈,2021)。中國16-59歲勞動力人口平均教育年限為10.8年,表明絕大多數(shù)勞動人群尤其是農(nóng)村居民從事的職業(yè)受環(huán)境制約較多,很容易在環(huán)境變化中出現(xiàn)教育回報率的波動(楊宜勇、王伶鑫,2021)。雖然高學歷人群從事的工作領(lǐng)域和工種相對穩(wěn)定,但在競爭日益激烈的職場中,也出現(xiàn)了家庭責任對工作投入的擠壓問題,導(dǎo)致其工作業(yè)績和晉升出現(xiàn)困境,表現(xiàn)出家庭因素對教育回報率的潛在影響(Liu et al.,2020)。因此可以預(yù)計,隨著老齡化、少子化、城鄉(xiāng)人口遷移以及核心家庭增多,家庭結(jié)構(gòu)、規(guī)模和功能變化越來越對居民教育回報產(chǎn)生影響。首先是在“青壯年夫妻+未成年子女”核心家庭中,父母對未成年子女的照料往往對父母個人職場參與和收益產(chǎn)生擠壓(喻開志等,2022)。當家庭老年照料需求增加時,青壯年勞動時間會縮減,構(gòu)成居民教育水平向收入轉(zhuǎn)化的阻礙(柴化敏等,2021)。隨著老齡化進程加速,尤其是在社會養(yǎng)老尚未健全的農(nóng)村,適齡勞動力因為“家庭老年照料”而降低勞動參與正在成為教育回報下降的不可抗力(劉達禹等,2022)。對于大量仍然依靠市場務(wù)工獲取生活來源的農(nóng)村中老年來說,隨著隔代照料增多,勞動參與時間顯著下降,個人教育更難轉(zhuǎn)化為收入(鐘搏,2022)。上述現(xiàn)象表明,家庭結(jié)構(gòu)性的因素可能影響教育回報,城鄉(xiāng)居民不得不在家庭結(jié)構(gòu)、規(guī)模和功能變化中面臨教育回報波動甚至是下降風險。

現(xiàn)有研究在探討城鄉(xiāng)居民教育回報時,尚未明確居民所在家庭的發(fā)展變化對居民個人教育回報率的影響,對于居民教育回報率變動背后的家庭因素以及內(nèi)在機理探討較少。在當前人口結(jié)構(gòu)快速變化及其連帶的城鄉(xiāng)家庭變動趨勢下,有必要從家庭發(fā)展視角探討城鄉(xiāng)居民教育回報率及其變化趨勢。由于家庭在不同發(fā)展階段有明顯特征,尤其是當下以“養(yǎng)老”、“托幼”為代表的家庭發(fā)展愈發(fā)成為勞動力就業(yè)的限制因素,城鄉(xiāng)居民教育回報率可能面臨家庭不同階段下特有結(jié)構(gòu)因素的制約。本研究從反映家庭發(fā)展規(guī)律的家庭生命周期理論切入,觀察處于不同家庭生命周期下的城鄉(xiāng)居民教育回報率及其隨家庭周期發(fā)展的變動軌跡。

2 文獻綜述

教育回報率是居民基于個人教育水平所獲得的勞動力市場價值的綜合指標,體現(xiàn)出個人教育與個人收入尤其是工資性收入的關(guān)聯(lián)程度(劉澤云、袁青青,2022)。教育回報率一般通過明瑟方程進行測量,基礎(chǔ)的明瑟收入方程中因變量為工資對數(shù),自變量包含受教育年限、工作年限以及工作年限二次項,體現(xiàn)出受教育年限對個人工作收入增長百分比的影響(方超、黃斌,2021)。針對不同的人群、職業(yè)以及社會經(jīng)濟情境,國內(nèi)外研究在明瑟方程基礎(chǔ)上還加入了個人經(jīng)歷、社會關(guān)系、組織經(jīng)歷以及社會經(jīng)濟環(huán)境變化等因素,體現(xiàn)出教育回報率受多種復(fù)雜因素的制約(方超、羅英姿,2017)。在中國,城市居民因為有更多的教育資源、就業(yè)機會以及職業(yè)發(fā)展機遇,具備“高教育機會+高教育回報”的良性循環(huán);而在同等教育水平的農(nóng)村居民中,外出遷移務(wù)工往往更容易獲得較高工資收入,教育回報率呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)二元差異(王春超、葉琴,2014)。

除了上述個人、組織以及社會經(jīng)濟因素,勞動供給理論解釋了勞動力由于時間和精力有限而不得不在勞動供給及其他用途之間進行抉擇,特別是為了響應(yīng)家庭需求而不得不調(diào)整就業(yè)決策以及勞動時間,呈現(xiàn)出家庭結(jié)構(gòu)與功能變化對勞動力工作投入的“擠出效應(yīng)”(谷晶雙,2021)。但是現(xiàn)有以明瑟方程為基礎(chǔ)的教育回報率研究尚未從家庭變化帶來的上述“擠出效應(yīng)”探討教育回報率,對于當下愈發(fā)普遍的家庭養(yǎng)老負擔、托育負擔等家庭動態(tài)發(fā)展回應(yīng)不足。已有研究往往從勞動力就業(yè)與家庭沖突視角關(guān)注勞動力的家庭責任對教育回報的影響。例如撫養(yǎng)未成年子女往往會降低父母勞動參與,即便是教育水平較高的父母也不得不選擇就近工作從而制約工資回報(鐘搏,2022)。而當社會資源能夠保障托育需求時,教育水平高的居民更能夠全身心投入工作從而降低家庭對教育回報的影響(杜鳳蓮、楊鑫尚,2021)。在老齡化時代,照顧老年家庭成員會越來越多的擠占家庭核心勞動力的勞動供給時間,教育水平高的子女也不例外(柴化敏等,2021)。即使家庭中不存在老年人以及未成年人,伴隨家庭自然發(fā)展而來的是更多不確定性,突發(fā)疾病、家庭遷移以及婚姻變動也有可能影響個體勞動參與從而影響教育回報率(張良、徐翔,2020)。上述基于勞動力就業(yè)與家庭沖突的研究從靜態(tài)視角探討家庭關(guān)系對教育回報的影響。對于大多數(shù)城鄉(xiāng)居民而言,家庭發(fā)展過程是婚姻締結(jié)、子女養(yǎng)育、父母養(yǎng)老等為特征的穩(wěn)定的動態(tài)發(fā)展過程,而老齡化和少子化時代的家庭發(fā)展需求很可能構(gòu)成勞動力教育回報的潛在阻礙,現(xiàn)有研究很少從家庭穩(wěn)定動態(tài)發(fā)展視角探討居民教育回報率及其變動趨勢。此外,中國城鄉(xiāng)家庭發(fā)展變化過程有顯著差異,城鄉(xiāng)居民收入路徑與增長趨勢也不盡相同,城鄉(xiāng)居民教育回報率在各自家庭發(fā)展軌跡中的現(xiàn)狀與變化趨勢差異尚不明確。

家庭生命周期理論解釋了家庭規(guī)模、結(jié)構(gòu)以及功能變遷過程,是從家庭動態(tài)發(fā)展視角下關(guān)注家庭及其成員發(fā)展議題的經(jīng)典理論(Amirtha &Sivakumar,2018)。該理論根據(jù)西方家庭演化模式提出家庭生命周期9階段模型,包含了家庭形成、擴展、穩(wěn)定、收縮以及解體的動態(tài)歷程,成為后續(xù)研究的理論基礎(chǔ)(Camacho,2009)。家庭生命周期的劃分并無統(tǒng)一標準,由于研究對象的時間與空間差異,國內(nèi)學者將家庭生命周期描述為表1所示的起步、成長、成熟、擴張以及解體過程,與中國家庭強調(diào)血緣與代際聯(lián)系以及城鄉(xiāng)二元社會情境相符合,體現(xiàn)中國城鄉(xiāng)家庭發(fā)展現(xiàn)實與趨勢(彭繼權(quán)等,2019;程新艷等,2021)。已有研究從家庭關(guān)系、家庭角色、家庭分工等探討了居民勞動收入受家庭因素的干擾,從靜態(tài)視角揭示了家庭具體階段對居民收入的影響。例如在起步階段,夫妻尚未生育,充足勞動供給能力意味著較高收入回報(張翠娥、陳子璇,2021)。當家庭進入成長階段和成熟階段,夫妻因為照顧未成年子女而受到影響,尤其是勞務(wù)工作為主的夫妻收入下滑更明顯(杜鳳蓮、楊鑫尚,2021)。農(nóng)村夫妻還會因為子女照料需求而減少外出務(wù)工,家庭需求對勞動投入的“擠出效應(yīng)”明顯(鐘搏,2022)。在“上有老、下有小”的家庭擴展階段,子女和老年父母的雙重需求加大了中年夫妻的家庭照料壓力,在職場和勞務(wù)市場中都不得不面臨收入的被動下降(張良、徐翔,2022)。在解體階段,當“隔代撫養(yǎng)”成為普遍模式,依靠打工收入的老年人在照料孫子女時不得不減少勞動時間從而降低了收入(曹信邦、童星,2021)。

