【正文】 ( 續(xù)表 )戶特征變量父母平均受教育年數(shù) ( ) ( )戶人均收入( 百元 ) ( ) ( )戶人均接受轉(zhuǎn)移支付( 百元 ) ( ) ( )每年受雇時(shí)間小于半年的戶成員比例 ( ) ( )農(nóng)業(yè)收入占總收入比重 ( ) ( )戶平均年齡 ( ) ( )戶平均年齡平方項(xiàng) ( ) ( )戶男性比例 ( ) ( )總樣本量 913 372 Adj 表6 戶勞動力大病沖擊與子女教育投資：村固定效應(yīng)OLS估計(jì)*在10%顯著性水平上顯著；**在5%顯著性水平上顯著；***在1%顯著性水平上顯著。首先對關(guān)鍵變量進(jìn)行考察，我們看到在兩個回歸中，“小學(xué)階段是否發(fā)生大病沖擊”這一變量都非常顯著。注意到在兩組回歸中系數(shù)的絕對值都超過了1，說明在子女學(xué)齡的小學(xué)階段家庭勞動力的大病沖擊對其教育的負(fù)影響幅度相當(dāng)大。這樣的回歸結(jié)果驗(yàn)證了前面我們所提出的假說，說明只有發(fā)生在子女小學(xué)階段的家庭勞動力大病沖擊會對其教育產(chǎn)生顯著負(fù)影響，且表6的結(jié)果還顯示了這一影響的幅度是相當(dāng)大的。兩組的回歸結(jié)果雖然符號均為正，但都不顯著，說明男性并未比女性顯著多受教育。年齡越大的人所受的教育越少，年長一歲。在戶特征變量里面，發(fā)現(xiàn)父母的平均受教育年數(shù)對子女教育的影響非常顯著，在兩組回歸中都在1%水平上顯著。如果一個家庭中的父母的受教育水平比較高，除了父母本身會相對更加重視子女的教育而加大對子女教育的投資之外，其本身的教育水平有可能對子女的學(xué)習(xí)產(chǎn)生良性的影響，更可能給子女的學(xué)習(xí)提供實(shí)際的幫助，從而提高子女的教育水平。這個指標(biāo)加總農(nóng)戶在當(dāng)年接受的在外親戚寄來收入、財(cái)政補(bǔ)助收入、親戚資助的貨幣價(jià)值，表征農(nóng)戶的抗風(fēng)險(xiǎn)能力。我們知道，對子女的教育是一項(xiàng)長期的投資，在投資期間財(cái)富水平波動越小，家庭對子女的教育投資就越穩(wěn)定?？梢钥吹皆趦山M回歸中這一指標(biāo)的系數(shù)都相當(dāng)顯著，而且對子女教育投資的影響幅度也非常大，在所有1932歲樣本的村固定效應(yīng)估計(jì)中，這意味著一旦農(nóng)戶在一年內(nèi)可以固定的得到1000元轉(zhuǎn)移支付，他對子女的教育投資將可能提高1年以上。而其他的戶特征變量均不顯著，一個解釋是這些解釋變量在戶之間的變化率比較小，另一個可能解釋是，解釋變量變化率比較小的樣本在回歸的總樣本中所占的比重比較大。按照Schultz的說法，子女教育支出也同樣是父母的一種消費(fèi)行為，那么這種不顯著有可能是因?yàn)樽优逃龑κ杖氲膹椥员容^小。當(dāng)然，家庭勞動力閑置越嚴(yán)重，家庭的平均收入水平可能越低，但我們在回歸中用人均收入控制住了收入的影響。 從表7可知，在1629歲的樣本中有44%的人沒有完成初中教育，所以我們使用概率模型是合適的。表7 概率模型被解釋變量不同取值的樣本比例 是否完成小學(xué)教育表8是回歸結(jié)果 表8中報(bào)告的是采用Probit模型進(jìn)行回歸的結(jié)果，我們還采用其他形式的概率計(jì)量模型（logit 模型和linear probability模型）進(jìn)行估計(jì)，也得到了相似的結(jié)果。其中第一列（Probit1）是全部13到26歲樣本的村固定影響回歸，而第二列（Probit2）是13到26歲樣本中受過勞動力大病沖擊的家庭中的子女的回歸?；貧w結(jié)果顯示，子女在小學(xué)階段家庭遭受勞動力大病沖擊會使完成小學(xué)學(xué)業(yè)的概率下降17%到18%。