農村女性家庭地位對兒童早期人力資本投資的影響

華 靜，馬靈琴

(1.寧夏大學 經濟管理學院，寧夏 銀川 750021；2.寧夏大學 農學院，寧夏 銀川 750021)

2020年底，我國消除了區域性整體貧困，農村貧困地區的義務教育有了充分保障。然而，貧困的根源之一，也就是人力資本投資不足問題沒有得到根本解決。人力資本投資是反貧困的有效途徑，教育是提高人力資本水平最基本的手段，所以也可以把人力資本投資視為教育投資。隨著女性地位的上升，家庭決策權由以前的男性擁有逐漸變為夫妻雙方共同擁有或者女性擁有。作為養育和投資孩子的主體之一，相比于男性，女性對子女的衣食住行以及教育更為關心，也更加關注孩子的教育投資，女性投資子代人力資本的動機更強[1]。因此，本文研究農村女性家庭地位提升是否對兒童早期人力資本投資產生影響？如果有影響，是正向影響還是負向影響？對于這些問題的回答有重要的理論和實踐意義。本文的研究思路是從理論上構建人力資本代際傳遞模型，運用2018年中國家庭追蹤調查數據，構建Tobit回歸模型剖析女性家庭地位對農村兒童早期人力資本投資的影響，以期為以后開展長期的婦女扶貧救濟工作以及加大農村兒童早期人力資本投資等方面提供政策參考。

一、文獻綜述

(一) 關于女性家庭地位的研究

改革開放以后，女性的社會地位和家庭地位得到了顯著提升[2]，但相較于男性仍有很大差距[3]，農村婦女的家庭地位亟待提高[4]。隨著時代的發展，在當前的農村社會中，越來越多的返鄉婦女借助打工經歷和在城市習得的從業技能提升了自己的家庭地位[5]。

影響女性家庭地位的因素大致可以分為5個方面。(1)經濟收入。個體的經濟收入決定其在家庭里的地位，女性收入越高，家庭地位越高，越容易掌握家庭決策權[6]。(2)教育水平。教育對女性家庭地位的提高有著重要影響[7]，婦女的教育水平決定了其在家庭里的地位，女性學歷越高，其在家庭中的話語權越大[8]。(3)女性獨立意識。女性的性別平等意識已經成為改變其家庭地位的重要因素之一[9]。隨著社會的進步，越來越多年輕女性的獨立意識增強，掌握了家庭資源的支配權[10]。(4)子女性別。在農村，傳統的重男輕女思想依然根深蒂固，生兒子的女性家庭地位一般高于生女兒的女性[11]。(5)生育政策。生育政策對女性家庭地位的提高有著明顯的影響[12]。生育率下降也會提高女性家庭地位對技能溢價的影響[13]。

(二)關于兒童人力資本投資的研究

關于兒童人力資本投資的研究大致可以分為兩個層面。從宏觀層面來看，學校教育是影響兒童人力資本投資的一個重要因素[14]，政府投資有助于從源頭上促進貧困地區兒童人力資本發展[15]。從微觀層面來看，家庭收入[16]、父母的陪伴[17-18]、期望孩子受教育程度[19]、家庭環境[20]等對兒童人力資本投資都有或多或少的影響，父母教育水平也逐漸成為影響兒童人力資本投資的重要因素[21-22]。毋庸置疑，家庭因素對兒童人力資本投資產生的影響是最大的[23]。

(三)關于女性家庭地位與兒童人力資本投資關系的研究

張邦從兒童健康人力資本視角出發，采用中國微觀家庭調查數據分析了母親就業情況與兒童健康之間的關系，發現母親的就業狀況和兒童健康之間呈反向關系，即母親不工作則孩子的健康狀況更好[24]。徐瑋以家庭支出決策作為切入點，論述子女的教育和健康人力資本對貧困的影響，結果表明女性的家庭地位對子女的教育和健康人力資本是有影響的[25]。李新榮等構建了人力資本代際傳遞模型，研究發現婦女家庭地位的提升對其子代人力資本投資有很大影響[1]。

綜上所述，學者們對女性家庭地位和兒童人力資本投資的研究成果頗豐，為我們研究女性家庭地位對農村兒童人力資本投資的影響提供了理論支撐，但已有研究仍存在以下不足：(1)關于女性家庭地位、兒童人力資本投資的研究多從單方面探討，很少將二者結合起來研究。(2)已有文獻僅將家庭決策權作為女性家庭地位的衡量指標，缺乏對其他指標的考慮。(3)已有文獻在研究兒童人力資本時，涵蓋了整個教育階段，針對兒童早期教育的研究較少。

