学前教育政策是否有助于生育意愿的提升?——基于“第二期学前教育三年行动计划”的研究

黄君洁 覃志刚

(厦门大学,福建 厦门 361005)

中国第七次人口普查数据显示,2020年人口总量(1)这里的全国总人口仅包括普查登记的中国大陆31个省、自治区、直辖市和现役军人的人口。为14.1178亿,相较于2010年第六次人口普查时的13.3972亿增长了7206万人,虽然中国人口总量依旧保持增长,但是,2020年中国总和生育率已低至1.3,进入了超低生育率的临界值(2)观察国际上其他国家生育表现的经验后有一种观点认为,当总和生育率低于1.5以后,这项指标就很难再回升至此前的水平了。参见于洪、曾益:《退休年龄、生育政策与中国基本养老保险基金的可持续性》,载《财经研究》,2015年第6期46—57页。,昭示着中国未来的人口发展可能面临着严峻挑战。如何破解低生育率问题也就成为当前相关研究的焦点。为了应对低生育水平带来的挑战,完善生育配套政策、建设生育友好型社会迫在眉睫[1],学前教育政策是重要一环,而其中的幼儿入园难、入园贵更是长期以来困扰中国家长一个重要的社会问题。为认真贯彻党的十八大“办好学前教育”和十八届三中全会“推进学前教育改革发展”的要求,进一步落实《国务院关于当前发展学前教育的若干意见》,促进学前教育持续健康发展,中国于2014—2016年实施第二期学前教育三年行动计划(以下简称“二期行动计划”)[2]。这一学前教育政策是否会对中国家庭的生育意愿产生积极影响?本研究尝试在参考国内外研究的基础上,探讨并实证检验中国的学前教育政策是否以及如何对个人层面的生育意愿产生影响,以期为生育配套政策的制定提供理论和经验支持。

一、文献综述

最新的低生育率理论强调,构建对家庭的支持性环境将改善生育能力,提高生育率[3][4]。家庭支持性环境主要有三个来源,即国家、丈夫、父母或公婆[5],而以往的研究主要侧重于家庭网络支持来源对生育率的影响,主要是丈夫和父母或公婆支持对生育率的影响[6][7][8][9],而对家庭支持性环境的另一个重要来源——国家的探讨则较少。而且以往关于国家家庭政策——现金福利、产假和陪产假、托儿服务——对生育率影响的研究尚未得出一致的结论。有研究强调,父母的身份与劳动力参与之间是否具有兼容性对生育率产生影响,而国家对家庭和性别平等的支持将增强这一兼容性[10][11][12][13],一些比较宏观层面的分析支持了家庭政策会影响生育率的观点[14][15][16][17][18][19],几项调查欧洲国家跨国生育率差异的研究也发现,家庭政策与生育率呈正相关[20][21],也有研究认为东亚地区的生育率非常低是由于其传统模式的家庭对家庭政策的信息获取或认知水平有限,很少或根本没有得到国家援助[22]。然而,Gauthier在对与政策和生育有关的文献回顾中显示,基于微观水平数据的证据支持,单一家庭政策可能会提高生育率,但对生育的积极影响很小,且这种影响因国家和平等而异[23]。早期调查儿童保育服务对生育率的影响的研究亦显示了不同的结果,在德国和瑞典[24]没有显著的影响,而在意大利[25]和挪威[26]则有积极的影响。对中国玉林市、泉州市和怀化市三个地区的问卷调查也显示,育龄妇女的就业问题、孩子的照料、入托入学问题、养育孩子的成本问题是中国育龄妇女生育二孩的主要顾虑[27]。

关于家庭政策是否影响生育决策的辩论仍在继续,在生育率非常低的情况下,政策如何支持更高生育率的问题将是理解未来生育模式的核心,然而,很少有研究分析国家对家庭的支持性政策对个人生育决策的影响,更没有形成一致的结论,国内更是缺乏国家对家庭的支持性教育政策是否以及如何影响个体的生育决策的量化分析。本文的研究目的是通过研究中国学前教育政策对个体生育意愿的影响来分析家庭支持性环境的一个重要来源——国家的教育政策对个体生育决策的影响。因此,相比于已有的文献,本文可能的边际贡献主要有以下三个方面:第一,在研究视角上开拓性地采用学前教育政策评估对个体生育意愿影响,丰富了生育方面的文献;第二,在识别方法上,采用PSM-DID方法可以减少内生性可能对估计结果造成偏误,更为准确地进行教育政策与生育意愿之间的因果推断;第三,在政策启示上,生育意愿在解释生育率方面发挥重要作用,是后续生育率的可靠预测指标。