這兩個變量的顯著性與OLS估計(jì)的結(jié)果類似，但是，在這組回歸中，戶人均接受轉(zhuǎn)移支付這一變量不再顯著，這可能表示小學(xué)教育在農(nóng)村相對普及，即使抗風(fēng)險(xiǎn)能力比較差的農(nóng)戶也會選擇至少投資子女完成小學(xué)教育。這可能和小學(xué)學(xué)業(yè)相對較早普及有關(guān)。 是否完成初中教育第三列和第四列的被解釋變量是是否完成初中教育，按照第二部分計(jì)量模型與方法中所介紹的樣本分組方法，這里選取2002年年齡在16到29歲之間的樣本，這部分個人按照學(xué)齡來說，初中教育應(yīng)該在88年到01年之間完成，故我們可以通過概率回歸來分析在其小學(xué)和初中期間家庭勞動力受到大病沖擊對其是否完成初中學(xué)業(yè)的影響。在這一組回歸結(jié)果中，小學(xué)階段家庭勞動力的大病沖擊的影響仍然相當(dāng)顯著，子女在小學(xué)階段家庭遭受勞動力大病沖擊會使完成小學(xué)學(xué)業(yè)的概率下降16%到23%，初中階段的勞動力大病沖擊影響不顯著，其符號也不穩(wěn)定。父母的平均受教育年數(shù)對完成初中學(xué)業(yè)的概率有顯著正影響，沖擊組的系數(shù)更大，說明沖擊組父母平均受教育年數(shù)對子女完成初中學(xué)業(yè)的影響幅度更大。值得注意的表示勞動力閑置程度的戶每年受雇時(shí)間小于半年的戶成員比例在Probit3中呈現(xiàn)負(fù)顯著，這可能是由于過分的勞動力閑置可能通過降低收入以外的途徑（我們已經(jīng)對戶人均收入進(jìn)行了控制）來影響子女的教育。是否完成高中教育第五列和第六列的被解釋變量是是否完成高中教育，按照第二部分計(jì)量模型與方法中所介紹的樣本分組方法，這里選取2002年年齡在19到32歲之間的樣本，這部分個人按照學(xué)齡來說，高中教育應(yīng)該在88年到01年之間完成，故我們可以通過概率回歸來分析在其小學(xué)、初中及高中期間家庭勞動力受到大病沖擊對其是否完成高中學(xué)業(yè)的影響。在這組回歸中，Probit5中小學(xué)階段家庭勞動力的大病沖擊的影響不顯著，而在沖擊組Probit6中，這一變量的影響是顯著的。對于Probit5中不顯著的結(jié)果一個可能的解釋是完成高中學(xué)業(yè)的人相對比較少，影響了概率模型的估計(jì)，而沖擊組集中選取了其中被解釋變量變化比較大的一部分樣本。個人變量中的年齡、父母的平均受教育年數(shù)對完成初中學(xué)業(yè)的概率有顯著正影響，沖擊組的系數(shù)更大，都與上一組的結(jié)果相類似。 Probit1 Probit2 Probit3 Probit4 Probit5 Probit6 村固定影響 村固定影響 村固定影響 村固定影響 村固定影響 村固定影響 沖擊組 沖擊組 沖擊組 被解釋變量 是否完成小學(xué)教育 是否完成初中教育 是否完成高中教育 樣本范圍 1326歲 1629歲 1932歲主要變量 小學(xué)階段戶內(nèi)是否發(fā)生勞動力大病 ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )初中階段戶內(nèi)是否發(fā)生勞動力大病 ( ) ( ) ( ) ( )高中階段戶內(nèi)是否發(fā)生勞動力大病 ( ) ( ) 個人特征變量年齡 ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) 性別 ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) 戶特征變量父母平均受教育年數(shù) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )