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中国城镇居民教育消费影响因素的异质性分析

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中国城镇居民教育消费影响因素的异质性分析
浙江工商大学 李亚伟、刘晓瑞、沈亮

摘 要:基于2006年CHNS数据, 本文采用多层模型分析方法, 研究家庭因素和地区因素共 同对我国城镇居民家庭教育消费的影响,并考察各类因素对不同类型家庭影响的差异情况。 研究结果发现:(1)地区间城镇居民家庭教育消费存在着显著的差异。 地区的经济发展水*和 人均教育经费对城镇居民家庭教育消费有显著的影响。 收入不确定对城镇居民家庭教育消费 有显著地负效应。户主教育水*的提高有利于增加其对子女教育的消费。(2)不同收入家 庭之间的教育消费影响因素存在较大差异。 (3)教育消费影响因素在不同受教育阶段家庭之 间具有显著的异质性。 关键词:家庭教育消费;多层模型;CHNS数据

Analysis on the Heterogeneity of Factors Influencing the Education Consumption of Chinese Urban Households

Abstaract: Based on CHNS 2006 data, The paper adopts Multilevel Models to investigate the impact that household factors and region factors impose on the Education Consumption of Chinese Urban Households.results show that there is significant difference between regions in terms of family education consumption and economic development level of the region and education fund per person contribute to the family education consumption of urban households greatly. income uncertainty has negative effect on it. the education level of the housemaster tends to be positively related to the education consumption of his children. Moreover, influencing factors differ in families with different income. Lastly, influencing factors also differ in families with different education phases. Key words: family education consumption; multilevel model; CHNS data

一、 引言

20 世纪末,知识对经济与人的全面发展的重要性被提到了前所未有的高度。 要获得知识,就必须依靠教育。舒尔茨(Theodore W.Schultz) 指出,“教育远不 是一种消费活动。相反,政府和私人有意识地作投资,为的是获得一种具有生产 能力的潜力,它蕴藏在人体内,会在将来做出贡献”。而教育的发展水*直接受 到教育消费水*的影响。 教育体制改革以来, 我国各层次的教育规模的逐渐扩大, 但教育的发展却受到教育经费短缺的制约,出现了教育投资与教育事业发展规 模、GDP 的快速增长极不协调的现象。较之于世界水*,我国的财政性教育经 费占 GDP 的比重远低于世界其他国家,仍没有达到《教育法》规定的国际公共 财政性教育投入 4%的下限的水*(见表 1)。与此同时,在公共教育支出有限 的前提下,居民受教育机会的增加,则必然促进了居民教育消费的迅速增加。继 我国城镇居民基本进入小康社会之后,城镇居民“教育文化娱乐服务”类的消费 快速增长。1993 年其支出比例首次超过日用品而位居食品、衣着之后,1998 年 又超过衣着类支出并连续 9 年“稳居”第二位。 尽管我国城镇居民教育消费的 总体需求增长迅速, 但我国目前教育消费水*仍相对较低。同时由于地区经济发 展水*的不同、居民收入差距的扩大和居民消费*惯、消费心理的差异性,使得 各个消费者群体之间的教育消费行为存在着较大差异, 教育消费需求影响因素的 作用机制及其效果的异质性也逐渐加。
表 1 不同收入国家公共教育投资比例的比较 年份 高收入国家 中等收入国家 低等收入国家 世界 中国 1991 4.99 3.89 2.79 4.08 2.83 2000 4.82 4.17 3.09 4.08 2.58 2002 5.5 4.3 3.2 4.4 2.9 4.60 2.79 4.57 2.93 2005 4.93 4.44 2006 5.26 4.24

注:表中数据的来自《世界经济年鉴》。

而当前消费中,教育是唯一的“卖方市场” ,在内需不振的情况下,刺激教 育消费不仅可以扩大内需, 拉动经济的增长。 同时, 教育消费是一种特殊的消费, 它不仅是消费行为,而且是投资行为,即人力资本的投资。因此,本文将从微观 层面来考察我国城镇居民教育消费的影响因素及其在不同类型家庭中影响效果

的异质性, 从多个角度分析现阶段影响我国城镇居民教育消费的制约因素,探索 切实有效的对策,对于落实科学发展观、扩大国内教育消费需求、加快城镇居民 消费结构的升级转型、挖掘和培育新的经济增长点,都有着重要的现实意义。

二、 研究现状与存在的问题
目前绝大多数文献采用问卷调查数据或 “中国城镇住户和农村住户调查数据 库”(UHS 和 RHS)等微观数据对教育消费进行研究。与宏观数据相比,使用 家庭微观数据的优点在于信息量丰富, 在揭示居民教育消费的微观差异方面以及 对个体行为的有效检验方面, 有着宏观加总数据不可比拟的优势。关于影响我国 居民家庭教育消费的相关因素,大多学者针对不同时期、不同区域范围的统计资 料,采用多元线性回归(OLS)进行分析,并获得了许多有价值的结论。通过区 分一定的教育层次,选择家庭背景特别是经济收入特征为主要的考察因素,得出 一致的结论, 即家庭经济收入对子女的教育消费有显著的正的影响。大部分研究 也考察了父母的受教育程度对子女教育消费的影响,结果不一。叶文振(1999) 运用厦门家庭调查资料,得出母亲教育程度越高,对子女的投入就越少。孙彩虹 (2003)利用重庆市中小学家庭教育消费调查数据,发现家长受教育程度越高, 子女的各项教育支出越大。此外,部分研究还考察了家庭人口规模和父母职业地 位(叶文振,1999)、子女所受的教育阶段(李文利,2002)、地区差异(雷万 鹏,2005) 、家长对子女的教育的期望(楚红丽,2009) 、学校背景(薛海*,丁 小浩 2009)等因素对我国居民教育消费的影响。2005 年,欧盟开展的“家庭教 育和培训支出的调查内容”(European Commission,2005)的调查报告综合家庭教 育支出的主要影响因素为经济原因、制度原因、个人因素和文化感知原因、社会 因素和其他(如图 1 所示)。这是五个极具概括力的因素划分,我们发现大多数已 有文献发现的家庭教育消费的影响因素几乎都可以划归为此五类因素之中。

