農民進城務工與子女教育期望*——基于2010年中國家庭追蹤調查數據的實證分析

葉靜怡 張 睿 王 瓊

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農民進城務工與子女教育期望*——基于2010年中國家庭追蹤調查數據的實證分析

葉靜怡1張 睿2王 瓊3

（1. 北京大學經濟學院 北京 100871）（2. 中國保險監督管理委員會 北京100033）（3. 中國社會科學院經濟研究所 北京100836）

農民進城務工的社會經歷所引起的對子女教育期望的提升，可能是近年來農村地區教育入學率和畢業率上升的一個微觀原因。本文使用2010年中國家庭追蹤調查數據，研究農民進城務工行為對子女教育期望的因果效應，發現：（1）進城務工農民家庭期望子女完成高等教育的概率比非進城家庭高出12.13%；（2）收入水平尤其是父親收入水平提高是農民家庭進城務工改變子女教育期望的一個傳導機制；（3）父母進城務工對子女教育期望的提升作用在西部地區最大，東部次之，而中部不顯著；（4）低收入組的進城務工行為對子女教育期望影響最大，農民家庭與農民工家庭對子女教育期望的差距隨收入提高而縮小。創造條件讓進城務工農民融入城市社會、保障他們的合法收益，將有利于農民家庭教育觀念的提升。

農民家庭 進城務工 子女教育期望 收入水平

一、問題的提出

人力資本積累是經濟增長的重要源泉（Schultz，1993），是我國創新型國家建設的基礎性條件。一國的人力資本積累，既在宏觀層面上依賴政府的公共教育投入規模、教育協調和管理能力，還在微觀層面上依賴家庭對子女形成積極的教育期望。持續的私人教育投資激勵和能力，將與人力資本積累的宏觀管理形成協同效應，提高整個國家的人力資本積累水平。近年來，我國農村地區各級教育入學率和畢業率不斷上升，這一可喜變化毫無疑問與政府近十年來不斷增加公共教育投資，尤其是農村地區的義務教育投資密不可分，①而大規模農村剩余勞動力進城務工對農民家庭教育理念和教育期望產生的沖擊和影響，以及人力資本投資能力的提升，很可能與宏觀教育政策形成了互補效應。

一些研究指出，城市家庭對子女的教育期望和教育投資比農村家庭高，這種城鄉差距主要是由不同的文化和傳統引起（沈亞芳等，2013）。農民進城務工后，在城市工作和生活環境的熏陶下可能逐漸改變其教育理念，更認同知識的重要性，更加重視對子女的教育，這種思想觀念上的改變，很可能促使父母在子女教育投資上表現出更積極的態度（肖富群，2011；谷宏偉和楊秋平，2013）。另一些研究指出農民進城務工經歷可能對其子女教育預期產生負面影響，這些負面影響來自我國勞動力市場的二元性、戶籍歧視、大學生找工作難、農民工與大學畢業生工資收入非常接近等（姚先國和黃志嶺，2008；吳克明和王平杰，2010）。上述定性分析得到的兩種可能性需要得到定量分析的檢驗和支持：農民進城務工行為對農村家庭的子女教育期望產生的總體影響是積極的還是消極的？本文基于2010年中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，簡稱CFPS）數據，在國內文獻中首次對這一問題進行了回答。研究發現，進城務工農民家庭期望子女完成高等教育的概率，比非進城家庭高出12.13%，證明農民進城務工行為對農村家庭的子女教育期望的總體影響是積極的。此外，進城務工農民家庭在城市獲得的較高收入在改善其家庭教育投資能力的同時，也有利于其對子女教育期望的提高。本研究從人力資本投資和積累的微觀視角，對我國工業化和城市化進程中大規模農民進城務工所產生的深遠影響提供了一種理解。

本文以下部分的安排是：第二部分是文獻評述與待檢驗假設的提出，第三部分是數據、變量說明和描述性統計，第四部分是實證分析，最后是結論和進一步討論。

二、文獻綜述

孩子接受多少和什么樣的教育，在一定程度上受到其父母對子女教育期望的影響。積極的期望可能會產生積極努力的心態，從而獲得良好的績效（Oettingen，2000；Oettingen等，2002）。如果父母認為接受教育可以增長人的知識、技巧、才干和理解力，并可在將來獲得更高的收入回報和社會地位，那么他們就可能對子女報以較高的教育期望，可能更愿意為子女教育進行儲蓄和投資，讓自己的孩子在完成義務教育后繼續接受更高階段的學習。反之，如果父母認為讀書多了并沒有太多用處，他們就可能傾向于讓自己的子女完成義務教育階段后就參加工作。

期望形成是以過去經驗和現實條件為基礎，對某種結果出現的可能性形成的一種信念（Oettingen，2000；Oettinge等，2002），依據這一定義，父母對子女教育的期望可以理解為是其基于經驗所形成的主觀認知和現實條件，對子女接受教育后可實現的某種結果的信念和愿望。父母的主觀認知主要受到自身受教育程度、社會經歷的影響；收入等家庭狀況則是最為重要的現實條件。