表1 家庭生命周期劃分及標準

上述研究表明,當關(guān)注個人教育回報率,從家庭生命周期理論切入有利于觀察不同家庭階段的居民憑借教育水平獲取工資收入的變化軌跡。已有教育回報率研究忽略了家庭生命周期特征,而這些特征有可能對家庭成員的教育回報率產(chǎn)生影響,同等教育水平居民的教育回報率可能會在家庭生命周期的不同階段出現(xiàn)差異?？紤]到城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異,家庭生命周期對居民個人教育回報率的影響可能存在城鄉(xiāng)差異。本研究基于明瑟收入方程構(gòu)建包含家庭生命周期與受教育年限的教育回報率模型,利用Heckman兩階段法解決內(nèi)生性問題,對城鄉(xiāng)居民之間差異進行研究,明晰家庭生命周期對居民教育回報率的影響。

3 理論模型

3.1 明瑟收入模型

現(xiàn)有研究往往是通過明瑟收入方程對人力資本回報率進行測度(常進雄等,2018),基礎(chǔ)的明瑟收入方程形式如下:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+∑αiCi+ε

(1)

公式(1)中,因變量Ln(Y)表示工資性收入的對數(shù),取對數(shù)可以反映自變量變動一單位后,收入變動的百分比,Edu表示個人受教育年限,Exp表示個人工作年限,而Exp2表示工作年限的平方,C為控制變量,表示其他影響收入的因素,而ε為隨機誤差項,此時受教育年限前系數(shù)β1就代表著個體的教育回報率。本研究在明瑟收入方程中加入家庭生命周期虛擬變量以及家庭生命周期與受教育年限的交互項,考察家庭生命周期對人力資本回報率的影響。相較于分組進行回歸,納入交互項的估計結(jié)果更能體現(xiàn)整體特征(Amirtha & Sivakumar,2018)。此時明瑟模型調(diào)整為:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+β5Flci+β6Flci*Edu+∑αiCi+ε

(2)

公式(2)中Flci表示個人所在家庭所處的家庭生命周期,若個人所在家庭處于第i個生命周期,則取為1,反之則取0,Flci*Edu表示家庭生命周期與個人受教育年限的交互項,若人力資本回報率為正,若系數(shù)β6為正,則表示家庭生命周期對教育回報率有正向影響,若為負則表示家庭生命周期對教育回報率存在負向影響(劉澤云、袁青青,2022),在引入了家庭生命周期與個人受教育年限交互項后,此時個體受教育年限對收入的總影響就變成了β1+β6Flci。

3.2 內(nèi)生性問題

基礎(chǔ)明瑟收入模型僅包含受教育年限,工作經(jīng)驗及其平方項,為了避免遺漏變量偏誤造成估計偏誤,本研究參考現(xiàn)有文獻增加控制變量并剔除極端值與異常值,減少測量誤差導(dǎo)致的估計偏誤(劉澤云、袁青青,2021)。但現(xiàn)實是,個人完成教育后并不一定進入勞動力市場,例如勞動力市場中相同教育水平勞動力人口中的男性數(shù)量比女性要多(楊宜勇、王伶鑫,2021);而家庭對老人與子女提供照料等家庭負擔會對勞動力產(chǎn)生“就業(yè)阻礙效應(yīng)”,導(dǎo)致來自于上述負擔家庭的勞動力在教育結(jié)束后直接面臨教育回報不足(張翠娥、陳子璇,2021)。因此,城鄉(xiāng)居民在現(xiàn)有教育水平上是否能夠在教育結(jié)束后即可獲得工資收入存在不確定性,即個人教育水平對收入的影響可能面臨樣本自選擇問題及其導(dǎo)致的估計偏誤(于洪霞,2014)。為解決可能存在的樣本自選擇及內(nèi)生性,本研究選擇Heckman兩階段法對模型估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗,以期獲得可靠結(jié)論(顏敏,2012)。首先對全樣本按照是否有工作進行Probit模型估計,建立二元虛擬變量Gz,當個人存在工資性收入時,Gz=1,反正則Gz=0,此時構(gòu)建Probit模型構(gòu)建如下:

(3)

公式(3)左邊表示個體擁有工作的概率,公式右邊φ(·)是累積的正態(tài)分布函數(shù),β0為常數(shù)項,βixi表示其他影響個體擁有工作的因素。在計算出每一個樣本獲得工作的傾向后,構(gòu)建修正因子:

(4)

公式(4)中,λ被稱為“逆米爾斯比率”,φ(·)與φ(·)分別為標準正態(tài)分布的密度函數(shù)與累積分布函數(shù)。將逆米爾斯比率作為控制變量帶回到原估計方程中,重新進行估計,得到模型如下:

Ln(Y)=β0+β1Edu+β3Exp+β4Exp2+β5Flci+β6Flci*Edu+∑αiCi+β7λ+ε

(5)

此時通過Heckman兩階段樣本選擇估計個人教育收益率的變動狀況,并只計算已經(jīng)存在工資收入即工作的城鄉(xiāng)居民樣本。此時若逆米爾斯比率在作為控制變量帶回到原方程中估計時顯著,則說明個體是否工作確實存在“自選擇”效應(yīng),模型其他變量的含義則與前述模型保持一致。

4 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自2019年“中國家庭金融調(diào)查(CHFS)”,覆蓋全國29個省(自治區(qū)、直轄市),343個區(qū)縣,1360個村(居)委會,包含34643戶家庭的107008個家庭個人信息。本研究剔除16歲以下與65歲以上以及正在上學的居民樣本,最終保留68794個人樣本,其中城市居民樣本與農(nóng)村居民樣本分別為25423和39371。被解釋變量方面,由于工資性收入受教育影響最顯著,本研究通過計算適齡勞動個體去年從上一年各項工作中獲得的收入、補貼、獎金加總得到個人年工資性收入,作為教育回報率測度指標,并剔除極端值與異常值,避免測量誤差(方超、羅英姿,2017)。在解釋變量方面,本研究參考表1將家庭生命周期劃分為起步、成長、成熟、擴展和解體階段,分別構(gòu)建虛擬變量階段1至階段5。本研究的教育回報率將教育界定為學校學歷教育,因此個人受教育年限設(shè)定為連續(xù)變量,包括未上過學=0,小學=6,初中=9,中專/職高/高中=12,高職/大專=15,大學本科=16,碩士研究生=19,博士研究生=22,本科及以上學歷比例為9.38%,總樣本平均受教育年限為9.6年,樣本人群大部分未接受高等教育。

控制變量方面,工作年限對教育回報率顯著相關(guān),本研究使用國際通用的“年齡-受教育年限-6”方法設(shè)定個體工作年限(Liu et al.,2020)。為了避免遺漏變量造成內(nèi)生性問題產(chǎn)生估計偏誤,考慮到性別差異和健康狀況對教育回報率存在顯著影響,分別將性別和健康水平作為控制變量引入分析模型(程誠等,2015;鄧力源等,2018)。此外,家庭規(guī)模反映了家庭成員尤其是家庭支持狀況,因此家庭規(guī)模也被引入模型作為控制變量(楊爍晨、余勁,2020)。最后是環(huán)境因素,考慮到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異是居民個人教育回報率差異的外部結(jié)構(gòu)性因素,本研究按照區(qū)域經(jīng)濟劃分的通用標準構(gòu)建個人所在區(qū)域變量并納入分析模型(郭鳳鳴、張世偉,2013)。由于處于不同家庭生命周期的居民尤其是中青年可能返回學校再次接受學歷教育以提升收入,因此本研究針對城鄉(xiāng)居民教育回報率的討論可能面臨反向因果挑戰(zhàn)(方超、羅英姿,2017)。但是本研究總樣本中本科及以上學歷人數(shù)不到10%,而勞動力市場中返回學校再次接受學歷教育的人群往往集中于高等教育人群,因此本研究中大部分樣本返回學校繼續(xù)接受學歷教育的概率較低(張車偉,2006)。此外,本研究樣本中個人平均年收入為21027元,年收入>10萬的比例僅為3.67%,對于絕大多數(shù)樣本而言,返回學校繼續(xù)接受教育的成本較高,重新進入教育生涯的概率較低(于洪霞,2014)。因此本研究關(guān)于上述反向因果的挑戰(zhàn)是可控的。變量信息如表2所示。

表2 變量選取及描述性統(tǒng)計

5 家庭生命周期對教育回報率影響

5.1 OLS回歸結(jié)果

本研究對城鄉(xiāng)樣本分別構(gòu)建OLS模型探討教育回報率,參考已有研究,城市模型2與農(nóng)村模型2同時納入了五個家庭生命周期與教育年限的交互項(楊爍晨、余勁,2020)。為了避免多重共線性將變量進行去中心化處理,在此基礎(chǔ)上考察家庭生命周期對居民教育回報率的影響(Amirtha &Sivakumar,2018)。表3結(jié)果顯示,個人受教育年限對收入的影響顯著,表明本研究對教育回報率的理論定義以及所選樣本是可靠的。城市模型1與農(nóng)村模型1結(jié)果表明,城市居民教育回報率為25.9%,農(nóng)村居民教育回報率為9.8%,與已有研究中城鄉(xiāng)居民教育回報率差異較大的現(xiàn)狀相吻合(葉光,2015)。城市模型2與農(nóng)村模型2結(jié)果表明,加入交互項后,受教育年限對收入的提升效果仍然顯著,家庭生命周期的效應(yīng)也顯現(xiàn)出來。城市居民中,教育回報率在家庭起步階段即周期1時會顯著上升30.3%,周期2和周期3對教育回報率的影響并不顯著;相反,在周期4即家庭擴展階段和周期5即家庭解體階段,教育回報率分別下降13.3%和32.8%,體現(xiàn)出家庭生命周期后半階段對城市居民教育回報率的顯著影響。農(nóng)村居民中,除了第一周期,幾乎所有階段的教育回報率都在下降,其中處于周期2、周期3、周期4和周期5的教育回報率分別下降9.3%、6.6%、11.3%、26.3%,表明農(nóng)村居民在整個家庭歷程中面臨持續(xù)增大的教育回報率下降趨勢。OLS回歸結(jié)果總體上表現(xiàn)出了家庭生命周期對教育回報率的影響,尤其是城鄉(xiāng)差異符合已有研究結(jié)論。但是偏大的系數(shù)估計結(jié)果表明OLS回歸結(jié)果中可能包含未就業(yè)樣本,存在樣本“自選擇”的內(nèi)生性問題,因此本研究采用Heckman兩階段法重新對模型進行穩(wěn)健估計。

表3 城鄉(xiāng)家庭生命周期對教育回報率影響OLS結(jié)果

5.2 基于heckman兩階段法的估計結(jié)果

本研究構(gòu)建表4的Heckman兩階段模型,利用2SLS方法重新估計明瑟收入函數(shù)(于洪霞,2013)。表4模型只計算已經(jīng)存在工資收入即正在工作的城鄉(xiāng)居民樣本,IMR為逆米爾斯比率,結(jié)果表明城市和農(nóng)村居民明瑟收入函數(shù)中的擬米爾斯比率均通過顯著性檢驗,證明OLS模型存在樣本“自選擇”偏誤。相比Heckman兩階段模型估計結(jié)果,OLS估計結(jié)果高估了教育回報率,并且家庭生命周期對個人教育回報率的影響也有偏差,因而在更具穩(wěn)健性的表4中重新進行解讀。表4首先表明,無論城鄉(xiāng),當家庭處于起步(周期1)和成長階段(周期2)時,家庭生命周期對教育回報率的影響并不顯著,可能是由于此時暫未有撫養(yǎng)子女以及養(yǎng)育老人的負擔,不存在“就業(yè)阻礙效應(yīng)”(張翠娥、陳子璇,2021)。當家庭處于成長階段時,個人由于子女養(yǎng)育負擔減少勞動供給從而降低教育回報率。隨著家庭中未成年子女的隔代照料更為普遍,降低了勞動力養(yǎng)育子女的壓力;同時,隨著養(yǎng)育子女的機會成本越來越高,替代效應(yīng)大于收入效應(yīng),勞動力尤其是高教育群體在閑暇與工作之間更偏好工作,教育回報率在家庭成長階段并未顯著變化(郭冉、周皓,2020)。

表4 Heckman兩階段法家庭生命周期對教育回報率影響結(jié)果

其次,當家庭處于成熟階段(周期3),城市居民的教育回報率下降1.6%,農(nóng)村居民則下降1.8%,教育回報率受到家庭因素的明顯抑制?？赡艿慕忉屖?隨著子女成長,此階段夫妻雙方親自照料子女的現(xiàn)象增多,夫妻雙方勞動時間開始受到壓縮,教育回報率出現(xiàn)下降現(xiàn)象(鐘搏,2022)。此階段的部分子女尤其是農(nóng)村子女還可能成為中學教育畢業(yè)后的失業(yè)者,即使增加教育年限也并沒有提升收入,甚至因為初高中或者職中經(jīng)歷就業(yè)較晚同時收入較少,相比教育年限少但是率先就業(yè)的同伴而言,教育回報率降低了(狄金華、鄭丹丹,2016)。再次,在家庭擴展階段(周期4),三代同堂成為顯著特征。表3結(jié)果顯示,周期3的城市居民教育回報率與農(nóng)村居民教育回報率分別下降4.7%和3.2%,顯現(xiàn)出多代共居家庭中家庭照料對居民教育回報率的“擠出效應(yīng)”。此時,家庭主要勞動力既承擔未成年子女撫養(yǎng)負擔,又承擔老人贍養(yǎng)負擔,勞動參與程度顯著減少(張良、徐翔,2020)。在家庭生命周期最后階段即解體階段,城市居民教育回報率下降2.6%,農(nóng)村居民教育回報率下降6.7%,表現(xiàn)出老年居民的教育回報率特征。對于這部分居民而言,可能已經(jīng)由于隔代照料行為而減少勞動參與(鐘搏,2022)。同時,隨著年齡增長,老年人的勞動供給時間必然下降,尤其是高教育水平老年人的收入下降程度更高(丁守海、蔣家亮,2012)。

6 城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

6.1 城鄉(xiāng)基礎(chǔ)差異

由于勞動力市場中城鄉(xiāng)居民競爭力不同,教育收益本身就存在城鄉(xiāng)差異(鈔小靜、沈坤榮,2014)。表5對城鄉(xiāng)基礎(chǔ)差異進行了總結(jié),上半部分是城鄉(xiāng)居民不同家庭生命周期對教育回報率的邊際影響及相同周期下的城鄉(xiāng)差異;下半部分是下一家庭周期對教育回報率的邊際影響減去上一家庭周期對教育回報率的邊際影響,城鄉(xiāng)差異為家庭生命周期影響教育回報率的效應(yīng)之差(城市-農(nóng)村)。

表5 家庭生命周期及其變動影響教育回報率的城鄉(xiāng)差異

表5顯示,在家庭成熟階段(周期3),農(nóng)村居民教育回報率比城市居民多下降0.2%,考慮到隔代撫養(yǎng)在城市會因為更好的社會托育服務(wù)而減少,農(nóng)村居民勞動時間被家庭因素擠壓的程度可能更高(曹信邦、童星,2021)。在家庭擴展階段(周期4),城市居民教育回報率會比農(nóng)村居民多下降1.5%,這意味著相比農(nóng)村居民常見的外出務(wù)工而減少家庭養(yǎng)老照料,城市居民與老年父母的接觸更多,勞動時間可能不得不面臨更強的“擠出效應(yīng)”,教育回報下降明顯(張翠娥、陳子璇,2021)。在家庭解體階段(周期5),農(nóng)村居民教育回報率比城市居民多下降4.1%,考慮到教育水平高的農(nóng)村居民往往更容易獲得較高收入,當進入老年而很難外出務(wù)工,相比青壯年時代收入下降顯著,意味著教育回報率下降程度更高(葉光,2015)。

表5下半部分揭示了家庭生命周期變動對教育回報率的影響。當家庭從成長階段進入成熟階段,城市居民和農(nóng)村居民的教育回報率分別下降1%和1.8%,表明相比無子女時期,子女的成長照料對較高教育水平的農(nóng)村父母動供給的擠出效應(yīng)更大。當家庭從成熟階段進入擴展階段,城市居民和農(nóng)村居民的教育回報率分別下降3.1%和1.4%,表明相比只需要照顧子女的時期,“上有老、下有小”的家庭結(jié)構(gòu)帶出了更多的家庭照料需求并對較高教育水平的城市居民影響更大。當家庭從擴展階段進入解體階段,城市居民教育回報率回升了2.1%,而農(nóng)村居民教育回報率繼續(xù)下降3.5%,上述城鄉(xiāng)差異反映了城鄉(xiāng)老年人口面臨的教育回報率現(xiàn)實,即相比城市老年居民以退休金為代表的穩(wěn)定收入,教育水平較高的農(nóng)村老年居民失去了青壯年時代外出務(wù)工的機會,教育回報率明顯下降。

6.2 不同收入下的城鄉(xiāng)差異

考慮到不同收入群體的教育回報率有天然差異,因此不同收入居民的教育回報受家庭的影響也可能不同(楊宜勇、王伶鑫,2021)。本研究進一步將居民收入劃分為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9等五個分位點并進行分位數(shù)回歸,考察不同收入水平下家庭生命周期對城鄉(xiāng)教育回報率的影響差異(1)限于篇幅,分位數(shù)回歸結(jié)果省略展示。?；诜治粩?shù)回歸結(jié)果,表6總結(jié)了收入不同分位數(shù)下,家庭生命周期對城鄉(xiāng)居民教育回報率的邊際影響。為了判斷城鄉(xiāng)差異,表6最下邊部分還包含了家庭生命周期對教育回報率邊際影響的城鄉(xiāng)差異(城市-農(nóng)村)。表6城市居民樣本結(jié)果表明,在家庭起步階段,0.5和0.75收入分位的居民教育回報率比同收入群體中其他家庭階段居民的教育回報率分別高4.7%和4.6%,表明高收入新婚家庭的教育回報率最為理想。相反,在所有樣本中,家庭擴展階段處于0.1分位低收入居民的教育回報率下降最顯著(8.5%),表明養(yǎng)育子女與照料老年父母的雙重壓力對低收入城市居民教育回報率的負面影響最大。表6農(nóng)村居民樣本結(jié)果表明,在家庭起步階段,僅0.75收入分位居民的教育回報率顯著上升2.7%;在其他家庭階段,教育回報率均有下降,其中處于0.1收入分位的低收入居民的教育回報率在家庭成熟期、擴展期、以及解體期分別下降3.9%、5.6%以及12.2%,符合已有研究中農(nóng)村居民教育回報受家庭影響而變化的規(guī)律(鐘搏,2022)。整體而言,教育回報率受家庭生命周期影響而下降的程度隨著收入提高而減弱。從現(xiàn)實來看,低收入農(nóng)村居民一般面臨外部資源劣勢,家庭撫養(yǎng)及贍養(yǎng)壓力難以通過外界調(diào)節(jié),更容易犧牲勞動時間照料家庭或者就近就業(yè)從而導(dǎo)致教育回報率下降(柴化敏等,2021)。