图 1 家庭教育消费影响因素

尽管现有的文献对教育消费影响因素进行了富有成效的研究, 然而可能还存 在着一些缺陷。目前国内进行微观计量经济分析存在着一个突出问题:无论采用 横截面数据或面板数据, 都是将所有个体的信息归结于一层进行分析。 这样既 “* 均化”了个体之间的异质性,增大了参数估计误差,又无法正确描述和分析由于 层次差异形成的个体之间异质性,降低了多层数据的应用价值。家庭居住于地区 之中,家庭教育消费固然受其自身家庭收入、家庭人口规模等因素的影响,同时 地区经济发展水*、 教育发展程度、物价等因素也可能会对家庭教育消费产生影 响。因而,影响家庭教育消费的因素存在分层结构现象,需采用 多层模型 (Multilevel Models), 该方法是一种专门用于分析分层结构数据的分析方法, 它能 够在分析过程中有效地做到宏观与微观相结合, 避免了传统回归方法对分层模型 数据分析的弊端(Earl Babbie,1998)。另外,对教育消费影响因素缺乏深入的研 究。由于地区经济发展水*的不同、居民收入差距的扩大和居民消费*惯、消费 心理的差异性, 使得各个消费者群体之间的消费行为存在着较大差异,教育消费 影响因素的作用机制和效果的异质性也逐渐加大。因此,本文在上述已有影响因 素的基础上,结合地区因素,利用 2006 年中国健康和营养调查数据(CHNS), 尝试使用多层线性模型分析方法考察我国城镇居民教育消费的影响因素及其在 不类型家庭中影响效果的异质性。

三、 数据选取和变量说明
本文使用的数据来自于美国北卡罗来纳大学和中国预防医学会2006年进行

的中国居民营养和健康调查(CHNS)。这次调查在黑龙江、辽宁、山东、河南、 江苏、湖北、湖南、广西和贵州9个省份,这些省份涉及中国的东、中、西不同 的地区,涵盖了中国地区不同的经济发展水*,具有一定的代表性。该数据库采用 多阶段随机抽样的方法,调查表中的变量信息也分成个人、家庭、社区(村落)、 地区等4个层次,其中包含教育和收入等方面的信息,符合本文研究的需要。我 们选取的样本为城镇居民有教育消费并且有子女上学的家庭, 同时考虑到样本信 息的完全性,最终,本文的有效家庭样本总量为202个,地区样本总量为9个。 本文的研究对象为城镇居民家庭教育消费。 表 2 为各主要变量的说明及整个 样本变量的描述性统计。 从表 2 中我们看到地区之间人均教育经费存在着较大的 差异,从最小值的 1706.5 到最大值的 4748.58。此外,在家庭内部,家庭收入水 *、户主的受教育年限、子女在校人数、户主的年龄、子女所处的教育阶段等方 面也存在着较大的差别。
表 2 变量的说明及描述性统计 变量 EDU 地区特征
P 1

定义 城镇居民家庭教育消费(元)

均值 419.03

标准差 5387.96

最小值 100

最大值 40000

教育消费相对价格指数 医疗保健相对价格指数 交通通讯相对价格指数 人均教育经费 从事农业劳动人口比例

103.92 97.21 97.49 3097.80 0.53

3.56 1.74 0.72 1129.20 0.10

100.40 94.45 96.18 1706.75 0.40

111.07 99.40 98.51 4748.58 0.69

P2
P 3

FUND-M ARG 家庭特征 AGE MALE HHO_EDU HHO_WOR

1=户主的年龄在 60 岁以下; 0=不是 1=户主的性别是男性;0=女性 户主的受教育年限(年) 1=户主工作单位性质是国有企业; 0=不是

0.88 0.84 9.53 0.26

0.33 0.37 4.23 0.44

0 0 0 0

1 1 17 1

POP_NUM INC UC

在校就读人数(个) 家庭年收入(元) 收入不确定

1.14 32442.4 53143.7

0.37 70294.1 45599.7

1 200 15400.8

3 964220 119698

CHI_EDU

1=子女就读于非义务受教育阶段; 0=不是

0.33

0.47

0

1

注:①家庭总收入由工资收入、种植业收入、养殖业收入、各项补贴、自营工商业收入和其他收入等组成。②对户主的教育 年限如下换算;未上学为 0 年;小学为 1~6 年;初中为 7~9 年,高中和中专为 10~12 年;大学为以上为 13~18 年。③按职 业分组计算收入的标准差作为收入不确定的代理变量。