（一）農民進城務工與子女教育期望

已有理論和實證文獻探討了父母受教育程度對其主觀認知及其子女教育期望的影響（Cynthia，2006；Stephanie，2006；王甫勤，2014），但國內尚無經驗研究關注父母社會經歷的巨大變化，是否會改變他們早期形成的子女教育期望。我國近三十多年來勞動力大規模從農村進入城市就業和居住，為觀察和研究這一問題提供了一個自然對象——農民工群體。

農民工出生在農民家庭，大都在農村環境中度過他們的青少年時期，結束學校教育后或者直接離開農村進入城市工作，或者在農村務農一段時間后再進城務工。由于我國現階段城鄉生活環境仍然存在較大的差異，進城務工后農民的思想觀念、行為模式、生活方式、經濟收入、社會參與等方面均逐漸受到城市生活的沖擊和影響（文軍，2004）。他們不僅在教育觀念上可能受到城市居民的影響（許傳新，2012），更加認同家庭教育的重要性，與子女之間的交流和溝通也變得更加頻繁（紀韶和李舒丹，2010），而且在現代化程度更高的制造業和服務業工作的經歷和在人文科技環境更好的城市生活經歷，有可能豐富和提升他們對知識重要性和教育價值的認知，從而提高其對子女教育的期望，并更為重視子女的教育和愿意為子女接受更高程度教育提供經濟上的支持（鐘一彪和李娜娜，2009）。

但城市工作經歷和生活經歷還可能對農民工的子女教育預期形成一些負面影響。一方面，我國基于戶籍制度的勞動力市場二元性還沒有完全消失，城市戶籍職工與外來農民工之間同工不同酬的現象仍然存在。一項研究發現，農民工中具有初中學歷的人群受到的戶籍歧視的程度最低，具有高中學歷人群的受歧視程度相對最高（45.9%），具有大學學歷人群的受歧視程度居中（29.5%）（姚先國和黃志嶺，2008）。另一方面，由于近年來我國低技能勞動力供求關系發生變動，“民工荒”彰顯出簡單勞動力的供給不足，并由此帶動了工資水平的上升，而剛畢業進入人才市場的大學生缺乏工作經驗，且高校擴招使大學生人數迅速增長，導致農民工與大學畢業生工資收入非常接近（吳克明和王平杰，2010）。農民工的教育投資因戶籍歧視的存在和勞動力市場的結構失衡而不能獲得相應收入回報，有可能對農民工子女的教育期望產生消極影響。理論上，進城務工經歷對子女教育期望的正向影響可能比負面影響更多些，因為人力資本與收入水平之間存在正向關聯（張車偉，2006），而且城市地區的教育回報率比農村地區更高（張興祥，2012），實踐上是否具有這種效果，還需要通過經驗研究加以檢驗。

（二）收入水平與子女教育期望

收入等經濟狀況制約著父母對子女的教育期望。家庭經濟狀況越好，父母就越可能為子女提供充裕的教育投資，從而可能形成對子女更高的教育期望（Alessandra和Barban，2012）。農民進城務工的直接驅動力量是獲得更高收入，他們在城市各行各業的務工收入較之在農村的務農收入都有不同程度的上升（韓靚和原新，2009）。這一點也得到了2014年對北京市進城務工農民的調查數據的支持，統計結果顯示，該群體月收入的平均水平約為4285元，而其在老家所能獲得的月收入的平均水平僅約為2011元。①農民工對子女的教育期望，有可能通過進城務工后收入水平的上升而提高。

綜上，在我國仍然存在較大城鄉差別，工業化、城市化正在大規模推進的歷史背景下，進城務工農民的社會經歷發生著巨大變化，收入水平和經濟地位獲得提升，這有可能對他們的教育理念和對子女的教育期望產生正向影響。而城市勞動力市場結構失衡對教育回報的負面影響，則可能不利于進城務工農民家庭教育期望的提升。由此，我們得到了本文待檢驗的兩個假設：

假設1：農民家庭父母進城務工提高了該家庭對子女的教育期望。

假設2：收入提高是進城務工農民提高子女教育期望的一個重要途徑。

三、數據、變量說明和描述性統計

本文使用CFPS數據檢驗上述假說。該數據來自北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）組織的一項全國性社會跟蹤調查，該調查從2010年開始實施，樣本覆蓋25個省/市/自治區，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員。我們使用的是2010年完成的第一次正式訪問數據。數據庫中記錄了每個受訪者的個人ID以及家庭成員之間的相互關系。本文以少兒數據庫中的子女ID為線索，根據家庭關系數據庫中對家庭成員間關系的界定，識別每個子女的父母ID。之后將成人數據庫相應樣本包含的數據，按照父親和母親的ID依次匹配到少兒數據庫中，使少兒數據庫中每一條子女樣本均包含其父母的完整信息。家庭關系庫中家庭成員間關系的準確界定，保證了不同數據庫之間數據整理的可靠性。經整理共得到1185個包含父母信息的有效少兒樣本。

本文研究農民家庭外出打工對其子女教育期望的影響，其中的因變量是子女教育期望。CFPS問卷中識別被訪者子女教育期望的相關問題是少兒問卷中的家長代答問題D2“您希望孩子念書最高念完哪一程度”，①要求被訪者在小學到博士各就學階段以及不必念書等選項中選擇一個。為了簡化后面的實證分析，我們對這些選項進行合并，具體地，我們把子女教育期望合并為兩個階段，取值為0時表示期望子女完成高等教育以下的各階段教育，即不期望子女最終完成高等教育，取值為1時則表示期望子女最終完成高等教育。把對子女教育的期望整合為高等教育前后兩個階段的主要考慮是，首先，家庭對子女教育費用的支出在初等、中等教育與高等教育之間有著非常大的差別。初、中等教育包含了九年義務教育，盡管三年高中的學費由家庭支付，但與高等教育相比，這筆費用是相對少的。因此，對子女教育期望的這種區分，可以較好地反映出農民進城務工、家庭經濟狀況改善對子女教育期望的影響。其次，由于接受高等教育仍然是現階段農村人口改變戶籍身份、提高社會地位的重要門檻條件，因此，是否希望子女完成高等教育，可以較好地反映出農民外出打工的社會經歷對子女教育期望的影響。

本文關注的主要自變量是農民家庭是否進城務工。由于CFPS調查問卷中沒有直接相關問題，我們通過對數據的處理首先得到了農村家庭樣本，然后得到這些家庭中父母是否進城這一虛擬變量，其取值0表示非外出，取值1表示外出。②

表1給出了父母是否進城打工與子女教育期望的描述性統計。整體上農民家庭對子女的教育期望普遍比較高——78.31%的家庭希望子女最終完成高等教育。其中，父母進城組期望子女最終完成高等教育的家庭比例為89.55%，而非進城組家庭的相應比例為75.14%。這表明農民進城組對子女教育期望的平均水平比非進城組高。

表1 父母是否進城和子女教育期望

由上述統計數據自然地提出的一個問題是，進城務工是否提高了農民對子女的教育期望？顯然，我們并不能通過直接比較兩組家庭的子女教育期望得到這一問題的答案，因為如果在進城務工之前，進城務工家庭就比非進城家庭有更高的教育期望，那么兩組家庭在子女教育期望上就存在系統性差異，直接比較得到的兩組家庭子女教育期望的差異包含了這種樣本選擇帶來的系統性偏差，進而高估進城務工對子女教育期望的因果效應，反之亦然。因此，要研究進城務工經歷是否改變了子女的教育期望，需要排除樣本選擇偏誤帶來的差異。

根據條件獨立假設，如果樣本選擇偏誤來自可觀測變量，則控制這些可觀測變量即可消除樣本選擇偏誤，進而正確估計進城務工對子女教育期望的因果效應。根據子女教育期望和農民進城務工的相關理論，既影響子女教育期望又影響進城務工決策的變量主要包括：子女是否獨生、父母受教育程度、父母基本能力、家庭是否關心子女教育、為子女教育存款和所在省份。

子女是否獨生。子女是否獨生對子女教育期望形成的影響包括兩個方面。其一，子女越多，越可能攤薄家庭中有限的教育資源，包括收入、家教、家庭環境以及與外界接觸機會等，從而降低子女教育期望（Blake，1981）。其二，在一個性別歧視較為嚴重的環境中，多子女家庭中的父母還可能將有限教育資源分配給特定子女。兄弟姐妹數量越多，教育獲得的性別不平等現象可能更嚴重（吳愈曉，2012），從而影響著父母對不同性別子女的教育期望。同時，家庭中未成年子女數量越多，父母照顧子女的需求增加，進而可能對父母的進城務工選擇產生一定的負面效應。

父母的受教育程度。本文在文獻評述部分已經指出，父母對子女的教育期望受到自身受教育程度的影響，兩者的正向關聯已經被許多文獻所證明。同時，父母受教育程度也是農村勞動力是否選擇進城務工的重要影響因素之一。受教育程度較高的個體往往更傾向于選擇進城務工，以便在城市地區獲得更高的教育回報（王廣慧和張世偉，2008）。因此，為研究進城務工對子女教育期望的影響，必須對父母自身的受教育程度加以控制。

父母的基本能力?；灸芰^高的農民，一方面更可能認識到教育對個體成功的重要作用，從而對子女報以更高的教育期望；另一方面，由于信息獲取能力更強，他們更容易吸收新事物的積極影響，進而提升對子女的教育期望。同時，具有較高基本能力的農民，外出務工的收益也更高，更傾向于選擇進城務工。結合CFPS數據，本文使用的父母基本能力的變量包括父母的智力水平和理解能力。在問卷中由采訪者對受訪者的智力水平和理解能力作出判斷，得出介于1至7之間的得分，分值越大基本能力越高。

