李新榮 曹小勇 張姍姍

摘 要：代際人力資本投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉。但實(shí)證顯示，相較于男性而言女性更愿意將家庭資源配置在子女教育上。通過(guò)構(gòu)建人力資本代際傳遞模型，從勞動(dòng)生產(chǎn)率折舊率的角度解釋女性對(duì)子代人力資本投資的偏好，并利用2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)、工具變量?jī)呻A段實(shí)證發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)生產(chǎn)率折舊率更高的女性當(dāng)其家庭決策地位提升時(shí)，該家庭的代際人力資本投資比重將顯著增加，且存在城鄉(xiāng)差異。但是，不論城鄉(xiāng)，男孩因未來(lái)勞動(dòng)生產(chǎn)率更高而獲得更多的人力資本投資，這表明針對(duì)婦女開(kāi)展扶貧項(xiàng)目，提高婦女在家庭中的地位將更加有助于增加子代人力資本投資。

關(guān)鍵詞：家庭地位;人力資本;性別偏好;勞動(dòng)生產(chǎn)率

文章編號(hào)：2095-5960（2021）04-0074-09;中圖分類號(hào)：F323.6

;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、前言

代際人力資本投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉。[1]對(duì)個(gè)人而言，代際人力資本投資可以提高子代的合法工作收入;[2]對(duì)社會(huì)而言，通過(guò)提高代際流動(dòng)性，進(jìn)而提高社會(huì)的平等性。[3]代際人力資本投資主要來(lái)自家庭投資和公共投資，但是家庭投資是子代人力資本差異的根源。[4]如果基于傳統(tǒng)共同偏好模型分析家庭內(nèi)部決策，一般假設(shè)所有家庭成員共同追求整體家庭效用的最大化。然而，實(shí)證證據(jù)大多不支持這一模型的假設(shè)， 反而表明家庭中的丈夫和妻子往往有不同的偏好。[5]例如，妻子會(huì)比丈夫更傾向于將家庭資源配置在教育和健康上[6]，而丈夫會(huì)更多分配到煙酒方面[7]。那么妻子為什么與丈夫的偏好不同？婦女家庭地位的變化是否會(huì)對(duì)代際人力資本投資產(chǎn)生影響？對(duì)這一問(wèn)題的回答不僅具有重大的理論價(jià)值，更會(huì)對(duì)當(dāng)前的“婦女扶貧”“共同發(fā)展”提供重要的政策意義。

本文通過(guò)構(gòu)建人力資本代際傳遞模型，基于家庭代際間關(guān)系的交換動(dòng)機(jī)假設(shè)[8]，認(rèn)為父母通過(guò)生育并撫養(yǎng)教育子女來(lái)達(dá)到養(yǎng)老目的，子女可被視為投資品。一方面父母雙方中隨著年齡增長(zhǎng)導(dǎo)致工資率下降更快的一方將更加愿意投資，另一方面投資回報(bào)率更高的子女將獲得更多的人力資本投資。其作用機(jī)制是：父母將對(duì)子女的照顧和支持比做一種投資策略或保險(xiǎn)行為[9，10]，當(dāng)父母因退休或年老導(dǎo)致工資率下降時(shí)，這種貨幣和時(shí)間的交換行為可以形成一種保險(xiǎn)機(jī)制。不論城鄉(xiāng)，女性因承擔(dān)人口再生產(chǎn)和社會(huì)再生產(chǎn)雙重職責(zé)導(dǎo)致其在職業(yè)準(zhǔn)入、職業(yè)穩(wěn)定、職業(yè)升遷、職業(yè)收入等各個(gè)方面均受到職業(yè)歧視，且人力資本折舊速度更快。[11-13]中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年的人均勞動(dòng)收入數(shù)據(jù)（表1）顯示城市老年男性（60歲以上①[①《國(guó)務(wù)院關(guān)于工人退休、退職的暫行辦法》 （國(guó)發(fā)〔1978〕104號(hào)）文件所規(guī)定的退休年齡依性別、職稱、工種有10歲左右的差距，但最大年齡是60歲，故本文選60歲作為老年樣本的起始年齡。 ]）的年均收入是4496.17元，僅為城市青年男性的年均收入的22.36%，而城市老年女性的年均收入是1378.33元，是城市青年女性年均收入的11.38%;農(nóng)村老年男性的年均收入是1833.08元，是農(nóng)村青年男性年均收入的14.46%，農(nóng)村老年女性的年均收入是482.02元，是農(nóng)村青年女性年均收入的8.57%;不分城鄉(xiāng)女性平均收入均顯著低于同齡男性的，且隨著年齡上升，女性平均收入下降得更快，所以女性投資子代人力資本的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。于學(xué)軍和侯風(fēng)云均發(fā)現(xiàn)成年女性的人力資本投資收益率比男性低[11，12]，且不存在城鄉(xiāng)差異，那么投資回報(bào)率更高的男孩將獲得更多的人力資本投資。本文利用CFPS2014的數(shù)據(jù)驗(yàn)證人力資本代際傳遞的理論模型，結(jié)果表明，為了提高我國(guó)居民尤其是弱勢(shì)群體的代際流動(dòng)性，針對(duì)婦女開(kāi)展扶貧項(xiàng)目，其結(jié)果可能更加有助于提高子代人力資本，得到長(zhǎng)期的效果①[①墨西哥的“繁榮計(jì)劃”為例，其通過(guò)補(bǔ)貼母親，使得兒童上學(xué)率提高24%，輟學(xué)率下降了6%，同時(shí)降低了女童輟學(xué)率，其受益家庭的子女就業(yè)率提高了37%，平均每星期比沒(méi)有參加“繁榮計(jì)劃”的子女多工作9個(gè)小時(shí)，而且還掙更高的小時(shí)工資。 ]。

二、文獻(xiàn)綜述

代際人力資本投資的影響因素一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的重點(diǎn)[14]，例如借貸約束、資源配置偏好、利他主義等。我們把這些因素歸并為以下兩類。 第一類從居民家庭異質(zhì)性的微觀視角出發(fā)，就居民家庭特征對(duì)其子代人力資本投資的影響進(jìn)行研究，包括家庭的社會(huì)人口學(xué)特征，如家庭收入和其面臨的借貸約束、父母的受教育程度、子女性別和子女?dāng)?shù)量等。就家庭收入和其面臨的借貸約束而言，Schultz首先發(fā)現(xiàn)家庭收入與教育支出的正向關(guān)系，其后在美國(guó)、土耳其[15]和中國(guó)均被發(fā)現(xiàn)[1，16，17]。進(jìn)一步，Chung & Choe基于韓國(guó)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)母親的收入而非父親的收入與子女教育支出成正相關(guān)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)丈夫與妻子在家庭資源配置上的異質(zhì)性。 [18]就父母的受教育程度而言，與子女教育支出存在顯著正相關(guān)系。[19]就子女的結(jié)構(gòu)而言，谷宏偉和楊秋平發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量與人力資本投資的正向關(guān)系，但是在我國(guó)家庭對(duì)子代人力資本投資具有性別偏好。[20，21]一般而言，家庭的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位與其子代人力資本投資程度正相關(guān)。 第二類是從居民所處的外部環(huán)境出發(fā)，地區(qū)之間的異質(zhì)性顯著，Chung & Choe指出亞洲父母普遍更注重子女的教育[18]，而韓軍輝和柳典宏則發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市家庭子代人力資本總支出遠(yuǎn)高于農(nóng)村家庭[22]。

學(xué)術(shù)界亦有很多文獻(xiàn)是關(guān)于婦女家庭地位的。在新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)理論框架下，夫妻的家庭地位和相對(duì)議價(jià)能力以及所產(chǎn)生的后果一般基于共同偏好模型和納什議價(jià)模型框架討論。[23，24]關(guān)于夫妻家庭地位變化的影響，之前的研究發(fā)現(xiàn)婦女家庭地位提高將減少本人的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和家務(wù)分擔(dān)比例[25，26]，增加其營(yíng)養(yǎng)攝入，改善身體健康狀況等[27]。但是，關(guān)于影響資源配置偏好的因素還沒(méi)有被充分討論。

三、理論模型

建立包含人力資本折舊的人力資本代際傳遞的兩期模型。在第一期，個(gè)體用勞動(dòng)l進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)出的產(chǎn)品為f（l），主要用于當(dāng)期的個(gè)人消費(fèi)和對(duì)子女的投資k。

c1+k=f（l）?? （1）

在第二期，個(gè)體繼續(xù)用勞動(dòng)進(jìn)行生產(chǎn)，因勞動(dòng)者隨年齡上升導(dǎo)致其勞動(dòng)生產(chǎn)效率下降[11，12]，故引入?yún)?shù)0<λ<1，該期的消費(fèi)等價(jià)于第一期的投資回報(bào)及第二期的實(shí)際產(chǎn)出。

c2=λf（l）+kr? （2）

其中λ越小說(shuō)明生產(chǎn)效率越低，r是投資回報(bào)率。

個(gè)體的總目標(biāo)函數(shù)是凹函數(shù)：U（c1，c2 ）=U（c1 ）+βU（c2 ）

一階導(dǎo)： U′（f（l）-k* ）-βrU（λf（l）+k* r）=0

如果k=k（β，λ，r），首先，對(duì)λ求導(dǎo)數(shù)：

U″（f（l）-k* ）? （dk*）dλ+βrU″ （λf（l）+k* r）（f（l）+r （dk*）dλ）=0

dk*dλ=-βrU″（λf（l）+k* r）f（l）U″ （f（l）-k* ）+βr2 U″（λf（l）+k* r ）<0

當(dāng)λ值減小，則k*將增大。一般勞動(dòng)市場(chǎng)中，女性的勞動(dòng)生產(chǎn)率隨著年齡的增加而下降更快，與城市女性相比，農(nóng)村女性勞動(dòng)生產(chǎn)率下降得更快，那么

假說(shuō)一：女性投資子女的教育的動(dòng)機(jī)更強(qiáng);

假說(shuō)二：農(nóng)村女性投資子女的教育動(dòng)機(jī)更強(qiáng);

其次，對(duì)r求導(dǎo)數(shù)：

U″（f（l）-k* ）? （dk*）dr+βU′（λf（l）+k* r）+βrU″（λf（l）+k* r）（k*+r （dk*）dr）=0

dk*dr=-βU′（λf（l）+k* r）+βrU″（λf（l）+k* r） k*）（U″（f（l）-k* ）+βr2 U″（λf（l）+k* r） ）0

當(dāng)r值增加，財(cái)富效應(yīng)是相同的投資導(dǎo)致更多的回報(bào)，個(gè)體將增加第一期消費(fèi)減少投資，替代效應(yīng)是當(dāng)前的投資可以換取更多未來(lái)的消費(fèi)，個(gè)體將減少第一期消費(fèi)增加投資，增加第二期的消費(fèi)，如果替代效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，那么r值增加時(shí)，個(gè)體增加投資，相反當(dāng)替代效應(yīng)小于財(cái)富效應(yīng)，那么r值增加時(shí)，個(gè)體減少投資。一方面在勞動(dòng)就業(yè)市場(chǎng)中，不分城鄉(xiāng)，性別歧視導(dǎo)致男性的工資率比相同職位女性高，男孩的人力資本投資收益率高于女孩[11，12]，另一方面在婚姻市場(chǎng)中，女孩出嫁后回饋父母的金錢(qián)、物品和時(shí)間均比男孩少，女孩的投資收益率顯著小于男孩，那么母親如果替代效應(yīng)占優(yōu)則投資男孩更多，如果財(cái)富效應(yīng)占優(yōu)則投資男孩更少，那么

假說(shuō)三：男孩獲得的人力資本投資更多。

四、數(shù)據(jù)、變量與統(tǒng)計(jì)分析

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于CFPS2014、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（一）主要變量定義及其測(cè)量

1.被解釋變量

被解釋變量子代人力資本投資采用“子代教育總支出占家庭總支出比重”（Educratio），用以衡量家庭對(duì)子女教育的重視程度，子代教育總支出的數(shù)據(jù)來(lái)自調(diào)查問(wèn)卷中“過(guò)去12個(gè)月教育總支出——過(guò)去12個(gè)月，您家直接為這個(gè)孩子支付的教育總支出約為多少元？”①[①家庭為孩子支付的教育支出包括托兒費(fèi)、學(xué)雜費(fèi)、書(shū)費(fèi)、教育軟件費(fèi)、交通費(fèi)、擇校贊助費(fèi)、在?；锸迟M(fèi)、住宿費(fèi)、課外輔導(dǎo)費(fèi)、其他費(fèi)用等。 ]問(wèn)題的回答，考慮到多子女家庭，需要把各個(gè)子女獲得的教育投資數(shù)額加總，家庭總支出的數(shù)據(jù)來(lái)自問(wèn)卷中“過(guò)去12個(gè)月總支出——過(guò)去12個(gè)月，包括衣食住行等日常開(kāi)銷(xiāo)、教育、醫(yī)療、文化休閑、出人情禮等，您家各項(xiàng)支出加在一起的總支出有多少元”問(wèn)題的回答。一般而言，子代教育支出比例數(shù)值越大，說(shuō)明家庭代際人力資本投資越多。

2.解釋變量

（1）婦女家庭地位（Status）。劉啟明[28]對(duì)婦女家庭地位的定義是婦女在家庭中享有的威望和控制家庭資源的權(quán)力。因此，基于徐安琪[29]的經(jīng)常性管理權(quán)重說(shuō)、重大家庭事務(wù)決定說(shuō)、受訪者客觀認(rèn)同說(shuō)、多元指標(biāo)綜合說(shuō)、家庭實(shí)權(quán)測(cè)量說(shuō)五個(gè)維度綜合測(cè)量②[②對(duì)婦女家庭地位測(cè)度也可依據(jù)非勞動(dòng)收入、女性結(jié)婚嫁妝價(jià)值、夫妻雙方的相對(duì)收入、與母親頭胎孩子性別等。 ]婦女家庭地位。