本文在已有研究的基礎上進行深化，選取6～15歲的農村兒童作為研究對象，剖析農村女性家庭地位提升對兒童早期人力資本投資的影響，以期為兒童人力資本投資提供一些政策建議，有效防止規模性返貧，并促進開展長期婦女扶貧救濟項目。

二、女性家庭地位對兒童早期人力資本投資影響的理論模型

首先建立含有人力資本折舊的人力資本代際傳遞的兩期模型。在第1期，個體通過勞動L進行生產，生產出的產品為F(L)，主要用于這一期的家庭消費以及對子女的人力資本投資I。

C1+I=F(L)

(1)

在第2期，個體繼續通過勞動L進行生產，但是隨著年齡的上升，個體的勞動生產效率會下降，因此，引入參數0<λ<1，該期所用的消費等價于第1期的投資回報與第2期的實際產出之和。

C2=λF(L)+Ir

(2)

其中r表示投資回報率，λ值越小，表明個體的生產效率越低。個體的總目標函數是凹函數：U(C1，C2)=U(C1)+βU(C2)

一階導:U′(F(L)-I*-βrU(λF(L)+I*r)=0

如果I=I(β，λ，r)，首先，對λ進行求導數：

U″(F(L)-I*)(dI*)/dλ+βrU″(λF(L)+I*r)(F(L)+r(dk*)/dλ)=0
dk*/dλ=-βrU″(λF(L)+I*r)F(L)U″/(F(L)-I*)+βr2U″(λF(L)+I*r)<0

當λ值減小，I*將增大。一般勞動市場中，農村女性的勞動生產率隨著年齡的增長而下降。

據此，提出假設1：農村女性家庭地位越高，對兒童早期人力資本的投資也越高。

其次，對r求導數：

U″(F(L-I*))(dI*)/dλ+βU′(λF(L)+I*r)+βrU″(λF(L)+I*r)(I*+r(dI*)/dλ)=0

dk*/dr=-βU′(λF(L)+I*r)+βrU″(λF(L)+I*r)I*)/

(U″(F(L)-I*)+βr2U″(λF(L)+I*r))<0

當r值增加，根據財富效應，相同的投資帶來更多的回報，個體將增加第1期消費，減少投資；根據替代效應，當前的投資可以換取更多未來的消費，個體將減少第1期消費，增加投資及第2期的消費。如果替代效應大于財富效應，那么r值增加時，個體增加投資；反之，個體減少投資。在勞動力市場，個體的勞動生產力是有限的，意味著其獲得的投資收益有限；孩子數量越多，每個孩子獲得的人力資本投資越少；反之，孩子數量越少，每個孩子獲得的人力資本投資也就越多。

據此，提出假設2：女性家庭地位的提高對多子女家庭兒童早期人力資本投資的影響更大。

三、女性家庭地位對兒童早期人力資本投資影響的實證分析

(一)數據來源

本文所選用的數據均來自中國家庭追蹤調查數據庫。中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)旨在通過追蹤收集個體、家庭、社區三個層次的數據，反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷，為學術研究和公共政策分析提供數據基礎。本文對問卷進行分析，通過Stata軟件對數據進行篩選，只保留了農村地區的數據，將女性年齡的取值范圍規定為26～55歲，將兒童的年齡范圍規定為6～15歲，刪除了不在研究范圍內的數據和早期人力資本投資為0的樣本，最終保留了1 237個有效樣本。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為兒童早期人力資本投資，采用“兒童教育總支出占家庭總支出的比重”來衡量家庭對子女教育的重視程度?！皟和逃傊С觥眮碜詫柧碇小斑^去12個月，包括交給學校、參加補習班費、請家教及其他費用，您家為孩子支付的教育總支出約為多少錢？”的回答，教育總支出占家庭總支出的比重越大，說明家庭越重視孩子的教育。

2.解釋變量

本文的解釋變量為“女性家庭地位”，根據對“是否從事農業活動”“是否是農業活動管賬人”“是否外出打工”以及“是否負責采購食品”的回答來衡量女性的家庭地位，將女性回答“是”賦值為“1”，回答“否”賦值為“0”。數值越大，表示女性在家庭中的地位越高。

3.控制變量

考慮到兒童早期人力資本投資還受其他因素的影響，為了盡可能地體現異質性特征，本文參考相關文獻選取了孩子特征、母親特征以及家庭特征變量等作為控制變量。孩子特征包括：孩子正在上初中還是小學、上幾年級、是否上公立學校、是否上重點學校、是否上重點班、是否參加輔導班、是否參加學校輔導、是否請家教；母親個人特征包括：年齡、健康狀況、智力水平、個人最高學歷、打工收入；家庭特征包括：家庭成員數、全部家庭純收入、家庭總支出、希望孩子受教育程度、是否考慮把孩子送到國外念書、是否為孩子教育存錢、是否同意父母應該關心孩子教育、是否同意父母應該主動與孩子溝通。