家庭收入与家庭教育消费之间就有着密切关系, 家庭收入决定了可能达到的 教育消费水*, 也就是说, 家庭对子女教育费用的支出受到家庭收入水*的影响。 城镇居民家庭教育消费与家庭收入的 Pearson 相关系数为 0.19(p<0.01)。然而, 不同收入的家庭的教育消费可能存在较大的差异性, 根据家庭收入与总体收入的 均值比*鸭彝デ治呤杖胗氲褪杖爰彝ィ 其中高收入家庭指的是家庭收入高 于户均收入水*的家庭。两类家庭之间的收入水*与教育消费水*差异非常明 显,但消费差距要低于收入差距,这可能是消费*滑性在横截面数据中的表现。 2005 年,高收入家庭的教育消费是低收入家庭的 1.51 倍。见表 3
表3 收入 年份 高收入 (元) 2005 70174.45 低收入 高/低 (元) 14944.93 4.70 差异显著性 (元) (元) 36123.90 1.51 高收入 高、低收入家庭的教育消费比较 教育消费 低收入 高/低 5440.78 差异显著性

???

??

注:表中的“高收入”与“低收入”分别指高收入家庭与低收入家庭。差异显著性分别根据对两类家庭收入水*与教育消 费水*的方差分析(F检验)得到。 ??? 表示1%水*上统计显著, ?? 表示5%水*上统计显著。

城镇居民家庭教育消费与其户主的受教育年限的 Pearson 相关系数为 0.288, 呈显著正相关。这说明家长的文化水*越高,可能越认为受教育是值得的,即高 学历家长更倾向于重视孩子的教育,愿意给孩子的教育更多投入。城镇居民家庭 教育消费与子女在校人数的 Pearson 相关系数在 0.001 的水*上是显著的,并且 教育消费随着就读子女个数的增加而增大。
表 4 家庭教育消费与户主的受教育年限及子女在校人数的 Pearson 相关系数 变量 户主的受教育年限 子女在校人数
注: ???? 表示0.1%水*上统计显著,

Pearson 0.288 ?? 0.14 ????

?? 表示5%水*上统计显著。

户主处于不同年龄阶段的城镇家庭教育消费可能存在较大的差异性, 户主年

龄 60 岁为临界值,把样本分为“退休”和“非退休”2 组,两类家庭之间的教 育消费水*差异非常明显, 其中户主处于非退休家庭教育消费高于户主处于退休 家庭的教育消费。2005 年,户主处于非退休家庭的教育消费水*是退休家庭的 2.94 倍。 按照教育消费层次划分,可以把教育消费分为义务教育阶段教育消费与 非义务教育阶段教育消费两类。 子女就读层级对城镇居民家庭孩子教育支出的影 响很大,在 0.001 的显著性水*下,这两类家庭之间的教育消费水*的差异十分 显著。 子女处于非义务教育阶段家庭的教育消费是义务阶段家庭教育消费的 2.86 倍。如下表 5 所示。
表 5 户主不同年龄阶段及子女不同受教育阶层的家庭教育消费水*比较 教育消费 户主非 年份 退休年 休年龄 退休 龄(元) (元) 2005 4525.99 1537.08 2.94
????

教育消费 非义务 义务教 非义务/ 教育阶 差异 段 (元) (元) 7416.42 2591.78 2.86
????

户主退 非退休/ 显著

显著 差异

育阶段 义务

注: ???? 表示0.1%水*上统计显著

四、 多层模型的设定
对家庭教育消费的分析, 不可避免地要涉及地区环境因素对家庭教育消费的 影响, 即家庭教育消费并非完全由家庭因素所决定,而是往往可能与地区的经济 发展水*、 教育的发展程度等相关,这些因素会导致同一地区不同家庭的教育消 费存在相关性,从而违背了样本之间必须独立的统计原则。传统分析方法,如普 通最小二乘(OLS)和方差分析(ANOVA),都假设观察相互独立性,因而不适合分 层数据的分析。1972 年,Lindley 和 Simth 提出了多层模型(Multilevel Models), 20 世纪 90 年代在国际上形成并正在迅速推广应用。多层模型解决了传统统计方 法在分析分层结构数据时所遇到的问题。HLM 专门用于研究具有分层嵌套数据结 构的因果关系,相对于传统的回归分析方法,HLM 具有以下特点:考虑了不同层 次的变量信息和随机误差 ,使得参数估计和假设检验的结果更加准确和有效 ;可 以通过计算不同水*变异在总变异中的比率来确定各个水*对因变量的影响程 度: 可以分析离散型的数据资料,如二项分布和泊松分布的数据等。 结合本文变量和数据的特点, 我们将采用二层线性模型对我国城镇居民家庭

教育消费的影响因素进行分析。具体而言,层一反映家庭特征,层二反映地区特 征。本文所关心的是家庭因素和地区因素对家庭教育消费的影响,我们结合 Hox(1994)和 Singer(1998)所推荐的方法,在下面多层模型的建模过程中,首先, 我们建立家庭层和地区层均没有解释变量的空模型。 空模型是分层模型建模的基 础。如下式(1): 家庭层: EDUij ? ?0 j ? eij 地区层: ?0 j ? ? 00 ? ?0 j 完整等式: EDUij ? ? 00 ? ?0 j ? eij (1)

其中,i 代表家庭,j 代表地区, EDU ij 表示第 j 地区中第 i 个城镇居民家庭 的教育消费; ? 0 j 表示第 j 个地区城镇居民家庭的*均教育消费;? 00 表示全部城 镇家庭*均教育消费; eij 和 ?0 j 分别为家庭层和地区层的随机误差项,并且满足
eij ~N(0, ? 2 ), ?0 j ~(0, ? u20 ),cov( eij , ?0 j )=0。