基于調(diào)查問(wèn)卷中五個(gè)關(guān)于“請(qǐng)問(wèn)下面這些事在您家中主要由誰(shuí)說(shuō)了算”的問(wèn)題：①家用支出分配由誰(shuí)說(shuō)了算;②儲(chǔ)蓄、投資、保險(xiǎn)由誰(shuí)說(shuō)了算;③買(mǎi)房子由誰(shuí)說(shuō)了算;④子女的管教由誰(shuí)說(shuō)了算;⑤買(mǎi)高價(jià)格的消費(fèi)品（如冰箱、空調(diào)、成套家具）由誰(shuí)說(shuō)了算;當(dāng)決策者為女性時(shí)賦值為1，為男性時(shí)賦值為0，回答

為“不知道”“不確定”時(shí)賦值為0.5①[①回答為“不知道”“不確定”的樣本量為128個(gè)，占樣本總量的3.39%。為謹(jǐn)慎起見(jiàn)，我們亦刪除回答為“不知道”“不確定”的樣本，做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體估計(jì)結(jié)果與本文結(jié)論一致。 ]，即在該項(xiàng)事務(wù)上，父母雙方的話語(yǔ)權(quán)是同等重要的。我們基于上述五個(gè)問(wèn)題回答的賦值計(jì)算其均值作為婦女家庭地位的指標(biāo)。一般而言，數(shù)值越大，表示婦女在家庭內(nèi)話語(yǔ)權(quán)越大，相應(yīng)地其家庭地位越高。

（2）考慮到子代人力資本投資比重還受到其他因素的影響，為了盡可能地刻畫(huà)受訪者的異質(zhì)性特征，我們參考相關(guān)文獻(xiàn)選取了居民的個(gè)人特征、家庭特征變量等作為控制變量。個(gè)體變量包括：父母雙方和子女年齡，父母雙方是否參加社保，父母雙方受教育年限，子女受教育年限（考慮到早教投資，從托兒所開(kāi)始計(jì)算），子女性別是否為男孩;家庭特征變量包括：家庭子女?dāng)?shù)量，家庭居住是否在城市，家庭是否從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)，家庭收入、家庭存款和支出，家庭是否有房產(chǎn)，家庭過(guò)去12個(gè)月是否受到各種資助情況。

（3）模型中控制地區(qū)特征變量，加入人均地區(qū)生產(chǎn)總值以及地區(qū)農(nóng)村人口比重刻畫(huà)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平，同時(shí)加入北京、上海、東部、西部和中部5個(gè)地區(qū)虛擬變量②[②全國(guó)人大六屆四次會(huì)議通過(guò)的“七五”計(jì)劃正式公布東部、中部和西部的地區(qū)包括具體省份。其次，借鑒史宇鵬和李新榮等的做法，單獨(dú)創(chuàng)建了北京和上海的地區(qū)虛擬變量。 ]。

（二）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)，子代人力資本支出占家庭總支出的比重均值為0.194，即家庭過(guò)去12個(gè)月總支出中有19.4%用于子代教育支出，女性家庭地位均值為0.372，代表女性在家庭決策中話語(yǔ)權(quán)的比重約為37.2%，母親的受教育程度均值為7.778年，父親的受教育程度均值為8.27年，均為初中肄業(yè)水平。母親和父親的年齡均值分別為36.731歲和38.671歲左右;母親和父親社保參與率分別為60.9%和65.3%;子女年齡均值為7.122歲，子女受教育程度均值為6.19，即孩子正處于小學(xué)2年級(jí)左右狀態(tài);被調(diào)查家庭的子代中男孩約占54%，女孩占比45%;居住在城市的家庭樣本占比為42%;家庭子女?dāng)?shù)量約為2人;從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)的家庭比重為12.7%;家庭年收入均值為5.42萬(wàn)元，家庭存款均值約為2.68萬(wàn)元，家庭年支出額約為4.15萬(wàn)元;擁有房產(chǎn)的家庭比重約為89.5%;受到各類資助的家庭占調(diào)查家庭總數(shù)的64.9%;地區(qū)人均生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)均值為10.64，農(nóng)村人口比重均值為0.451。

五、模型設(shè)定與估計(jì)

（一）基準(zhǔn)模型設(shè)定

基準(zhǔn)方程如下：

Educratiojc=α0+α1 Statusjc+βXijc+γYjc+δZc+πc+μijc? （1）

其中被解釋變量Educratiojc是c地區(qū)j家庭子女教育總支出占家庭總支出的比重，解釋變量Statusjc表示c地區(qū)j家庭婦女家庭地位，Xijc是個(gè)體特征變量，包括父母雙方的年齡、受教育程度、是否參與社保;Yjc代表家庭特征變量，包括家庭居住地是否城市、子女?dāng)?shù)量、家庭是否從事個(gè)體私營(yíng)、家庭總收入、家庭存款額、家庭是否有房產(chǎn)、是否接受到資助;Zc代表地區(qū)特征變量，包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值和地區(qū)農(nóng)村人口比重，πc 是地區(qū)虛擬變量