表6 不同收入下家庭生命周期影響教育回報率的城鄉(xiāng)差異

表6的城鄉(xiāng)對比結(jié)果表明,處于相同家庭生命周期與收入水平的城鄉(xiāng)居民,城市居民教育回報率整體上受家庭生命周期的影響較小。在家庭擴展階段,除了收入0.1分位的城市居民教育回報率相比農(nóng)村居民下降幅度多,其他收入分位的農(nóng)村居民教育回報率下降幅度均多于城市居民。尤其是在0.75與0.9收入分位的高收入群體中,農(nóng)村居民教育回報率相比城市居民的下降幅度最多。在家庭解體階段,所有農(nóng)村居民的教育回報率下降幅度均多于城市居民,可能與農(nóng)村老人面臨的教育回報劣勢相關(guān),可能是因為在老齡階段,教育對農(nóng)村居民參與就業(yè)的促進作用明顯弱于對城市居民參與就業(yè)的促進作用(曾旭暉、鄭莉,2016)。此外,如果同樣被隔代照料責任牽絆,城市家庭可能有更多社會托育服務(wù)而減輕老年人負擔,而農(nóng)村老年人則可能因為不得不全身心投入隔代照料而減少勞動參與并表現(xiàn)為更低的教育回報率(彭爭呈等,2019)。

6.3 不同收入家庭生命周期變動影響教育回報率的城鄉(xiāng)差異

考慮到收入差異下家庭因素對城鄉(xiāng)居民教育回報的影響可能不同,表7圍繞收入分位的不同組,基于分位數(shù)回歸結(jié)果總結(jié)了當家庭跨入到下一周期后教育回報率因家庭生命周期變動的變化情況及其城鄉(xiāng)差異,周期差異為下一周期對教育回報率的效應(yīng)減去上一周期對教育回報率的效應(yīng),城鄉(xiāng)相鄰周期影響差異為相同收入水平下,城市居民教育回報率周期差異減去農(nóng)村居民教育回報率周期差異,以衡量相同收入分位點下,城鄉(xiāng)居民教育回報率受家庭生命周期影響的差異。

表7 不同收入家庭生命周期變動影響教育回報率的城鄉(xiāng)差異

城市樣本結(jié)果表明,整體而言,在家庭起步階段至家庭擴展階段的發(fā)展過程中,家庭每向前發(fā)展一個階段,城市居民的教育回報率大都會受到家庭的影響而下降;當家庭擴展階段發(fā)展為解體階段,城市居民的教育回報率反而因為家庭周期改變而出現(xiàn)反彈現(xiàn)象。在收入差異上,當家庭從成長階段進入成熟階段,0.1與0.25收入分位的低收入城市居民的教育回報率受影響程度最深,下降程度也最顯著;當家庭從擴展階段進入解體階段,0.9收入分位的城市居民教育回報率上升最明顯。就現(xiàn)實而言,高收入城市居民往往因為高教育水平而儲備穩(wěn)定的退休收益,即便由于在“上有老、下有小”階段減少就業(yè)投入,但是其老年后相對穩(wěn)定的退休收入最終表現(xiàn)為個人教育回報率的反彈(黃乾、方守林,2022)。農(nóng)村樣本結(jié)果表明,整體而言,在家庭生命周期進程中,所有農(nóng)村居民的教育回報率所受到的來自家庭的影響都在加深。尤其是當家庭由擴展階段發(fā)展為解體階段時,農(nóng)村居民教育回報率的下降幅度最大。在收入差異上,處于0.1收入分位的低收入農(nóng)村居民在家庭生命周期進程中的教育回報率變化最顯著,表明農(nóng)村低收入群體在經(jīng)歷已有的“低教育水平+低教育回報”同時,還受到來自家庭發(fā)展變化的影響,教育回報率的下降趨勢更明顯。