家庭是否關心子女教育。家庭越關心子女教育，越可能對子女報以更高的教育期望。與此同時，為了讓子女獲得更好的教育，父母可能選擇進城務工以為子女教育創造更好的條件。因此，本文還控制了父母對子女教育的態度這一變量。該變量通過少兒問卷中的訪問員觀察問題Z301“家庭的環境表明父母關心孩子的教育”來識別，選項包括十分同意、同意、中立、不同意和十分不同意，由于選擇十分同意和十分不同意的樣本很少，也為了簡化問題，本文把選項不同意和非常不同意整合為一項，同意和十分同意整合為一項，因而家庭是否關心子女教育分為“否”、“中立”和“是”三項，分別取值為0、1、2。

是否為子女教育存款。家庭開始為子女教育存款表明家庭重視子女教育，并對子女教育有較高的期望。此外，進城務工是農民獲得更高收入的重要途徑，因此父母可能為了獲得更多的教育資本而選擇進城務工。子女教育存款這一變量通過少兒問卷中針對每個子女的父母代答問題D4“您是否已經開始為孩子的教育專門存錢”來識別，選擇“是”則取值為1，“否”則取值為0。

所在省份。省份差異可能同時影響進城務工決策和對子女的教育期望。由于我國流行高考分省命題和招生，因而各省的人口數量和考生數量等因素通過影響高考錄取率進而影響父母對子女的教育期望。與此同時，人口數量較多的省份由于人均資源稀少和就業競爭激烈，農村人口獲得高收入的概率更低，進而外出務工的概率也更高。此外，各省對知識的重視程度和對不同職業地位的看法等文化差異也會同時影響外出務工決策和對子女的教育期望。因此，控制省份虛擬變量有助于正確估計進城務工對子女教育期望的影響。

此外，為了獲得影響子女教育期望的更豐富信息，根據相關的理論和文獻，本文還控制了影響子女教育期望的另外兩個因素。

一是子女性別。教育領域的性別歧視即“重男輕女”現象在我國仍然存在，在農村家庭中尤為嚴重。吳愈曉（2012）利用2008年全國綜合社會調查（CGSS）數據的研究發現，在教育獲得上仍存在明顯的性別差異，其中農民的性別不平等差異要高于非農居民。董強等（2007）發現在農村地區，父母在子女教育期望上存在嚴重的性別歧視問題。這意味著，在其他條件不變的情況下，農村地區父母對男性兒童可能會形成更高的教育期望。

二是子女年齡。子女年齡越小，其未來的不確定性越大，此時，父母可能并未對其形成明確的教育期望。在農村地區尤為如此。由于農村地區收入水平較低，教育資源也不如城市地區豐富，因而在子女年齡較小時，用于其教育投資的資源也不多。隨著子女年齡增長，其未來的不確定性下降，此時，父母對子女的教育期望將更為明確，并決定是否期待子女進行較高水平的教育和增加子女的教育投資。

值得說明的是，子女以往的學習成績不僅可能影響父母對他們的教育期望，還可能影響父母的進城務工決策。一方面，在其他條件不變時，子女學習成績越好，對其教育的預期投資回報率可能越高，父母越可能對其抱以更高的教育期望。子女學習成績和父母對其教育期望之間存在自證預言效應，即子女過往的學業成績影響父母對子女的教育期望，調節父母與子女之間的互動程度，進而對子女未來的學業成就產生影響（高明華，2012）。另一方面，子女教育是農民進城務工決策中的重要考量因素之一（Lewis，1982；何雪松等，2010）。子女學習成績較好驅動父母對其產生更高的教育期望，并可能驅動父母為了實現這一期望和為了子女擁有更好的學習環境，而做出進城務工決策。由于本文使用的數據中沒有子女過往學習成績方面的信息，從而無法對這一變量加以控制，進而可能引起遺漏變量問題。如果遺漏變量確實對進城務工和子女教育期望產生影響，則進城務工變量是內生的，其因果效應估計也是不一致的，此時，需要考慮使用工具變量法解決內生性問題。

主要變量的簡單描述性統計見表2。其中進城組和非進城組家庭在子女是否獨生、父親教育、母親教育、父親收入、父親智力水平、父親理解能力、母親智力水平、家庭是否關心子女教育等方面均存在顯著差異，在母親理解能力、母親收入和是否為子女教育存款方面存在一定程度的差異，但顯著性水平不高，在兒童性別和兒童年齡方面則沒有顯著性差異。

表2 主要變量描述統計

注：父母收入均為收入的對數形式。在父親和母親收入中分別有7個和10個樣本取值為0，在進行對數處理時均賦值為1，避免出現無效值。最后1列為非進城組和進城組農民各變量均值之差的T檢驗的T值。

四、實證分析

本文使用Probit模型考察農民進城務工行為是否會顯著地改變其對子女教育的期望，即是否期望子女最終完成高等教育。進一步的，我們利用人均土地面積作為農民進城務工的工具變量，嘗試解決農民進城務工可能存在的內生性問題。在此基礎上，我們還使用中介效應模型驗證了假設2，并根據所在地區以及父母收入水平的高低將樣本分為不同的組別，考察估計結果的異質性和穩健性。

（一）Probit模型的估計結果

本文利用Probit模型檢驗農民家庭父母進城務工對子女教育期望的影響，結果見表3第1列。根據計算，模型預測準確率為81.43%，這表明模型的擬合程度較好，模型的可信程度較高。

表3第1列顯示，在控制其他因素之后，進城務工組期望子女完成高等教育的概率比非進城組高出12.13%，并且在1%的水平上顯著，說明進城務工行為顯著提高了對子女的教育期望，即假設1成立。

在其他控制變量中，男性、獨生子女和父母教育水平均對子女教育期望有顯著的正向影響，子女年齡對子女教育期望有負向影響。父母的基本能力則對子女教育期望沒有顯著的影響，可能是父母教育水平已經能比較好地表現父母的基本能力。父母對兒子有更高的教育期望，這意味著在農村地區，子女教育方面的性別歧視仍然較為嚴重。與父親受教育水平相比，母親的受教育水平對子女教育期望的影響更小，且顯著性水平更低。此外，更關心子女教育的家庭對子女有更高的教育期望，而是否開始為子女教育存款則在控制其他變量后對子女教育期望的影響不再顯著。

表3 進城務工對子女教育期望的影響的Probit和IV Probit估計結果

注：（1）系數為邊際效應。括號中數值為穩健標準誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省級虛擬變量。

（二）工具變量估計

根據前文對待檢驗假設的論述，農民進城務工后，一般都會獲得比在農村務農時更高的經濟收入，而且可能會在新的生活和工作環境中逐漸改變原來在農村形成的教育理念，從而提高其對子女的教育期望。但是，農民進城務工與子女的教育期望之間可能存在兩個方面的內生性，包括聯立性問題，即子女教育期望可能影響農民的進城務工決策，以及遺漏變量問題。其一，當子女期望較高時，父母可能傾向于選擇進城務工為子女創造更好的經濟條件和獲取城市地區更豐富的教育資源。雖然農民進城務工決策主要依賴決策時的子女教育期望，與當前的子女教育期望并不完全重合（除非該農民今年剛進城務工），現在的子女教育期望并不是農民過去的進城務工決策的直接依據，但是子女教育期望存在一定的延續性，現在的子女教育期望可能與過去密切相關，因此子女教育期望可能與農民進城務工決策之間存在一定程度的聯立性問題。其二，如前所述，由于數據的限制，仍然遺漏了一些既影響農民進城務工決策，又與他們的子女教育期望的形成相關的變量，比如進城務工前子女的學習成績等。為此，本文使用工具變量方法解決進城務工變量可能存在的內生性問題。

1、工具變量的選取

本文選取農民家庭所能承包到的人均土地面積①作為農民進城務工的工具變量。

首先，人均土地面積是農民進城務工決策過程中的重要考量因素之一。土地是農業經營的重要生產資料，在其他條件一定時，家庭人均土地面積越多，家庭成員從土地中獲得的收入就相對多，反之，人均耕地面積少，農業經營收入就相對少。由于城鄉預期收入差異是農民進城務工的最重要驅動力量，人均土地面積越少、農業人均收入水平越低的農村家庭，可能選擇進城務工的動力就越強（Zhao，1999；陳會廣等，2012）。

其次，相對而言，人均土地面積是一個外生因素。農民承包的土地經營權主要依據《中華人民共和國農村土地承包法》，從所在農村集體經濟組織（即所在村）擁有的土地中獲得，而一個村的人均土地面積主要取決于所在村的土地總面積和人口規模，不會受到農民對子女教育期望的影響。此外，沒有理論表明承包的人均土地面積對義務教育階段子女的教育期望有直接的影響。

根據以上討論，我們認為人均土地面積滿足作為進城務工的工具變量需要滿足的相關性與外生性兩個條件，因此，人均土地面積可以作為外出務工的工具變量。我們也在后文的實證分析中對這兩個條件進行了檢驗。

2、IV Probit估計結果

考慮到進城務工的內生性，我們使用人均土地面積作為進城務工的工具變量進行估計，其IV Probit的估計結果見表3第2列。根據計算，工具變量估計的預測準確率為73.25%，說明模型的擬合程度較好，可信度較高。

表3第2列給出了IV Probit回歸中各變量的邊際效應。其中，在其他條件不變時，期望子女完成高等教育在進城務工家庭中的概率比非進城家庭高出28.62%，并且在1%的水平上顯著。與表3第1列相比，在使用工具變量后，自變量估計值的邊際效應上升了16.49%。兒童性別和年齡以及家庭是否關心子女教育的估計結果與表3第1列一致。在控制進城務工的內生性以后，父母教育水平和是否獨生等變量不再顯著。

為了評估工具變量的有效性，下面我們對IV Probit回歸的一階段結果、工具變量的外生性檢驗以及檢驗弱工具變量的F檢驗結果進行分析，結果見表4。

表4第（1）列匯報了IV Probit回歸的第一階段結果。其中因變量為進城務工，自變量為人均土地面積對數。結果顯示，人均土地面積對農民進城務工的影響為負，并且在1%的水平上顯著。即人均土地面積的增加，將顯著地降低農民進城務工的概率。這一結果表明工具變量的相關性條件得到滿足。