①[①全國(guó)人大六屆四次會(huì)議通過(guò)的“七五”計(jì)劃正式公布東部、中部和西部的地區(qū)包括具體省份。其次，借鑒史宇鵬和李新榮等的做法，單獨(dú)創(chuàng)建了北京和上海的地區(qū)虛擬變量。 ]，μijc是隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中α1是我們關(guān)注的參數(shù)，表示婦女家庭地位對(duì)子代人力資本投資的影響，依據(jù)之前的探討，假說(shuō)一認(rèn)為女性家庭地位越高，子代人力資本總支出占家庭總支出比重越大，即α1>0。

（二）回歸結(jié)果分析

1.婦女家庭地位對(duì)子代人力資本投資的總體影響

表3顯示婦女家庭地位對(duì)子代人力資本投資的回歸結(jié)果，與假說(shuō)一的預(yù)測(cè)結(jié)果一致。第一列（模型1）為僅控制地區(qū)固定效應(yīng)，婦女家庭地位的系數(shù)為0.026，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，結(jié)果表明若婦女家庭地位增加0.1個(gè)單位，會(huì)使子代人力資本總支出的比重提高0.26%，以家庭每年總支出均值4.15萬(wàn)元為例，那么若婦女家庭地位增加0.1個(gè)單位，會(huì)使子代人力資本支出每年提高107.9元;第二列（模型2）為繼續(xù)加入父母特征變量（父母雙方的年齡、受教育程度、是否參與社保）的回歸結(jié)果，婦女家庭地位的系數(shù)為0.025，在1%的水平上仍然統(tǒng)計(jì)顯著;第三列（模型3）為繼續(xù)加入家庭特征變量（家庭是否居住城市、子女?dāng)?shù)量、家庭是否從事個(gè)體私營(yíng)、家庭總收入、家庭存款額、家庭是否有房產(chǎn)、家庭是否受到資助）以及地區(qū)特征變量（人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)和農(nóng)村人口比重）的回歸結(jié)果，女性家庭地位的系數(shù)減少為0.017，在10%的水平上仍然統(tǒng)計(jì)顯著，結(jié)果表明婦女家庭地位增加0.1單位會(huì)使子代人力資本總支出的比重提高0.17%。

其他控制變量方面，父親的年齡、父母的教育程度以及母親是否參與社保對(duì)子代人力資本相對(duì)支出的影響不顯著。家庭收入和存款均統(tǒng)計(jì)上顯著但是經(jīng)濟(jì)上不顯著。當(dāng)?shù)厝司a(chǎn)總值對(duì)子代人力資本支出具有正向顯著影響，而當(dāng)?shù)剞r(nóng)村人口比重的影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

2.考慮內(nèi)生性后，婦女家庭地位對(duì)子女教育支出影響

估計(jì)方程（1）面臨的主要問(wèn)題是婦女家庭地位可能與殘差項(xiàng)是相關(guān)的，這就是婦女家庭地位變量的內(nèi)生性問(wèn)題。其內(nèi)生性的來(lái)源可能是遺漏變量和測(cè)量誤差，例如，父母的價(jià)值觀念和地方文化等，邏輯在于當(dāng)父母認(rèn)可宿命論時(shí)，會(huì)直接影響子女接受教育的態(tài)度，進(jìn)而影響對(duì)子代人力資本投資，而秉承宿命論的父母一般家庭中婦女地位并不高;就測(cè)量誤差而言，主要是婦女家庭地位的衡量標(biāo)準(zhǔn)是一個(gè)多維度的概念，難以用某一變量全面衡量，例如，母親是否戶主身份、收入水平差異、教育水平差異、祖輩間教育收入水平差異等因素都會(huì)影響婦女家庭地位，受數(shù)據(jù)所限無(wú)法將所有因素考慮在內(nèi)，因此婦女家庭地位變量不可避免存在測(cè)量誤差問(wèn)題。

我們選擇該省其他婦女家庭地位的均值作為婦女家庭地位工具變量，我們初步認(rèn)為該省其他婦女家庭地位的均值與該戶家庭婦女家庭地位正相關(guān)，即該省婦女家庭地位均值越高，該戶婦女家庭地位越高，也即工具變量（該省其他婦女家庭地位的均值）與內(nèi)生變量（婦女家庭地位）直接相關(guān)。但是該省其他婦女家庭地位的均值不足以改變?cè)摷彝プ哟肆Y本投資，兩者沒(méi)有直接相關(guān)關(guān)系，即工具變量與被解釋變量不直接相關(guān)。同時(shí)我們注意到工具變量影響被解釋變量只能通過(guò)婦女家庭地位進(jìn)而影響子代人力資本投資這一渠道，即通過(guò)內(nèi)生變量的渠道。針對(duì)以上判斷工具變量是否合適的三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，即工具變量與內(nèi)生變量直接相關(guān)、工具變量與被解釋變量不直接相關(guān)、工具變量只能通過(guò)影響內(nèi)生變量來(lái)影響被解釋變量，我們?cè)谝韵碌膶?shí)證分析中提供了支持性的檢驗(yàn)結(jié)果。