(三)變量賦值

相關變量賦值情況詳見表1。

表1 變量定義及賦值

(四)模型設定與實證

1.基準模型設定

本文的被解釋變量為兒童早期人力資本投資，取0～1之間的連續觀測值，且存在義務教育支出占比為1的情況，屬于受限因變量。本文利用D’Agostino’s K-squared test進行了正態分布檢驗，p值為0，拒絕了原假設，數據不符合正態分布的要求，無法使用簡單線性回歸的方法來建模。因此，文章采用Tobit模型來進行回歸結果的分析。

基準方程如下:

YEdu=α0+α1XStatus+βXi+μi

其中被解釋變量YEdu表示家庭教育總支出占家庭總支出的比重，解釋變量XStatus表示女性家庭地位，Xi是控制變量，包括兒童特征、母親特征和家庭特征，μi是隨機誤差項。

2.回歸結果分析

表2為Tobit回歸模型擬合結果，通過分析可知，女性從事農業活動和是農業活動管賬人會對兒童早期人力資本投資產生負向影響。這可能因為女性從事農業活動的主要收入大都用于農業生產，導致其忽略了孩子早期人力資本投資。女性是否外出打工與兒童早期人力資本投資呈負相關關系，如果女性外出打工，則家庭對兒童人力資本的投資減少。這可能因為女性外出打工，沒有時間照顧和陪伴孩子，家庭對孩子的人力資本投資就相應減少了。女性負責采購食品對兒童早期人力資本投資有著顯著的正向影響，即家庭中負責采購食品的人如果是母親，那么家庭對兒童早期人力資本投資較高，可能因為女性在采購食品時會更加注重營養，孩子的身體素質得到提高。前4項的回歸系數有正有負，但是綜合衡量指標顯示女性家庭地位越高，家庭對兒童早期人力資本投資也越高，假設1得到證實。

表2 回歸分析結果匯總(N=1 237)

3.異質性分析

(1)孩子數量的異質性分析

本部分以孩子數量為主要控制變量，對獨生子女家庭、多子女家庭兩個子樣本分別回歸。如表3所示，在獨生子女家庭中，回歸系數值為0.025；在多子女家庭中，回歸系數值為0.037，且在5%的水平上顯著。這是因為在獨生子女家庭中，父母對孩子的投資是穩定的，無論女性家庭地位高低，家庭都會對孩子進行人力資本投資。而在多子女家庭中，受孩子數量的影響，家庭在對孩子進行人力資本投資時會進行選擇，比如會更多地對男孩或者未來可能更有出息的孩子進行投資。女性家庭地位提升，會對孩子人力資本投資產生顯著的正向影響，家庭在對孩子進行人力資本投資時會更公平。因此，表3 的結果與假設2相一致，女性家庭地位的提高對多子女家庭兒童早期人力資本投資的影響更大。

表3 獨生子女和多子女家庭子樣本回歸結果

(2)孩子性別的異質性分析

本部分以孩子性別為主要控制變量，對獨生子女家庭和多子女家庭兩個子樣本分別回歸。如表4所示，在獨生子女家庭中，男孩的回歸系數值為0.029，女孩的回歸系數值為0.040，女性家庭地位的提高對男孩或者女孩的人力資本投資影響不顯著。這是因為在獨生子女家庭中，父母對孩子的投資是沒有性別差異的，無論女性家庭地位高低，家庭都會對孩子進行人力資本投資。在多子女家庭中，男孩數量占多數的回歸系數值為0.058，女孩數量占多數的回歸系數為0.035，在5%的水平上顯著。這可能因為受重男輕女思想影響，在多子女家庭中，大多數家庭偏向于對男孩進行人力資本投資，而母親則更偏向于對女孩進行人力資本投資，因此，女性家庭地位的提高對多子女家庭女孩的人力資本投資有正向影響。