当空模型显示 ?0 j 的方差统计显著时,我们应考虑对城镇居民家庭教育消费 进行分层模型分析,否则,用常规多元回归分析该数据便可。另外,空模型提供 了地区特征对城镇居民家庭教育消费影响的大小。根据经典定义 (Shrout & Fleiss,1979),组内相关系数(Intra-class Correlation)被定义为组间方差与总方差之
2 2 2 比,即 ? ? ? u 0 (? u 0 ? ? ) 。通过该系数,可以衡量地区之间教育消费的变异占家

庭教育消费总变异的比例。 ? 的值在 0 到 1 之间, ? 越大,则说明地区因素对城 镇居民家庭教育消费的作用越大。 如果式(1)显示地区之间城镇居民家庭教育消费存在显著差异,则我们将家 庭变量和地区变量纳入空模型, 探讨家庭和地区因素对城镇居民家庭教育消费的 作用。 由于本文主要目的是分离组内方差和组间方差,考察家庭层和地区层所包 含的因素哪些会对城镇居民家庭教育消费产生影响,因此,不考虑层级之间的互 动效应,假定家庭层因素对教育消费的影响在各地区之间是恒定的,此时,模型 为随机截距模型。如下式(2): 家庭层: EDUij ? ?0 j ? ?1INCij ? ?? P X pij ? eij

地区层: ?0 j ? ? 00 ? ? ? 0mWmj ? ?0 j 完整等式: EDUij ? ? 00 ? ?1INCij ? ?? P X pij ? ?? 0mWmj ? ?0 j ? eij (2)

其中, INC 表示城镇居民家庭收入;X 为其他反映家庭特征的变量,包括 收入不确定、户主的受教育年限、户主的职业性质、户主的年龄、户主的性别、 子女所受的教育阶段、子女在校就读人数。W 表示地区层的因素,包括教育价 格指数、医疗保健价格指数、交通通讯价格指数、人均教育经费、从事农业劳动 人口比例等因素。

五、 估*峁头治
(一) 所有家庭一起估计的结果 我们先假定不同类型城镇居民家庭消费影响因素的作用机制是一样的,因此 可以将所有家庭的样本放在一起进行分析。本文使用HLM6软件演示多层模型, 根据上文,我们首先对城镇居民家庭教育消费进行空模型分析。
表6 空模型的估*峁 系数 方差成分 地区之间的变异( ? u20 ) 家庭之间的变异( ? )
2

5046461.12 ???? 24281193.18 ???? 0.17

组内相关系数( ? )
注: ???? 表示0.1%水*上统计显著。

从表 6 的结果可以看出,组内相关系数( ? )为 0.17。该数值说明了城镇居民 家庭教育消费 17%的可变性来自地区,83%的变异来自家庭,城镇居民家庭教育 消费的变异是由家庭和地区因素共同导致的结果。另外,我们看到,城镇居民家 庭教育消费在地区的变异十分显著。?0 j 的 p 值为 0.000,拒绝了各地区家庭教育 消费无差别的原假设。因此,我们需采用多层模型技术,从而有效地分析各因素 对城镇居民家庭教育消费的具体影响。 通过上述分析结果, 我们知道家庭和地区特征会影响到城镇居民家庭教育消 费,但是具体有哪些因素影响,影响力如何并不知晓。下面我们在式 (1)中纳入 家庭和地区变量,探讨它们对城镇居民家庭教育消费的影响(见表7)。与表6的分

析结果相比较,就方差成分而言,地区层的变异值( ? )大大减少,从空模型中的
2 u0

5046461.12 到随机截距模型的 26630.93 ,而家庭层次的变异值 ( ? ) 仅从原来的
2

2 ?(空模型) -? 2 (随机截距模型) 24281193.18下降为18574933.29。根据公式 ?中可以解 ? = ?

? R 2 : 层一 ? ? ? 释的% ? ? ? ?

2 ?(空模型) ?

? R 2 : 层二 ? ? u2 (空模型) -? u20 (随机截距模型) 和 ?中可以解 ? = ? (Raudenbush 0 ? ? 2 ? u(空模型) ? 0 ? 释的% ? ? ?

& Bry,2002) 。我们算出地区

和家庭因素对城镇居民家庭教育消费变异的解释能力,模型 (2)中地区变量大约 解释教育消费在地区层次变异为99.5%。相反,家庭变量大约仅能解释教育消费 的在家庭层次变异的23.5%。由此,这意味着地区因素对城镇居民家庭教育消费 的差异有比较强的解释能力。同时,我们发现地区层的变异值( ? u 0 )已不显著,
2

表明模型(2)没有遗漏了一些重要的地区因素。 从表7随机截距模型结果可以看出,在控制其他因素的情况下,家庭收入对 城镇居民教育消费有显著的积极影响。 收入不确定性对城镇居民家庭教育消费有 显著地负效应, 系数值为-0.012,这一特征体现了因收入不确定性而产生的预防 性动机对城镇居民家庭教育消费的影响。 户主的受教育年限对家庭教育消费有显 著的正影响。户主教育程度反映了家庭对教育的偏好或对接受教育的重视程度。 估*峁砻骷页さ奈幕潭让刻岣咭荒辏 其子女的*均教育消费会增加170.27 元。我们认为这种正向关系可能归因于两方面的影响。一方面,父母受教育程度 越高,根据人力资本理论,往往家庭收入水*就越高,也越有能力用于子女的受 教育消费; 另一方面, 受教育程度越高的父母越希望子女的受教育程度超过自己, 因而用于子女教育消费方面的支出就越多。 户主的年龄对家庭教育消费有显著的 影响, 不同年龄组的消费者有不同的教育消费行为。户主年龄在60岁以前的城镇 居民家庭教育消费比60岁之后的家庭多2083.99元。户主所在职业单位的不同, 对子女教育的消费有一定影响。在就业单位的所有制类型中,地方国有经济被设 定为参照系, 相对而言, 户主处于私有个体及其他经济部门比地方国有企业的家 庭教育消费消费1536.17元。从子女特征因素来看,子女所处的教育阶段对城镇 居民家庭教育消费有显著的影响(p<0.001)。与子女义务教育阶段的家庭相比,有

子女就读于非义务教育阶段的家庭,其教育消费将增加3088.77,这可能与非义 务阶段学费支出偏高有关。 子女在校就读人数对城镇居民家庭教育消费有显著的 正影响。 此外,研究还发现,城镇居民家庭教育消费受到地区经济发展水*的影响。 地区的经济发展水*通过地区从事农业劳动人口比例来反映。 地区间经济非均衡 发展无疑是导致教育消费非均衡的原因之一。由于地区的经济越发达,往往教育 资源越丰富,学校教育质量相对要高,周围家庭的文化消费气氛相对较浓,家长 为了孩子能够接受更好的教育, 就更加重视教育的投入,从而增加了城镇居民家 庭教育消费。人均教育经费对城镇居民教育消费有显著的负效应,这表明,地区 财政教育经费投入的增加,对家庭子女教育投资产生挤出效应,因而,将可能会 降低城镇居民家庭的教育负担。 交通通讯价格对城镇居民教育消费具有显著的负 效应。 受城镇居民收入水*较快增长的影响,城镇居民交通通讯现代化程度已明 显提高, 而*年来交通通讯价格的持续下降,将会促城镇居民转向增加居民教育 消费。 考虑到教育影响因素在不同类型家庭可能呈现差异性, 我们下面分别考察城 镇居民不同收入家庭和不同受教育阶段家庭的教育消费影响因素。
表7 所有家庭一起估计的结果 所有家庭 (随机截距模型) 系数 地区特征
P 1

标准差

-161.76 895.64 -3083.28 ??? -6.14 ? -21786.12 ?

123.13 403.81 614.86 2.40 8353.14

P2
P 3

FUND-M ARG 家庭特征 AGE MALE

2083.99 ?? 1309.36

976.80 874.85

HHO_EDU HHO_WOR POP_NUM INC UC CHI_EDU 截距 地区之间的变异 家庭之间的变异 偏差度

170.27 ? -1536.17 ? 3444.09 ???? 0.015 ??? -0.012 ? 3088.77 ???? 245833.51 163.19 4309.86 3797.86

93.24 868.76 916.72 0.0046 0.0070 699.75

26630.93 18574933.29

注:???? 表示0.1%水*上统计显著,??? 表示1%水*上统计显著,?? 表示5%水*上统计显著,? 表示10%水*上统计显著。

(二) 不同收入家庭教育消费影响因素的异质性分析

不同收入水*家庭的教育消费行为方式可能存在较大的差异性, 这就意味着 教育消费的影响因素对高收入与低收入家庭的影响程度可能会不一样。因此,根 据家庭收入与总体收入的均值比*鸭彝デ治呤杖胗氲褪杖爰彝ィ 其中高收 入家庭指的是家庭收入高于户均收入水*的家庭, 而低收入家庭指的是家庭收入 高于户均收入水*的家庭。 我们将考察教育消费影响因素在不同收入家庭呈现的 差异性,首先对不同收入家庭教育消费进行空模型分析。
表8 不同收入家庭空模型的估*峁 高收入家庭 系数 方差成分 地区之间的变异 ( ? u20 ) 家庭之间的变异( ? )
2

低收入家庭 系数 4742472.92 ???? 18380498.58 0.21

2621124.51 38600707.41 0.063

组内相关系数( ? )
注: ???? 表示0.1%水*上统计显著。

从表 8 的结果可以看出,城镇居民高收入家庭教育消费的变异不因地区而 异,其所有变异都源于家庭特征,因此,高收入家庭教育消费模型无需建立多层 模型,采用传统的 OLS 模型即可。而对低收入家庭来说,家庭教育消费在地区 的变异十分显著,?0 j 的 p 值为 0.000, 拒绝了各地区家庭教育消费无差别的原假 设,因此,我们需采用多层模型技术。

通过上述分析结果, 我们知道家庭特征会影响城镇居民高收入家庭的教育消 费,而城镇居民低收入家庭的教育消费则受到家庭特征和地区特征的共同影响, 但是具体有哪些因素影响不同收入家庭的教育消费,影响力如何并不知晓。下面 我们分别对城镇居民高收入和低收入家庭的教育消费模型进行估计(见表 9),研 究结果表明: (1)不同收入水*的家庭边际消费倾向存在较大的差异。从估*峁纯矗 城镇居民低收入家庭的教育消费倾向达到0.074,而高收入家庭为0.014。城镇居 民家庭收入等级越高,教育的边际消费倾向则越低。这表明,我国不同经济水* 的城镇家庭在其子女的教育消费努力程度上有明显差异, 城镇居民低收入家庭在 其子女的教育下消费投入努力程度上更大。虽然低收入家庭教育消费倾向很高, 但受限于收入水*以至无力教育消费,这种“富人低教育消费和穷人无钱教育消 费”的双重错位现象,最终可能会导致整个社会教育消费有效需求不足。 (2)收入不确定性对城镇居民不同收入家庭教育消费的影响具有较大的差异 性。 收入不确定性对城镇居民高收入家庭的教育消费行为的影响不显著。但可使 城镇居民低收入家庭的教育消费水*下降1.3%。 这种差异性可能是因为城镇居民 高收入家庭的风险化解能力较强造成的。 (3)户主的受教育水*、年龄、性别和就业单位的性质对城镇居民不同收入 家庭的教育消费影响均存在较大的差异。对城镇居民高收入家庭来说,户主的受 教育水*、年龄、性别和就业单位的性质户主对教育消费的影响都不显著。这可 能与城镇居民高收入家庭具有较强的经济能力, 收入是决定家庭教育投入水*的 最直接因素。 因而户主的特征对其子女的教育消费均没有显著的影响。对城镇居 民低收入家庭来说, 户主的特征对其教育消费的影响是显著的。户主文化程度越 高, 其子女教育消费越多。 户主是男性比户主是女性的家庭的教育消费多2085.33 元。 (4)子女的受教育阶段与就读子女个数对城镇居民不同收入家庭教育消费的 影响具有较大的差异。 子女的受教育阶段对城镇居民低收入家庭的教育消费行为 具有显著影响(p<0.001),与子女义务教育阶段的家庭相比,有子女就读于非义务 教育阶段的家庭,其教育消费将增加4025.97元。而子女的受教育阶段对城镇居 民高收入家庭教育消费没有显著的影响。另外,尽管就读子女个数对不同收入水

*家庭的教育消费都有显著地正效应,但其中仍存在较大的差异性。就读子女个 数导致城镇居民低收入家庭教育消费支出增加3773.84元,而高收入家庭则达到 5078.87元。究其原因,城镇居民不同收入家庭教育消费的能力不尽相同。教育 体制改革以前, 国家承担所有的教育责任,无论哪一级别的教育都只是象征性地 收取极少的费用, 也就不存在因收人水*不同而导致的受教育不公*问题。现在 在学费同等的条件下, 城镇居民高收人家庭的子女会得到比低收入家庭子女更多 或质量更好的教育,从而可能引起教育不公*现象的出现。 (5)地区经济发展程度和人均教育经费对城镇居民不同收入家庭教育消费的 影响存在明显的差异。 地区发展水*和人均教育经费对城镇居民高收入家庭教育 消费没有影响。 而地区的经济发展水*越发达,城镇居民低收入家庭的教育消费 水*越高。对于低收入家庭来说,地区的经济越发达,往往教育资源越丰富,周 围家庭的文化消费气氛相对较浓,为了改善个人及家庭经济状况和提高经济地 位,教育是一条重要的途径,因而会增加对子女的教育投入。地区人均教育经费 对城镇居民低收入家庭的教育消费有显著的负效应。这是因为,家庭教育消费负 担率与家庭人均收入基本呈反向变化关系。 即城镇居民高收入家庭人均教育消费 负担率较低,而低收入家庭人均教育消费负担率较高。因而,地区人均教育经费 增加,有利于降低城镇居民低收入水*家庭教育负担。
表9 不同收入家庭教育消费函数的估*峁 高收入家庭 (0LS 模型) 系数 地区特征 标准差 系数 低收入家庭 (随机截距模型) 标准差

P 1
P2
P3
FUND-M ARG 家庭特征

-130.47 862.11 -2603.37 ? -6.12 ? -23006.56 ?

115.22 398.39 660.25 2.36 8164.54

AGE MALE HHO_EDU HHO_WOR POP_NUM INC UC CHI_EDU 截距 地区之间的变 异 家庭之间的变 异 偏差度

2112.41 981.60 49.53 -1539.9 5078.87 ??? 0.014 ?? -0.02 672.44 -3095.33

2529.74 2181.03 268.97 1978.41 1868.96 0.0077 0.019 1981.37 4195.32

1734.99 ? 2085.33 ?? 177.71 ? -1904.93 ? 3773.84 ???? 0.074 ? -0.013 ? 4025.97 ???? 197675.95 ? 107.35

1021.52 891.74 92.40 988.35 1021.05 0.04 0.007 698.51 51549.43 11525

3577.32

12797225.79

2488.85

注:???? 表示0.1%水*上统计显著,??? 表示1%水*上统计显著,?? 表示5%水*上统计显著,? 表示10%水*上统计显著。

(三) 不同受教育阶段家庭教育消费影响因素的异质性分析

按照教育消费层次划分, 可以把教育消费分为义务教育阶段教育消费与非义 务教育阶段教育消费。目前虽然我国义务教育正在逐步实行全免费,但是在非义 务教育阶段的教育经费来源结构中,家庭或个人教育消费仍然占有相当大的比 例。 因此导致子女处于不同教育层级的家庭教育消费行为方式可能存在较大的差 异。 这就意味着教育消费影响因素对子女就读义务教育阶段与非义务教育阶段家 庭的影响程度可能会不一样。 我们将考察教育消费影响因素在城镇居民不同受教 育阶段家庭呈现的差异性, 首先对城镇居民不同受教育阶段家庭的教育消费进行 空模型分析。
表10 不同受教育阶段家庭空模型的估*峁

非义务受教育阶段家庭 系数 方差成分 地区之间的变异( ? u20 ) 2699749.39

义务受教育阶段家庭 系数

2259435.36 ???