在我們的樣本中，cov（該省其他婦女家庭地位均值，婦女家庭地位）=0.2665，在1%的統(tǒng)計(jì)性水平下顯著，cov（該省其他婦女家庭地位的均值，子代人力資本支出）=0.0557，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。從表4第一階段弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果可知，用該省其他婦女家庭地位均值作為工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald的F統(tǒng)計(jì)量為104.31，遠(yuǎn)大于10%偏誤下的臨界值16.38，即拒絕弱工具變量的假設(shè)。Durbin-Wu-Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果33.94，拒絕婦女家庭地位是外生變量的假設(shè)，需要用工具變量進(jìn)行估計(jì)。因此，選用上述工具變量估計(jì)女性家庭地位對(duì)子代人力資本投資影響是必要且合適的。

表5匯報(bào)了考慮到婦女家庭地位的內(nèi)生性后的回歸結(jié)果，與假說(shuō)一相符。說(shuō)明控制地區(qū)固定效應(yīng)、個(gè)體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量后的兩階段回歸結(jié)果，婦女家庭地位的系數(shù)由之前（表3第3列）的0.017上升到0.353，在1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明若以家庭每年總支出均值4.15萬(wàn)元為例，那么若婦女家庭地位增加0.1個(gè)單位，會(huì)使子女教育支出每年提高1464.95元。

3.穩(wěn)健性分析：婦女家庭地位對(duì)子代人力資本投資的家庭子女?dāng)?shù)量異質(zhì)性分析

子代人力資本投資是家庭內(nèi)部資源綜合決策的結(jié)果，家庭教育理念、子代人力資本支出的多寡與子女?dāng)?shù)量有關(guān)。[30]因此我們按照子女?dāng)?shù)量的多少分為單子女家庭和多子女家庭兩個(gè)子樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析。表6顯示不同子女?dāng)?shù)量家庭子樣本的回歸結(jié)果，與假說(shuō)一依然相符，但是邊際效應(yīng)略有差異，單子女家庭子代人力資本支出每年提高1037.5元，而多子女家庭子代人力資本支出每子女每年提高1049.95元。表6的第三列的婦女家庭地位與是否單子女家庭的交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)且不顯著，表明多子女家庭與單子女家庭中并不存在顯著異質(zhì)性。

4.穩(wěn)健性分析：婦女家庭地位對(duì)子代人力資本投資的城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

依據(jù)CFPS2014數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示（表1），城市老年女性的年均收入是1 378.33元，是城市青年女性年均收入的11.38%，農(nóng)村老年女性的年均收入是482.02元，是農(nóng)村青年女性年均收入的8.57%，與其城市同齡女性的平均收入相比，農(nóng)村女性的勞動(dòng)生產(chǎn)率隨著年齡上升而下降得更快，故假說(shuō)二認(rèn)為城市家庭和農(nóng)村家庭在子代人力資本投資上存在異質(zhì)性，且農(nóng)村婦女家庭地位提升對(duì)子代人力資本投資的邊際效應(yīng)可能更大。因此，我們將樣本分為農(nóng)村和城市進(jìn)行異質(zhì)性分析。表7的結(jié)果與假說(shuō)二相符，表明針對(duì)農(nóng)村婦女開(kāi)展幫扶工作，將更加有效。

5.穩(wěn)健性分析：以單個(gè)子女為分析對(duì)象的婦女家庭地位對(duì)子代人力資本投資影響的城鄉(xiāng)性別差異

于學(xué)軍和侯風(fēng)云均發(fā)現(xiàn)成年女性的人力資本投資收益率比男性低，且不存在城鄉(xiāng)差異[10，11]，故假說(shuō)三認(rèn)為不論城市還是農(nóng)村，婦女家庭地位的提高對(duì)男孩的人力資本投資的邊際效應(yīng)大于對(duì)女孩的。本部分不以家庭為研究對(duì)象，而是以子代個(gè)體為單位，以“單個(gè)子女的人力資本支出占家庭總支出的比重”為被解釋變量，按照農(nóng)村男孩、農(nóng)村女孩、城市男孩、城市女孩四個(gè)子樣本分別回歸。表8的結(jié)果與假說(shuō)三相符，表明不論城鄉(xiāng)，人力資本投資回報(bào)率更高的男孩將獲得更多的代際人力資本投資，但是，男孩與女孩獲得的人力資本投資差距在城市地區(qū)要小于農(nóng)村地區(qū)。

六、結(jié)論與政策啟示

代際人力資本投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉，研究影響代際人力資本投資的因素自然也是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)之一。之前的研究一般基于傳統(tǒng)共同偏好模型分析家庭內(nèi)部決策，假設(shè)所有家庭成員共同追求整體家庭效用的最大化，但是實(shí)證數(shù)據(jù)并不支持。遺憾的是，目前尚未有文獻(xiàn)構(gòu)建理論模型說(shuō)明父母雙方偏好差異的源泉，對(duì)代際人力資本投資會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響，亦沒(méi)有學(xué)者研究婦女家庭地位的變化對(duì)子代人力資本投資的影響是否會(huì)因子代性別的差異而存在系統(tǒng)性的差別。

本文首先構(gòu)建理論模型假設(shè)父母雙方的勞動(dòng)生產(chǎn)率折舊速度是不同的，模型結(jié)論認(rèn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率折舊更快的一方將更加愿意增加子代人力資本投資。其次利用2014年CFPS數(shù)據(jù)，實(shí)證分析我們的理論結(jié)論是否成立，即婦女家庭地位變化對(duì)子女人力資本投資的影響?？紤]到婦女家庭地位可能內(nèi)生于子代人力資本投資，我們采用該省其他婦女家庭地位的均值作為工具變量以處理婦女家庭地位的內(nèi)生性問(wèn)題。研究結(jié)果表明，婦女家庭地位提高確實(shí)會(huì)導(dǎo)致子代人力資本投資增加。通過(guò)使用居住所在地是否在城市測(cè)度婦女弱勢(shì)地位，我們的研究發(fā)現(xiàn)，與居住在城市的家庭相比，居住在農(nóng)村的家庭，婦女家庭地位提升對(duì)其子代人力資本投資的影響更大;進(jìn)一步，不論在城市還是在農(nóng)村，我們都發(fā)現(xiàn)人力資本投資回報(bào)率更高的男孩將獲得更多的代際人力資本投資，但是，男孩與女孩獲得的人力資本投資差距在城市地區(qū)要小于農(nóng)村地區(qū)。

婦女家庭地位提高對(duì)于提高她們子女的人力資本水平有幫助， 而這在長(zhǎng)期會(huì)有助于提高代際流動(dòng)性，消除家庭貧困。因此，針對(duì)婦女開(kāi)展扶貧項(xiàng)目，提高婦女在家庭中的地位， 或是讓更多的資助直接發(fā)放給她們，其結(jié)果可能更加有助于提高子代人力資本。

參考文獻(xiàn)：

[1]Schultz，T.P.“Investments in the Schooling and Health of Women and Men： Quantities and Returns”，Journal of Human Resources，1993，28（4）：694～734.

[2]Lochner，L.and E.Moretti，“The Effect of Education on Crime： Evidence from Prison Inmates，Arrests，and Self-Reports”，American Economic Review ，2004，94（1）：155～189.

[3]Cunha，F(xiàn).，and J.Heckman，“The Technology of Skill Formation”，American Economic Review，2007，97（2）：31～47.

[4]Thakurata，I.and E.D'Souza，“Child Labour and Human Capital in Developing Countries： a Multi-Period Stochastic Model”，Economic Modelling，2018，69（C）：67～81.

[5]Brown，P.H.“Dowry and Intrahousehold Bargaining： Evidence from China”，Journal of Human Resources ，2009，44（1）：25～46.

[6]Thomas，D.“Intra-Household Resource Allocation： an Inferential Approach”，Journal of Human Resources ，1990，25（4）：635～664.

[7]Phipps，S.P.Burton and L.Lethbridge，“In and Out of the Labour Market： Long-Term Income Consequences of Child-Related Interruptions to Women's Paid Work”，Canadian Journal of Economics/revue Canadienne Déconomique，20013，4（2）：411～429.

[8]Leopold，T.and T.Schneider，“Family Events and the Timing of Intergenerational Transfers”，Social Forces ，2011，90（2）：595～616.

[9]Silverstein，M.S.J.Conroy，H.Wang et al.“Reciprocity in Parent-Child Relations over the Adult Life Course”，The Journals of Gerontology Series B： Psychological Sciences and Social Sciences ，2002，57（1）：S3～S13.

[10]韋志明.村民自治下外嫁女問(wèn)題的困境、挑戰(zhàn)與出路[J].貴州民族研究，2019（7）：76～83.

[11]于學(xué)軍.城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期人力資本回報(bào)率研究[J].市場(chǎng)與人口分析，2000（1）：2～11.

[12]侯風(fēng)云.中國(guó)農(nóng)村人力資本收益率研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（2）：75～84.