基于同一收入群體,本研究進一步比較了城鄉(xiāng)居民教育回報率在家庭周期變動中的變化差異。表7結(jié)果表明,在相同收入水平下,農(nóng)村居民的教育回報率相比城市居民更容易因為家庭階段不同而變化。其中,當家庭由成長期步入成熟期,0.1收入分位低收入人群中的城市居民教育回報率與農(nóng)村居民教育回報率的變動差異最大,表明低收入群體中因為子女成長、教育等照料而導(dǎo)致的夫妻勞動投入下降現(xiàn)象在城鄉(xiāng)之間明顯不同。當家庭由成熟期步入擴展期,在0.1收入分位的低收入者與0.9收入分位的高收入者中,城市居民教育回報率與農(nóng)村居民教育回報率的變動差異最大,表明“多代同堂”家庭模式對低收者和高收入者教育回報的影響在城鄉(xiāng)間差異最大。當家庭由擴展期步入解體期,0.1收入分位低收入人群中的城市居民教育回報率與農(nóng)村居民教育回報率的變動差異最大,此時城市居民教育回報率反而回升。

7 結(jié)論與不足

隨著老齡化、少子化以及城鄉(xiāng)人口遷移,家庭發(fā)展變化帶來了更多的家庭支持需求,對居民教育回報率的影響可能顯現(xiàn)。本研究構(gòu)建了五階段的家庭生命周期并考察其對城鄉(xiāng)居民教育回報率的影響。首先,家庭生命周期后半階段對居民教育回報率有顯著影響,家庭需求對勞動力勞動參與形成擠出效應(yīng)。從家庭成熟階段開始,隨著養(yǎng)育子女、照顧老人等需求增多,教育回報率持續(xù)下滑,農(nóng)村居民相比城市居民下滑的程度更明顯。其次,家庭生命周期對居民教育回報率的影響存在城鄉(xiāng)差異,農(nóng)村居民更容易在家庭照顧需求增加時受影響而減少勞動投入,農(nóng)村居民劣勢表明農(nóng)村隔代照料的增多以及農(nóng)村老年人稀缺的務(wù)工機會對其教育回報形成消極影響。第三,家庭生命周期的動態(tài)變化對居民教育回報率有顯著影響。在家庭從成長階段發(fā)展為成熟階段,農(nóng)村居民教育回報率的下降幅度高于城市居民;當家庭成熟階段發(fā)展為擴展階段,城市居民教育回報率的下降幅度高于農(nóng)村居民;當家庭擴展階段發(fā)展為解體階段,城市居民教育回報率受到的負面影響減弱了,而農(nóng)村居民教育回報率繼續(xù)下滑。在收入差異上,低收入農(nóng)村居民教育回報率下降更多,表明在當前老齡化、青壯年外流以及少子化趨勢下,農(nóng)村居民是教育回報率變動的高敏感群體。在家庭擴展階段的低收入人群中,城市居民教育回報率的下降幅度高于農(nóng)村居民,表明城市中低收入中青年居民的教育回報率面臨更大挑戰(zhàn)。在動態(tài)層面,家庭周期變化對農(nóng)村居民教育回報率的負面沖擊始終存在,低收入人群受到的影響最大,表明農(nóng)村居民更容易因為家庭周期的動態(tài)變化而面臨教育回報率下降風險。低收入居民的教育回報率因為家庭周期變動而下降的城鄉(xiāng)差異最大,表明農(nóng)村托育與養(yǎng)老等需求的增加對農(nóng)村低收入者勞動就業(yè)的擠占效應(yīng)更顯著。

本研究存在一定的局限性。首先,家庭周期變動往往持續(xù)數(shù)十年,現(xiàn)有數(shù)據(jù)缺乏符合家庭生命周期時間規(guī)律的長期追蹤,本研究僅使用截面數(shù)據(jù)進行探討存在局限性,因此主要結(jié)論需要后續(xù)縱貫跟蹤數(shù)據(jù)的驗證。其次,本研究雖然在數(shù)據(jù)篩選與計量模型上嘗試解決內(nèi)生性問題,但是在樣本偏差和控制自選擇問題上仍然存在局限性?？紤]到居民勞動決策與家庭需求的動態(tài)變化,教育回報率的變動可能衍生新的規(guī)律,例如返回學校繼續(xù)接受教育等趨勢,需要運用更新數(shù)據(jù)進行動態(tài)檢驗。