姚欣悅

安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 淮南 230000

0 引言

近年來，隨著我國人口老齡化進(jìn)程不斷加快，農(nóng)村老年人口數(shù)量不斷增加，養(yǎng)老問題日益凸顯。為了保障農(nóng)村居民老年基本生活，國務(wù)院決定從2009 年起開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡稱新農(nóng)保）試點(diǎn)，并提出在2020 年之前基本實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)村適齡居民的全覆蓋。

教育是人力資本提升和積累的重要方式，對(duì)國家發(fā)展和進(jìn)步起到至關(guān)重要的作用［1］。一直以來，我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平懸殊，農(nóng)村居民支出受限于不穩(wěn)定收入來源及對(duì)未來的風(fēng)險(xiǎn)防控，對(duì)子女的教育支出普遍偏低，同時(shí)存在“男孩偏好”現(xiàn)象。新農(nóng)保政策的實(shí)施，不僅有利于緩解農(nóng)村突出的養(yǎng)老問題，而且作為一項(xiàng)穩(wěn)定的收入來源，可能會(huì)影響家庭的教育預(yù)算，進(jìn)而改變家庭教育決策。為此，筆者主要探討新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭教育支出的影響。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 新農(nóng)保政策的影響研究

我國學(xué)者針對(duì)新農(nóng)保政策的影響做了大量研究，主要集中在對(duì)消費(fèi)與儲(chǔ)蓄、社會(huì)養(yǎng)老、人力資本和代際支持等方面。張川川等［2］研究認(rèn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅可以改善老年居民的生活條件，提高其福利水平，而且會(huì)對(duì)子女生活提升產(chǎn)生更大影響。周廣肅等［3］通過研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保不僅可以使農(nóng)村老年人的養(yǎng)老生活得到保障，而且對(duì)于縮小消費(fèi)差距、提高整個(gè)社會(huì)分配的公平性也具有重要意義。王建英等［4］通過研究發(fā)現(xiàn)，繳費(fèi)參與新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村低收入家庭的貧困脆弱性具有顯著削弱作用。

1.2 新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響研究

當(dāng)前，較少有學(xué)者研究新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響。龐麗梅［5］基于中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2010—2016 年微觀面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法（Differences-in-Differences，DID）研究農(nóng)民參加新農(nóng)保對(duì)子女教育投資的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民參加新農(nóng)保有利于促進(jìn)對(duì)子女的教育投資，基于傾向得分匹配的雙重差分估計(jì)（PSM-DID）結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭子女教育投資的促進(jìn)作用。肖婉珍［6］選取CFPS 2018 年的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Probit 等計(jì)量模型，對(duì)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭子女教育支出的總體影響及其對(duì)不同地區(qū)、不同養(yǎng)老負(fù)擔(dān)、不同收入的農(nóng)村家庭子女教育支出的影響進(jìn)行實(shí)證研究。張?zhí)K等［7］利用CFPS 2018 年的數(shù)據(jù)，評(píng)估新農(nóng)保政策對(duì)家庭教育支出的影響，發(fā)現(xiàn)老年人參加新農(nóng)保會(huì)顯著提高其家庭教育支出水平，并且這種效果因參與人與子女的關(guān)系、婚姻狀態(tài)、性別和家庭收入的不同而表現(xiàn)出明顯差異。

現(xiàn)有文章針對(duì)二者之間的討論多采用單期截面數(shù)據(jù)，忽略了時(shí)間因素對(duì)教育支出的影響。因此，筆者特選取3期面板數(shù)據(jù)，同時(shí)考察不同樣本特征的異質(zhì)性。

2 變量選取和模型設(shè)定

2.1 變量選取

被解釋變量為家庭教育支出。根據(jù)問卷中“過去12個(gè)月教育總支出（元/年）”的回答來統(tǒng)計(jì)家庭教育支出，并對(duì)其取對(duì)數(shù)，避免極端值的影響。

解釋變量為是否參加新農(nóng)保。將問卷中選擇“新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（新農(nóng)保）”的人設(shè)定為1，其余選擇設(shè)定為0。這里還剔除了農(nóng)村戶籍中參加其他類型養(yǎng)老保險(xiǎn)的老年人。

控制變量從家庭特征與子女特征兩個(gè)角度考慮。其中，家庭特征主要包含家庭規(guī)模、健康狀況、年齡、就業(yè)人數(shù)、家庭收入、家庭資產(chǎn)、老人撫養(yǎng)比、幼兒撫養(yǎng)比、教育期望、教育認(rèn)知等；子女特征主要包含子女平均受教育年限、子女?dāng)?shù)量。需要注意的是，調(diào)查數(shù)據(jù)中存在一定數(shù)量的缺失值，出現(xiàn)樣本量不一致的情況，但對(duì)結(jié)果并無較大影響。

2.2 數(shù)據(jù)來源

筆者研究使用的數(shù)據(jù)來自2016年、2018年、2020年CFPS。CFPS 由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（Institute of Social Science Survey，ISSS）實(shí)施。CFPS 研究參與者包括所有家庭成員，包括36 892 名成人和8 427 名兒童，調(diào)查內(nèi)容包括家庭經(jīng)濟(jì)情況、成人基本情況、兒童基本情況，為筆者的數(shù)據(jù)分析提供了可靠的數(shù)據(jù)來源。

2.3 模型設(shè)定

為驗(yàn)證參與新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響，筆者設(shè)定估計(jì)模型為

式（1）中：Edu_Exp i,t表示第t年i家庭的教育支出；β1Fam_Insurancei,t表示該家庭是否有人參與新農(nóng)保，若參與則為1，否則為0；γ′Controli,t表示控制變量；Family FE是家庭固定效應(yīng)；Year FE是時(shí)間固定效應(yīng)，用來控制隨地區(qū)、時(shí)間變化的干擾因素；ε i,t表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 是農(nóng)村家庭新農(nóng)保參保率及各變量特征。由表1可知，農(nóng)村家庭新農(nóng)保的平均參保率為49.6%。從家庭樣本來看，農(nóng)村家庭規(guī)模均值為4.071，說明大多數(shù)家庭平均有4 名成員；健康狀況均值為3.103，表示身體狀況較為健康；家庭平均年齡為48.582歲，說明農(nóng)村家庭中老年人口較多；就業(yè)人數(shù)均值為1.830 人，說明每個(gè)家庭約有2 名勞動(dòng)力；家庭總收入均值10 281元，家庭總金融資產(chǎn)均值11 849 元，兩者均在萬元以上，說明家庭經(jīng)濟(jì)狀況良好；老年撫養(yǎng)比均值為0.175，農(nóng)村幼兒撫養(yǎng)比均值約為0.275，側(cè)面反映了農(nóng)村家庭的負(fù)擔(dān)較重；教育期望均值為6.003，表明農(nóng)村居民希望獲得良好的教育；教育認(rèn)知反映農(nóng)村居民對(duì)教育問題的嚴(yán)重程度認(rèn)知，均值為5.470，表明其認(rèn)可教育較為重要；除子女外其他家庭成員受教育程度均值為2.949，根據(jù)問卷中初中學(xué)歷水平賦值為3，表明農(nóng)村中老年人受教育水平在初中以下；除子女外的其他家庭成員年齡均值為49.578 歲，表明農(nóng)村家庭中老年人數(shù)較多；家庭平均受教育水平均值為3.020，說明農(nóng)村地區(qū)初中學(xué)歷居多，受教育水平較低。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響

表2 詳細(xì)描述了新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響。表2中（1）列是沒有固定效應(yīng)的普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）回歸分析。該分析結(jié)果表明：新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響在1%水平上顯著，系數(shù)為正，表明參加新農(nóng)保后家庭教育支出顯著增加。表2 中（2）列添加了地區(qū)固定效應(yīng)，（3）列添加了地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，（4）列添加了地區(qū)、時(shí)間和家庭固定效應(yīng)。上述3 種分析結(jié)果顯示，控制了地區(qū)、時(shí)間、家庭的固定效應(yīng)后，新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響仍然顯著。綜上所述，筆者認(rèn)為新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出具有顯著的促進(jìn)作用。

表2 新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 傾向得分匹配法

傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）是一種統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，用于比較兩組數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性。因?yàn)檫x擇參加新農(nóng)保涉及農(nóng)戶主觀選擇，所以筆者將自主選擇產(chǎn)生的誤差也考慮在內(nèi)。表3 給出了在傾向得分匹配下總樣本的回歸結(jié)果，家庭是否有人參加新農(nóng)保的顯著結(jié)果大于0.05，且是正向顯著；控制了地區(qū)、時(shí)間、家庭等因素后，結(jié)果依舊顯著，說明該研究具有較高的穩(wěn)健性。

表3 總樣本傾向得分匹配的估計(jì)結(jié)果

4.2.2 更換被解釋變量

家庭教育支出樣本量差異較大，可能會(huì)導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)生偏誤。用家庭教育支出占家庭總支出的比重來衡量家庭的教育支出水平，數(shù)據(jù)更具有穩(wěn)健性?；诖耍鼡Q被解釋變量，且其估計(jì)結(jié)果如表4 所示。由表4 可知，新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響仍然顯著為正，證實(shí)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

5 新農(nóng)保對(duì)教育支出的影響機(jī)制檢驗(yàn)