表4第（2）列匯報了工具變量外生性檢驗的結果。我們在表3第1列Porbit模型的基礎上，進一步控制了人均土地面積，以檢驗人均土地面積除了通過農民進城務工之外，是否還通過其他途徑影響其子女教育期望。如果人均土地面積的系數不顯著，表明工具變量只通過農民進城務工對子女教育期望產生影響。此時，人均土地面積的外生性得到滿足。反之，如果人均土地面積仍然顯著，則表明工具變量還可能通過其他途徑影響子女教育期望。表4第（2）列結果顯示，農民進城務工對子女教育期望的影響仍然顯著為正，并且在1%的水平上顯著。而人均土地面積對子女教育期望的影響則不顯著，這表明工具變量滿足外生性假設。

表4 工具變量有效性檢驗

注：括號中的數值為穩健標準誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。已控制省級虛擬變量。第（1）列為IV Probit第一階段估計的系數，第（2）列為Probit估計的邊際效應。

表4第（1）列還匯報了弱工具變量的檢驗結果。結果顯示，當人均土地面積作為工具變量時，第一階段回歸的F值為10.13，高于經驗切割點10，符合識別弱工具變量的斯托克和沃特森法則（斯托克和沃特森，2005），可以說統計上弱工具變量的風險相對較低。

最后，基于人均土地面積是一個有效的工具變量，我們進一步檢驗了農民進城務工變量的內生性。Cameron和Trivedi（2009）介紹了兩種在Probit的工具變量估計中使用Wald檢驗考察變量內生性的方法，這兩種方法的原理相似，在進行估計時，兩種檢驗的結果分別顯示在IV Probit估計和第一階段估計結果中。其原假設為ρ=0，即自變量是外生的。結果顯示，兩種方法的P值分別為0.1121和0.1157，均不顯著。因此，我們有理由認為，在控制了其他變量以后，進城務工變量是外生的。此時，表3第1列的估計結果是一致的，且Probit回歸的估計結果比IV Probit回歸的估計結果更有效。

進城務工變量的外生性表明，在控制了子女獨生、父母受教育水平、父母基本能力、家庭是否關心子女教育、是否為子女教育存款和所在省份等可觀測變量帶來的樣本選擇偏誤以后，遺漏變量問題和聯立性問題的影響并不大。遺漏變量問題主要來自子女過去的成績。然而，處于義務教育階段的子女，距離高考還有一定的時間，學習成績還有提高的空間，因而過去的學習成績對父母對其教育期望的影響較小。聯立性問題則假設子女教育期望影響父母的進城務工決策。但在我國城鄉收入差異非常大、農業經營收入相對低下的歷史環境下，①影響農民進城務工決策的關鍵因素仍然是獲得更高的收入，對子女教育的考慮對進城務工決策的影響可能還較弱。正如文軍（2001）所指出的，當代中國農村人口依然承擔著巨大的生存壓力，在生存理性的作用下，大規模進城務工的最根本動因仍然是尋求更高的經濟收入。程名望等（2013）利用2003—2006年全國農村固定觀察點數據的經驗研究也支持了這一判斷。他們指出，目前我國農民的需求仍主要停留在較低的層次上，經濟因素還是影響農民進城務工的首要因素。因此，子女教育期望與進城務工決策的聯立性問題并不嚴重。

綜上，根據多項檢驗結果，可以認為進城務工行為外生于子女教育期望是不能夠被拒絕的。在這一情形下，Probit回歸的估計結果是一致的，且相對IV Probit估計結果而言更有效。所以我們接受表3第1列的Probit回歸結果，并將主要基于這一結果對本文進行總結和討論。

（三）進城務工影響子女教育期望的作用機制

根據前文的論述，收入提高是進城務工農民提高子女教育期望的一個重要途徑，本部分將使用中介效應模型檢驗這一作用機制。具體的，本文使用Baron和Kenny（1987）提出的逐步法檢驗收入這一作用機制，即先檢驗進城務工對子女教育期望的總效應，這一檢驗已經通過表3第1列完成；然后檢驗進城務工對中介變量——父母收入的影響是否顯著，最后在同時控制自變量是否進城的條件下檢驗中介變量父母收入對子女教育期望的影響。由于第一步已經完成，接下來將檢驗后面兩步。

表5 進城務工對收入的影響（OLS）

注：（1）括號中的數值為穩健標準誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省份虛擬變量。

在估計進城務工對收入的影響時，除了是否進城以外，根據Mincer方程，本文還控制了父母受教育年限和工作經驗的二次項以及省份虛擬變量，其中工作經驗通過年齡減去6再減去受教育年限計算得到。①表5匯報了這一估計結果。從估計結果來看，無論是父親收入還是母親收入的估計方程，進城務工變量的系數均顯著為正，表明進城務工顯著提高了父母的收入，這與我們的假設是一致的。在其他變量方面，工作經驗對父母收入的影響呈倒U型，母親的受教育年限對其收入有顯著影響，而父親的受教育年限則對其收入的影響不顯著，這可能是因為受教育水平較高的男性農民更傾向于進城務工，進城務工已經較好地捕捉了教育的影響，從而在同時估計進城務工和受教育水平對父親收入的影響時，父親受教育年限的估計結果不顯著。

表6 父母收入對子女教育期望的影響（Probit）

注：（1）系數為邊際效應，括號中的數值為穩健標準誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省份虛擬變量。

表6是在表3第1列的基礎上加入父母收入的子女教育期望估計結果。結果顯示，在同時控制進城務工和父母收入的情況下，父親收入變量仍然顯著為正，結合表5的估計結果，說明進城務工通過影響父親收入顯著影響子女教育期望，即父親收入提高是進城務工提高子女教育期望的一個重要作用渠道，假設2成立。與此同時，在控制父母收入的情況下，是否進城變量仍然顯著為正，只是系數較表3第1列的結果更小，說明農民進城務工行為除了通過父親收入的增加來提高該家庭的子女教育期望之外，其對子女教育期望的總體效應的剩余部分可能來自社會經歷的改變，即農民進城務工行為通過父母社會經歷的改變對子女的教育期望產生正向影響。然而，母親收入對子女教育期望的影響并不顯著，結合父母受教育水平對子女教育期望的影響的差異，我們發現，子女教育期望受父親的影響更大。這可能是由于在大多數農村家庭，乃至流動農民家庭中仍然保留著父親是一家之主的傳統（金一虹，2010），不僅家庭經濟的主要來源是父親的工作收入，而且在家庭事務決策中父親擁有更多的話語權，而母親更多地承擔起相夫教子的責任。其他變量的估計結果與表3第1列基本一致。總體而言，假設2得到驗證，即進城務工通過提高父親收入進而提高子女教育期望。

（四）異質性和穩健性檢驗

為了考察不同地區和不同收入水平的農民家庭進城務工對子女教育期望的影響，并同時檢驗前述估計結果的穩健性，本文使用表3第1列的估計方法和控制變量，根據所在省份將樣本分為東中西三組，考察不同地區農民進城務工對子女教育期望的影響的異質性，并分別根據父親和母親收入水平分為三分位組，代表高收入、中等收入和低收入組，考察不同收入水平農民家庭進城務工對子女教育期望的影響的差異①。結果見表7。

表7 異質性和穩健性檢驗（Probit）

續表7

注：（1）“是否進城”變量的系數為邊際效應。括號中的數值為穩健標準誤。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。（2）已控制省份虛擬變量。（3）受篇幅所限，本部分僅報告了是否進城務工這一變量的結果。

不同地區農民進城務工對子女教育期望的影響的異質性。從表7 （I）的估計結果來看，相對于該地區的農民家庭而言，東部地區和西部地區進城務工農民家庭對子女有更高的教育期望，且西部地區兩個群體的這種差異更大，而中部地區的差異則不顯著?？赡苁且驗槲鞑康貐^農民工主要來自該地區農村居民，而西部地區城鄉收入差距和城鄉居民生活水平差距遠高于中東部地區，從而西部地區農民工的城市工作生活經歷對其生活方式和教育期望的影響更大。東部地區農民工則主要來自中西部地區，與來源地相比，農民工外出務工所獲得的收入更高，經歷的城鄉差異沖擊較大，因而外出務工給該家庭子女教育期望的影響也較大。中部地區的城鄉差異相對較小，從而城市工作生活經歷對子女教育期望的影響可能不如東西部地區。

不同收入水平組農民的進城務工行為對子女教育期望的影響的差異。表7（II）和（III）分別報告了按照父親和母親收入三分位分組的估計結果。研究表明，無論是按父親還是母親的收入水平分組，在每個收入組內，進城務工對子女教育期望均有顯著的正向影響。與此同時，隨著收入水平提高，農民家庭與農民工家庭對子女教育期望的差距在縮小，主要是因為收入越高的農民家庭，越可能有更多的教育資源投入于子女教育，對子女的教育期望也越高，這也與假設2相一致，即收入增加是進城務工農民提高子女教育期望的重要途徑。

總體而言，表7的結果表明，我們對進城務工對子女教育期望的影響的估計結果是穩健的。

五、結論和進一步討論

本文基于2010年CFPS調查數據，研究農民進城務工對子女教育期望的因果效應，以探究近年來農村地區各級教育入學率和畢業率上升的微觀原因。為了識別這一效應，我們將人均土地面積作為進城務工的工具變量，解決進城務工可能存在的內生性問題。本文的基本結論如下：

第一，在控制了子女是否獨生、父母特征、家庭是否關心子女教育、為子女教育存款和所在省份、子女性別和年齡等變量下，進城務工家庭期望子女完成高等教育的概率比非進城家庭高出12.13%，并且在1%的水平上顯著，說明父母進城務工確實提高了對子女的教育期望，假設1沒有被證偽。為讓農民家庭的孩子接受更多更好的教育，提高我國人力資本積累水平，阻斷貧困的代際傳遞，近年來我國政府實施了一系列推動教育發展尤其是農村地區教育發展的政策，這些宏觀政策的實施效果依賴于家庭和父母的參與和配合，積極的支持和消極的應付將產生完全不同的效果。農民離開農村進入城市工作和生活的經歷是改變父母對子女的教育理念的一個重要途徑，因此，政府創造條件讓進城務工農民通過各種方式融入城市現代社會，將可能促進農民家庭教育理念轉變，發揮間接提高教育政策實施效果的作用。