家庭之间的变异( ? )
2

34344135.60 0.07

15692922.26 0.13

组内相关系数( ? )
注: ???? 表示0.1%水*上统计显著。

从表 10 的结果可以看出,城镇居民非义务受教育阶段家庭教育消费的变异 不因地区而异,其所有变异都源于家庭特征,因此,非义务受教育阶段家庭教育 消费模型无需建立多层模型,采用传统的 OLS 模型即可。而对义务受教育阶段 家庭来说,城镇居民家庭教育消费在地区的变异十分显著, ?0 j 的 p 值为 0.003, 拒绝了各地区家庭教育消费无差别的原假设,因此,我们需采用多层模型技术。 通过上述分析结果, 我们知道家庭特征会影响非义务受教育阶段家庭的教育 消费,而义务受教育阶段家庭的教育消费则受到家庭特征和地区特征的共同影 响, 但是具体有哪些因素影响不同受教育阶段家庭的教育消费,影响力如何并不 知晓。 下面我们分别对城镇居民义务受教育阶段和非义务受教育阶段家庭的教育 消费模型进行估计(见表11),研究结果表明: (1)处于不同受教育阶段家庭教育的边际消费倾向存在较大的差异。非义务 受教育阶段家庭教育的边际消费倾向为0.013,而义务受教育阶段家庭教育的边 际消费倾向达到0.065。这可能由于现阶段我国城镇中小学发展极不*衡,学校 之间教育质量的差距非常大, 竞争的核心将围绕着教育的质量和类型而出现,教 育补*和择校就是这种竞争的具体表现。 教育补*不但能使学生获得更多数量的 教育, 更重要的是可以帮助学生获得更高质量的教育, 还可以使参加课外兴趣班 的学生获得学校教育以外的教育类型, 这些都可以帮助学生在未来的升学竞争中 取得成功, 而这种教育的成功最终可以使学生获得优势社会经济地位,这也就解 释了为什么在基础教育阶段家庭的边际消费倾向大于非义务教育阶段的边际消 费倾向。 (2)户主的性别和就业单位的性质对不同受教育阶段家庭教育消费的影响存 在着较大差异。 对义务受教育阶段的家庭来说,户主的性别和就业单位的性质对 其教育消费没有显著的影响。 但对处于非义务受教育阶段的家庭来说,户主的性 别对其教育消费的影响是显著的。相对而言,户主是男性比户主是女性的家庭的 教育消费支出多3576.95元。户主的就业单位的性质对其教育消费也存在显著的 影响。

(3)就读子女个数对处于不同受教育阶段家庭教育消费行为的影响具有明显 差异性。家庭每增加一位非义务教育子女的学*,其家庭教育消费显著提高 4493.56元。而义务教育阶段就读人数的增加,对家庭教育消费没有显著的影响。 这可能与我国义务教育正在逐步实行全免费, 非义务教育阶段的教育学杂费偏高 有关。 (4)地区发展水*和人均教育经费对不同受教育家庭教育消费的影响存在较 大差异。 地区发展水*和人均教育经费对非义务受教育阶段家庭的教育消费没有 影响。对于义务受教育阶段的家庭来说,地区发展程度越高,其教育消费越多。 这是因为, 在义务教育阶段教育费用减免政策下, 校外教育消费的比重越来越大, 地区越发达,教育资源越丰富,因而,家庭基础教育投入则越大。由于非义务教 育阶段实行收费制度, 地区教育经费的投入对非义务受教育阶段家庭教育消费没 有显著的影响。 人均教育经费的提高有利于降低处于义务受教育阶家庭的教育消 费。
表11 不同受教育阶段家庭教育消费函数的估*峁 非义务受教育阶段家庭 (OLS 模型) 系数 地区特征
P 1

义务受教育阶段家庭 (随机截距模型) 系数 标准差

标准差

-48.79 769.99 -2164.83 ? -5.77 ? -19779.79 ?

121.16 414.77 695.15 2.53 8165

P2
P 3

FUND-M ARG 家庭特征 AGE MALE HHO_EDU HHO_WOR POP_NUM 3224.48 3576.95 ?? 24.12 -4151.35 ?? 4493.56 ??? 2555.05 1769.27 215.01 1684.41 1414.66