表4 孩子性別子樣本回歸結果

(3)地區異質性分析

本部分以地區虛擬變量為主要控制變量，以“兒童教育支出占家庭總支出的比重”為被解釋變量，對東部地區、中部地區以及西部地區3個子樣本分別回歸。如表5所示，東部地區女性家庭地位的回歸系數值為0.029；中部地區女性家庭地位的回歸系數值為0.032，在10%的水平上顯著；西部地區女性家庭地位的回歸系數值為0.060，在5%的水平上顯著。西部地區的女性家庭地位對兒童早期人力資本投資的影響最為顯著。其原因可能與東、中、西部地區的經濟發展水平有關，東部地區由于經濟比較發達，女性家庭地位提高與否不會顯著影響對孩子的人力資本投資；西部農村地區作為我國經濟發展相對落后的地區，思想也相對保守，女性家庭地位的提高對孩子人力資本投資有一定的促進作用，女性家庭地位越高，對孩子人力資本投資越多。因此，女性家庭地位的提高對兒童人力資本投資的影響有地區差異，具體表現為西部地區>中部地區>東部地區。

表5 東、中、西部地區子樣本回歸結果

(4)家庭收入的異質性分析

本部分以家庭收入為主要控制變量，以“兒童教育支出占家庭總支出的比重”為被解釋變量，將家庭年收入劃分為10 000元以下、10 000～30 000元、30 001～60 000元、60 001～100 000萬元、100 001～ 150 000元以及150 000元以上，對6個子樣本分別回歸。如表6所示，家庭年收入為10 000元 以下的回歸系數值為0.643，在1%的水平上顯著，說明女性家庭地位的提高對兒童早期人力資本投資有顯著的正向影響。家庭年收入為10 000～30 000元和家庭年收入為30 001～ 60 000元的回歸系數值分別為0.099和0.072，在10%和5%的水平上顯著。家庭年收入為60 000元以上的回歸系數不顯著，說明家庭收入越高，女性家庭地位的提高對兒童早期人力資本的影響越不顯著。但是，以60 000元為分界點，家庭年收入為60 001～10 000元的回歸系數值最小，100 001～150 000元 次之，150 000元 以上回歸系數值最大，這說明家庭年收入達到一定值后，女性家庭地位提高對兒童早期人力資本投資的影響也是顯著的?？偟膩碚f，收入越低的家庭，女性家庭地位的提高對兒童早期人力資本投資的影響越大；收入高的家庭，女性家庭地位的提高對兒童早期人力資本投資的影響不顯著；但當家庭年收入達到一定值后，女性家庭地位的提高對兒童早期人力資本投資的影響會變大。

表6 家庭年收入子樣本回歸結果

四、結論

本文通過構建 Tobit 模型對農村女性家庭地位與兒童早期人力資本投資的關系做了實證檢驗，通過分析可知，農村女性家庭地位對兒童早期人力資本投資有著顯著的正向影響。文章得出以下結論：(1)農村女性家庭地位的提高有助于提高兒童早期人力資本投資水平，除了女性家庭地位這一關鍵變量，家庭特征、兒童特征等都對兒童早期人力資本投資有著或多或少的影響。(2)農村女性家庭地位的提高，對多子女家庭兒童人力資本投資影響更顯著。同時，在多子女家庭中，農村女性家庭地位的提升對女孩人力資本投資的影響要比男孩顯著。(3)由于各地經濟發展水平和思想觀念的差異，農村女性家庭地位的提高對兒童早期人力資本投資的影響存在地區差異，其影響大小為西部地區>中部地區>東部地區。(4)農村女性家庭地位的提高對低收入家庭兒童早期人力資本投資的影響更大。

因此，提出以下政策建議：(1)提高農村女性家庭地位。提高女性家庭地位不僅對營造和諧的家庭氛圍、形成良好的家風以及提高家庭成員素質有著重要的作用，而且能夠對兒童早期人力資本投資產生影響，進而預防農村家庭返貧。(2)提高農村兒童早期人力資本投資質量。隨著經濟社會的不斷發展，許多家庭更加重視孩子的質量而非數量。女性家庭地位的提高會使家庭更注重對女孩的教育投資，這在一定程度上可以改變部分農村地區存在的重男輕女現象。隨著雙減政策的實施，國家和政府大力提倡教育教學要提質而非提量，因此，注重提高農村兒童早期人力資本投資的質量是解決農村兒童人力資本投資較少問題的關鍵。(3)重視中、西部農村的發展。相對于東部地區而言，中、西部農村受發展歷史和自然條件的限制，長期處于相對落后狀態，女性家庭地位較低，兒童早期人力資本投資水平相對來說也較低。因此，要重視中、西部農村的發展，提高中西部農村女性家庭地位，縮小地域差距，實現地區協調發展。(4)提高農村低收入家庭的女性家庭地位。低收入家庭的家庭收入有限，對子女的人力資本投資較少，這不利于兒童未來發展。政府應該關注和提高農村低收入家庭女性的家庭地位，從而提高低收入家庭兒童早期人力資本投資水平，縮小貧富差距。