第二，父親收入增加是進城務工提高子女教育期望的一個重要作用渠道，但母親收入對子女教育期望的影響并不顯著，假設2被部分證明。進城務工帶來的收入水平提高，既是誘導農民家庭改變子女教育期望的一個傳導機制，也是農民家庭實現對子女更高教育期望的經濟基礎。近年來農民和農民工家庭的收入水平不斷提高，但對他們中的大多數而言，為讓子女接受高等教育所要進行的儲蓄和投資仍然是非常昂貴的，因此，堅持和完善我國自1999年起開始實行的財政貼息國家助學貸款政策，將為期望自己子女接受高等教育的農民和農民工家庭提供實現愿望的扶助性條件，并將有效提高我國人力資本積累水平。

第三，父母進城務工對子女教育期望的提升作用存在區域性差異。相對于本地區的農民家庭而言，東部地區和西部地區進城務工農民家庭對子女有更高的教育期望，且西部地區差異性更大，而中部地區的差異則不顯著。

第四，不同收入水平的父母進城務工行為對子女教育期望影響不同。無論是按父親還是母親收入水平分組，在每個收入組內進城務工對子女教育期望均有顯著的正向影響，但隨著收入水平的提高，農民家庭與農民工家庭對子女教育期望的差距在縮小。這一結果從另一角度支持了本文的假設2，即收入增加是進城務工農民提高子女教育期望的重要途徑。

第五，父母對兒子有更高的教育期望，這也意味著在農村地區子女教育方面的性別歧視仍然較為嚴重。農村依然存在的子女教育性別歧視現狀要得到根本的改變，不僅依賴于父母對知識和教育重要性的認識水平，還依賴于農民家庭收入水平的大幅上升、農村地區和農民家庭社會保障體系的完善等一系列條件。政府應重視目前尚存在的農村家庭子女教育性別歧視問題，并通過嚴格貫徹落實義務教育制度降低其可能的不良后果。

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（G）

①根據《中國教育經費統計年鑒》顯示，從2001年至2013年間，我國初中和小學的生均公共財政預算教育事業費支出均經歷了快速的增長，分別增加了10.33倍和11.44倍。尤其值得關注的是，農村地區初中和小學生均支出水平與全國生均支出水平之比，分別從2001年的80.31%和85.38%上升到2013年的99.32%和99.32%，這意味著在人均意義上，政府對農村地區的公共教育投資與全國平均水平之間已經基本不存在明顯的差異。

① 2014年北京大學經濟學院在京進城務工農民經濟和社會調查。

①CFPS調查中關于教育期望的問題有兩個，一個是少兒問卷中10-15歲少兒本人回答部分的上學模塊的H9問題“您認為自己最少應該念完哪種教育程度”，這是該年齡段少兒對自己的教育期望，另外一個問題是少兒問卷中家人代答部分針對該家庭0-16歲年齡段每個少兒的D2問題“您希望孩子念書最高念完哪一程度”，這是該家庭對每個少兒的教育期望。本文使用后者來識別家庭對每個子女的教育期望。

②在CFPS2010數據中，沒有可以直接識別農民是否進城打工的問題，需通過間接方式整理出該變量。本文利用問卷中受訪者“現在戶口狀況”，以及受訪者當前所在地的“國家統計局資料的城鄉分類變量”問題（該問題屬于成人問卷數據庫）。在保留當前戶口狀況為農業戶口的樣本后，以受訪者當前所在地的城鄉分類為依據，識別受訪者是否進城務工。當受訪者當前所在地為農村時，將他們視為留在農村地區；當受訪者當前所在地為城市時，將他們視為離開農村進城務工。由此可得留在農村地區的樣本16824個，進城務工的樣本6878個。然后以個人ID為線索，將這些樣本信息匹配到少兒問卷數據庫中，最終得到包含少兒和父母有效信息的樣本1185個。其中進城組樣本為279個，非進城組樣本為906個。

①根據CFPS問卷，本文使用的承包土地數量是指“村里分的土地，即使出租給其他人，也算擁有”。

①根據國家統計局數據，21世紀以來，我國城鎮居民人均可支配收入一直是農村人均純收入的3倍左右。

①父親工作年限的均值為24.63年，方差為7.787年；母親的工作年限均值為24.53年，方差為8.03年。

①東部地區省份包括天津、河北、遼寧、上海、江蘇、山東和廣東；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、江西、河南、湖北和湖南；西部地區包括廣西、四川、貴州、云南、陜西和甘肅。由于在收入分組后，部分省份在同一收入分組內的進城務工農民樣本為0，從而該省份樣本被刪除，分組樣本之和小于總樣本數量，由于被刪除的樣本數量很小，從而結果不會受到很大影響。

* 本文是2009年度教育部人文社會科學研究規劃基金項目(No.09yja790008)的階段性成果。作者感謝匿名審稿人和北京大學經濟學院發展經濟學workshop成員提出的寶貴意見和建議。