[13]Parkman，A.M.“Unilateral Divorce and the Labor-Force Participation Rate of Married Women，Revisited”，American Economic Review ，1992，82（3）：671～678.

[14]張?zhí)K，朱媛.最優(yōu)代際人力資本投資研究新進(jìn)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018（5）：117～128.

[15]Tansel，A.and F.B.Bodur，“Private Supplementary Tutoring in Turkey Recent Evidence on Its Various Aspects”，Social Science Electronic Publishing ，2008，9（1）：162～171.

[16]Ringo，D.“Parental Credit Constraints and Child College Attendance”，Education Finance and Policy ，2019，14（4）：548～571.

[17]薛海平，丁小浩.中國(guó)城鎮(zhèn)學(xué)生教育補(bǔ)習(xí)研究[J].教育研究，2009（1）：39～46.

[18]Chung，Y.S.，Choe，M.K.“Sources of Family Income and Expenditure on Children's Private，After-School Education in Korea”，International Journal of Consumer Studies，2010，25（3）：193～199.

[19]洪巖璧，趙延?xùn)|.從資本到慣習(xí)：中國(guó)城市家庭教育模式的階層分化[J].社會(huì)學(xué)研究，2014（4）：73～93.

[20]谷宏偉，楊秋平.收入和子女?dāng)?shù)量對(duì)城市家庭教育投資行為的影響——基于大連市的實(shí)證研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014（5）：127～34.

[21]Parish，W.L.and R.J.Willis.“Daughters，Education，and Family Budgets Taiwan Experiences”，Journal of Human Resources ，1993，28（4）：863～898.

[22]韓軍輝，柳典宏.家庭教育投資行為的城鄉(xiāng)比較與演化博弈[J].教育學(xué)術(shù)月刊，2017（2）：54～60.

[23]Pollak，R.A.“For Better or Worse： the Roles of Power in Models of Distribution Within Marriage”，American Economic Review ，1994，84（2）：148～152.

[24]吳桂英.家庭內(nèi)部決策理論的發(fā)展和應(yīng)用：文獻(xiàn)綜述[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2002（2）：70～80.

[25]齊良書(shū).議價(jià)能力變化對(duì)家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間配置的影響——來(lái)自中國(guó)雙收入家庭的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（9）：78～90.

[26]劉娜，Anne de Bruin.家庭收入變化、夫妻間時(shí)間利用與性別平等[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（11）：117～143.

[27]吳曉瑜，李力行.母以子貴：性別偏好與婦女的家庭地位——來(lái)自中國(guó)營(yíng)養(yǎng)健康調(diào)查的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)，2011（3）：869～886.

[28]劉啟明.中國(guó)婦女家庭地位研究的理論框架及指標(biāo)建構(gòu)[J].中國(guó)人口科學(xué)，1994（6）：1～9.

[29]徐安琪.夫妻權(quán)力和婦女家庭地位的評(píng)價(jià)指標(biāo)：反思與檢討[J].社會(huì)學(xué)研究，2005（4）：134～152.

[30]仇煥廣，靖騏亦.母親嫁妝對(duì)子女參與課外教育的影響——來(lái)自CFPS2014數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2018（4）：79～88.

Women s Family Status and Its Impacts on Childrens Human Capital Investment

LI Xin-rong，CAO Xiao-yong，ZHANG Shan-shan

（1.School of economics，Central University of Finance and economics，Beijing 100081，China;2.School of international economics and trade，University of international business and economics，Beijing 100029，China;3.Sina Finance，Beijing 100034，China）

Abstract：

The accumulation of human capital is an important source of economic growth.Firstly，this paper constructs a theoretical model which assumes that the depreciation rate of labor force productivity is different between father and mother.Our model concludes that women will be more willing to increase the childrens human capital investment because of their faster depreciation of labor force productivity.Secondly，empirical evidence from household education investment decisions in the CFPS （2014） data suggests that the improvement of womens family status significantly increases the proportion of childrens human capital investment，and this effect is more obvious for rural female groups.Furthermore，sons get more human capital investment over all.This suggests that poverty alleviation projects targeting women，especially improving womens family status，will be more conducive to improve childrens human capital.

Key words：

family status;human capital investment;gender preference;labor force productivity

責(zé)任編輯：蕭敏娜

收稿日期：2020-12-23

基金項(xiàng)目：北京市自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（9212018）;中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金和中央財(cái)經(jīng)大學(xué)科研創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃資助。

作者簡(jiǎn)介：李新榮（1980—）青海民和人，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，研究方向?yàn)閯趧?dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)與發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué);曹小勇（1979—）湖北公安人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院教授，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué);張姍姍（1993—），山東青島人，新浪金融分析師，研究方向?yàn)閯趧?dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)。