相較于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村家庭的收入來源不穩(wěn)定。當(dāng)農(nóng)村家庭參加新農(nóng)保后，將會(huì)獲得一筆穩(wěn)定的收入；收入趨于穩(wěn)定后，可能會(huì)在子女教育上投入更多時(shí)間和資金，由此帶來教育期望的改變。表5 以教育期望為交互項(xiàng)，回歸結(jié)果顯示，教育期望對(duì)教育支出的影響顯著為正；并且在（1）列中，教育期望的系數(shù)為0.175，這表示教育期望每提高1 個(gè)單位，家庭教育支出就提高0.175個(gè)單位。

表5 新農(nóng)保和家庭教育期望對(duì)家庭教育支出回歸結(jié)果

6 異質(zhì)性分析

6.1 參保人不同子女特征下的異質(zhì)性分析

性別是影響教育支出的主要因素之一。新農(nóng)保對(duì)不同性別子女教育支出影響的回歸結(jié)果如表6所示。由表6可知，當(dāng)子女性別為女時(shí)，結(jié)果為正，且在5%的水平上顯著，而男生組的結(jié)果并不顯著。這可能是因?yàn)槭軅鹘y(tǒng)觀念的影響，農(nóng)村家庭更傾向于將教育資源向男孩傾斜，而新農(nóng)保政策的實(shí)施使農(nóng)村家庭預(yù)算約束得到緩解，女孩更有可能從家庭預(yù)算約束的釋放中獲益。

表6 新農(nóng)保對(duì)不同性別子女教育支出回歸結(jié)果

子女?dāng)?shù)量也會(huì)影響家庭支出。因此，筆者考慮了子女?dāng)?shù)大于1 和等于1 兩種情況，回歸結(jié)果如表7 所示。由表7 可知，無論子女?dāng)?shù)大于1 還是等于1，結(jié)果都是正向顯著的。

表7 新農(nóng)保對(duì)不同子女?dāng)?shù)量教育支出回歸估計(jì)結(jié)果

6.2 參保人不同家庭收入下的異質(zhì)性分析

收入是影響家庭支出的決定性因素。從以往研究中發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保對(duì)低收入家庭的生活影響大于高收入家庭，可能是因?yàn)榈褪杖爰彝ソ?jīng)濟(jì)來源有限，對(duì)低保等一系列保障性收入的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)給依賴性強(qiáng)，而高收入家庭對(duì)保障性收入的依賴性弱。筆者將家庭收入分為不同等級(jí)（見表8），相關(guān)分析結(jié)果如表8 所示。由表8 可知，新農(nóng)保對(duì)低收入家庭的教育支出產(chǎn)生顯著正向影響，而對(duì)高收入家庭教育支出影響的顯著性有所降低。由此可知，新農(nóng)保對(duì)低收入家庭教育支出的影響要大于高收入家庭。

表8 新農(nóng)保對(duì)不同收入家庭教育支出的回歸估計(jì)結(jié)果

7 結(jié)論與啟示

筆者主要對(duì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村家庭教育支出的影響進(jìn)行實(shí)證研究，并區(qū)分了子女性別、數(shù)量及家庭收入，驗(yàn)證新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的不同影響。結(jié)果表明：參加新農(nóng)保顯著提高了農(nóng)村家庭教育支出，且該結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)；從子女特征來看，家庭教育支出對(duì)女性的影響大于男性，對(duì)獨(dú)生子女的影響比多子女的家庭更為顯著；從家庭收入來看，新農(nóng)保對(duì)低收入家庭的生活影響大于高收入家庭。

基于以上結(jié)論，得到以下啟示。第一，進(jìn)一步完善我國新農(nóng)保相關(guān)政策，發(fā)揮養(yǎng)老保險(xiǎn)兜底的作用，實(shí)現(xiàn)老年人養(yǎng)老保險(xiǎn)應(yīng)保盡保，待遇應(yīng)發(fā)盡發(fā)，不讓任何一個(gè)人掉隊(duì)。第二，深入鄉(xiāng)村、進(jìn)入家庭，充分利用各種新聞媒體，從農(nóng)民的切身利益出發(fā)，幫助農(nóng)民釋疑解惑，把開展新農(nóng)保的意義講透、政策講準(zhǔn)、內(nèi)容講清、好處講明，使農(nóng)民真正體會(huì)到黨和政府的關(guān)懷。第三，新農(nóng)保對(duì)家庭教育支出的影響不能一概而論，不能只關(guān)注普遍利益，忽視不同群體之間的異質(zhì)性?，F(xiàn)階段，政府需要從微觀角度調(diào)整新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的細(xì)節(jié)，使其對(duì)教育的正向影響最大化。