1092.11 -1.91 66.37 -500.76 832.21

983.71 967.62 100.48 981.72 1277.06

INC UC 截距 地区之间的变异 家庭之间的变异 偏差度
10%水*上统计显著。

0.013 ?? -0.008 -3475.32

0.006 0.014 4454.71

0.065 ???? -0.0099 159095.65 101.61 3651.88 2453.66

0.014 0.0075 55320.63 10323.74 13336213.58

注: ???? 表示0.1%水*上统计显著, ??? 表示1%水*上统计显著, ?? 表示5%水*上统计显著, ? 表示

六、 结论与政策建议
本文主要利用2006年CHNS数据并采用二层线性模型,从微观层面分析我国 城镇居民家庭教育消费影响因素及其在不同类型家庭作用效果的异质性。 具体而 言,层一反映家庭因素,层二地区因素。研究结果表明: (1)家庭因素和地区因素共同影响城镇居民家庭的教育消费。家庭收入、户 主教育程度、 子女受教育阶段和在校就读人数对城镇居民教育消费有显著的积极 影响, 收入不确定性对城镇居民家庭教育消费有显著地负效应,地区的经济越发 达,城镇居民家庭教育消费水*越高。地区财政教育经费投入的增加,将导致家 庭减少对子女的教育投资。 (2)城镇居民不同收入家庭之间教育消费影响因素存在较大差异。从教育的 边际消费倾向的角度来看,居民家庭收入等级越高,边际消费倾向则越低。从收 入不确定来看, 收入不确定性对高收入家庭的教育消费行为的影响不显著,但对 低收入家庭的教育消费水*有显著的负影响。从户主的受教育水*来看,户主的 受教育年限对高收入家庭教育消费的影响不显著。对低收入家庭来说,户主的受 教育水*对教育消费有显著的正影响。从地区因素来看,地区因素对高收入家庭 的教育消费没有影响。 而地区的经济越发达,低收入水*家庭教育消费水*水* 越高,并且人均教育经费增加,有利于降低低收入水*家庭教育负担。 (3)教育消费影响因素在城镇居民不同受教育阶段家庭之间存在显著的异质 性。 从教育的边际消费倾向来看,处于义务受教育阶段家庭的边际消费倾向大于 处于非义务受教育阶段。 从子女的就读人数来看, 义务教育阶段就读人数的增加, 对家庭教育消费没有显著的影响。而非义务教育就读人数的增加,对家庭教育消 费有显著的提高。 从地区因素来看,地区因素对非义务受教育阶段家庭教育消费

没有影响。对于义务受教育阶段的家庭来说,地区发展程度越高,其教育消费越 多,并且人均教育经费的提高有利于降低义务受教育阶段家庭教育消费。 从上述实证分析的结果中,我们可以得到相应以下几点启示: (1)缩小城镇居民收入差距、释放教育消费潜力的政策。 首先, 加快中等收入者的比重。研究发现低收入家庭教育的边际消费倾向远 远大于高收入家庭。对于高收入阶层来说,有消费能力但缺乏消费倾向;而低收 入群体有较高的消费倾向却缺乏足够的消费能力。 相对于高收入阶层和低收入阶 层,中等收入阶层不但有消费需求,而且有消费能力,这一部分群体的壮大,有 利于我国教育消费的发展。其次,改革收入分配制度,提高居民收入在国民收入 分配中的比例, 不断积极开拓渠道扩大居民收入来源; 最后, 完善社会保障制度, 提高低收入者收入水*。 (2)减少收入不确定,促进教育消费。 要减少收入不确定性对城镇居民教育消费行为的影响,就需要人们形成稳定 的收入预期, 而稳定的就业是收入稳定的保证。 因此要减少收入不确定性的影响, 一方面要努力采取措施提高居民收入,保证居民收入的稳定增长,另一方面要坚 持选择就业优先的增长模式, 加强城镇居民就业的公共服务和金融支持,努力创 造更多就业机会,以良好的就业环境营造稳定的收入预期。 (3)建立政府教育投入刚性增长机制,增强对经济落后地区的教育公共投入。 目前,我国公共教育投资占 GDP 的比例为 3 %左右,尚处于“教育供给短 缺”时代,与国际投资水* 4 %相距甚远。早在 1993 年,中共中央、国务院发 布 《中国教育改革和发展纲要》 就提出, 到 2000 年年末, 财政性教育经费占 GDP 的比例达到 4%。但是由于我国GDP增长迅速、财政收入占GDP较低等多种 原因, 这一目标未能如期实现。 教育投入不足一直是制约我国教育事业发展的“软 肋”。这就需要政府加大教育投入。同时为了缩小地区教育消费差距,国家要制 定对教育消费发展落后地区教育经费投资的倾斜政策和举措, 除了必须大力发展 经济落后地区的经济, 尽量提高居民收入水*外,必须集中精力发展西部落后地 区的教育,在尽可能的情况下,加大对教育投入。 (4)努力改善家长的教育素质,增加家庭对子女教育的投入。 在以往的家庭教育投资中往往只重视对 “受教育者” 的投资, 而忽视了对 “家

庭教育者”的投资。在我国教育消费的决策一般是由其家长代为做出的。研究发 现, 家庭的受教育程度在决定城镇居民家庭教育消费水*的提高方面起着重要的 作用。努力改善家长的教育素质,进一步增强他们对子女教育质量的偏好,从而 增加家庭对子女教育的投入。 (5)加快发展非义务教育,培育居民教育消费的有效载体。 目前我国高等教育事业的发展还很滞后, 不能满足经济发展和居民对接受高 等教育的需求。高等教育规模小,人才缺,严重制约了技术进步和知识创新,不 利于经济质量的提高和产业结构的调整。同时,高等教育的供给不足,也造成了 中小学教育成为狭窄的应试教育, 残酷的淘汰竞争使得教育从整体上无法转入素 质教育的轨道。 因此, 要加快发展高等教育, 满足家庭和个人对这种教育的需求。 非义务教育的发展, 不仅对知识经济产业的增长有不可替代的作用,而且是今后 扩大内需最有潜力的消费支出和投资支出领域。 本文还存在一些局限和不足。 比如, 由于数据限制, 本文没有基于最新的CHNS 数据进行研究。 另外, 多层模型是一种较新的分析手段, 有关应用研究文献很少, 本文一方面是为了给教育消费研究提供一些新的定量分析结果, 同时也是为了介 绍一种新的研究手段。因此,在应用和结果解释中可能会存在一些问题和不足。

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