二、理论分析与研究假设

(一)理论分析:家庭政策和生育决策

Becker认为,生育决定是基于对抚养孩子的成本、母亲的时间以及期望的孩子质量的理性分析而做出的决定[28],而家庭政策影响了这一理性分析的各组成部分。虽然家庭政策很少在公共话语中明确旨在提高生育率,但它们补偿了抚养孩子的成本,鼓励劳动力参与,或增加性别平等[29]。工作-家庭的“和解政策”尽量减少妇女的机会成本(与就业和收入中断有关的间接成本)以及家庭和就业需求之间的冲突。有证据表明,学龄前儿童保育可能会增加生育率[30],提供学前教育的政策正是旨在抵消抚养子女的成本,学前儿童教育的提供影响了家庭预算以及母亲的劳动力参与,反之,当抚育孩子的成本很高时,对孩子的渴望可能会削弱,进而直接影响生育意图和行为。因此,学前教育政策是否会对个体的生育决策产生影响,主要通过以下三种机制产生影响:

1.成本效应,即提高学龄前儿童的入园率以降低抚育成本从而提高生育意愿。有证据表明,男性与女性的生育意图一样受到糟糕的经济环境的负面影响[31],因此,学前教育政策作为一种支持类型的家庭政策可能会对生育意图产生积极影响。

2.兼容效应,即学前教育提高了工作-家庭的兼容性,有助于男性和女性协调家庭和事业,进而对生育意愿产生积极的影响。从财政角度看,单收入家庭越来越不可行和不可取,妇女在实现其劳动力目标方面遇到的困难抑制了生育意愿,但目前生育率最高的却是妇女更好地融入劳动力的国家[17][32],这种转变被解释为支持女性参与劳动力的政策结果,而不是仅仅补偿养育子女的成本[31]。

3.和谐效应,即学前教育的发展可以增加夫妻间的平等,减少矛盾冲突,从而影响生育意愿。McDonald[10]认为,性别平等在公共和私人领域的发展不协调可能会抑制生育率,而且女性受影响的程度可能更大,因为她们通常承担更多育儿责任,而增加工作-家庭兼容性的学前教育政策不仅可以在劳动力中促进性别平等,而且在家庭中也促进性别平等,使得家庭内部更和谐,生育的障碍更少。图1概述了学前教育这一家庭政策作用于生育意图的主要途径:

图1 家庭政策作用于生育意图的主要途径

(二)研究假设的提出

基于上述理论分析,本文将侧重研究国家支持性的家庭政策——“学前教育政策”对生育意愿的影响,由此提出:

假设1:学前教育政策对个人的生育意愿有积极的影响。

一个家庭中夫妇双方都会受到家庭政策的影响,都是生育行为重要的决策者,但我们无法进行夫妻层面的分析,只能分别研究三种作用机制对男性和女性的影响,由此提出假设2:

假设2a:学前教育政策降低家庭的抚育成本进而对个人的生育意愿产生积极影响。

假设2b:学前教育政策减少家庭劳动进而对个人的生育意愿产生积极影响。

假设2c:学前教育政策提高两性的平等进而对个人的生育意愿产生积极影响。

三、研究设计

(一)模型构建与研究方法

根据“二期行动计划”要求,到2016年,全国学前三年毛入园率达到75%左右,但我们发现部分省份在政策出台之前已经达标,基本上不受政策的影响,而另外部分省份在政策出台之前并未达标,在政策之后才达标,显然受到了政策的冲击,为双重差分的政策评估提供了良好条件。因此,基于各省市实现“二期行动计划”毛入园率目标存在的时间差异,我们考虑引入双重差分(DID)的计量回归,即政策实施前未达标并于2016年达标的省市对生育意愿的影响,相比之下,政策实施前已达标的省市并不会受到该行动计划的影响。

Fipt=α+β1Postt+β2Treatp+β3POSTt×Treatp+λ'X+φp+εipt

其中,下标p表示省(自治区、直辖市),i表示个体,t表示年份。Fipt表示p省第i个个体在t年的生育意愿;POSTt表示第t年是处于政策冲击之前或是之后,若是政策冲击之后设为1,若是政策冲击之前设为0;其估计系数β1刻画了在处理组和对照组个体在生育意愿方面的共同时间趋势;Treatp表示第p个省是否受到政策的影响,若是则为处理组并设为1,若否则为控制组并设为0;其估计系数β2刻画了在政策冲击发生之前,两个组别的个体生育意愿的差异;POSTt×Treatp的估计系数β3是我们重点关注的政策效应系数,刻画了p省在第t年实施了“二期行动计划”这一学前教育政策,为个体i带来的生育意愿的因果效应,如果β3>0,表示与没有受到政策冲击的个体相比,受到政策冲击的个体的生育意愿实现了更大幅度的提升,从而证明政策有利于提高个体的生育意愿,如果β3越大,则对个体的生育意愿产生的积极影响就越大;X表示个体、家庭及省级层面的一系列控制变量,包括个体的性别、年龄、民族、工作情况、户口情况、个人收入、婚姻状况、婚姻满意度、家庭经济条件、各省人均GDP。φ表示省份固定效应;ε表示误差项。为控制回归变量的序列相关性以及异质性,我们将标准误聚类到村居层面。

(二)数据、变量与描述性统计

1.数据来源

本研究使用的是中国家庭追踪调查(CFPS)2014年和2018年两期的数据。CFPS由北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)实施,覆盖25个省/市/自治区,调查对象包含样本家户中的全部家庭成员,可以为本研究提供翔实的数据支持。CFPS自2008年开始,总共做了8次的问卷调查,但在2008年和2009仅在北京、上海、广东三地分别开展了初访与追访的测试调查,虽然自2010年开始是正式访问,但2010年和2016年没有有关生育意愿的问题,2012年有关生育意愿问题的回答量过少,仅有2528个观测值,所以,最终本文仅采用了2014年和2018年的数据。而且,CFPS2014年和2018年的数据正好分布在政策执行时间前后,因此可以为我们进行DID分析提供良好的数据基础。

2.变量选择和描述性统计

为了度量个体的生育意愿,本研究用问卷中被调查个体对“不考虑政策限制,您认为有几个孩子比较理想?”的回答来测度,作为被解释变量。另外,生育意愿还取决于个人的社会属性特征等背景因素,为了控制其他因素的影响,本文还选取了一系列控制变量:年龄(Age)、户口(Hukou)、政治面貌(Party)、受教育年限(Edu)、工作状态(Work(3)Work为工作状态:1有工作,0无工作。)、自评健康(Health)、是否参加医保(Medinsu)、个人年收入(Incper)、家庭人均收入(Incfam)(4)本文对个人年收入和家庭人均收入均采取原始数据+1并取自然对数的处理方法。、自评生活满意度(Satlif)、婚姻状况1(Marr1(5)Marr1为是否在婚或同居:1在婚/同居,0未婚/离婚/丧偶。)、婚姻状况2(Marr2(6)Marr2为是否离婚或丧偶:1离婚/丧偶,0未婚/在婚/同居。)。未经PSM处理获得的样本共42101个,在此基础上,采用一对一近邻倾向得分匹配法给处理组匹配对照组后,得到35771个样本。初步观察,被解释变量生育意愿(F)的概率分布函数略微偏右,但平均数与中位数相差不大,基本服从正态分布,但从标准差0.8345来看,生育意愿的数据离散性还是比较明显的,说明不同个体的生育意愿存在较大的差距。

四、实证结果

(一)匹配平衡性检验

为了确保本文倾向得分匹配结果的准确性和可靠性,我们先在2014年进行PSM一对一的近邻匹配。处理组与对照组个体在样本匹配后,均值差异有了明显减少。根据Rosenbaum和Rubin的20%标准值要求,除Incper和Incfam变量外,各匹配变量匹配后的标准偏差绝对值都小于10%,由此可以认为本文的匹配效果较好。[33]结合图2进一步可知,整体来看,匹配后的结果(x表示)的偏差远小于匹配前的,说明本文选择的匹配变量和匹配方法是合适的,匹配是有效的,本文样本匹配满足了平衡性假设。

(二)基准回归结果

表1报告了学前教育政策“二期行动计划”对生育意愿的估计结果,列(1)和列(2)分别报告了全样本和PSM样本的回归结果。观察估计结果不难发现,无论是全样本还是PSM样本,交互项Post×Treat的估计系数均在1%的水平上显著为正,初步表明学前教育政策提高了个体的生育意愿。对上述结果可能的解释是:旨在提高毛入园率的“二期行动计划”虽然没有直接将其政策目标锚定为提高生育率,但它确实可能影响生育率。学前教育的改革发展、财政投入的不断增加、入园率的提高、“入园难”“入园贵”问题得到一定程度的解决都可以减少抚育儿童的风险和成本、协调就业与生育[34]、促进家庭和谐,从而影响生育意愿。表1控制变量的估计结果显示,年龄、户口、政治面貌、教育、就业状况、是否参加养老、家庭人均收入和婚姻状况均与生育意愿显著相关。

表1 基准回归结果

(三)异质性检验

对于不同的样本,学前教育政策对生育意愿的影响可能不同。因此,本文根据不同样本的特征分别进行回归,进一步进行异质性检验。表4给出了异质性检验结果。

首先,对男性和女性样本的异质性影响。中国的人类发展水平进入到“高人类发展水平”国家之列[35],但中国的性别平等却非常低(7)参见世界经济论坛(Word Economic Forum):《全球性别差距报告(The Global Gender Gap Report 2020)》.http://reports.weforum.org/global-gender-gap-report-2020/dataexplorer/#economy=CHN。,中国女性的劳动参与率超过70%,世界第一,其中,25到55岁的中国女性参与率甚至高达90%(8)2018年全球女性劳动参与率是48.5%,发展中国家69.3%,发达国家是52.6%。参见: 《中国女性劳动参与率世界第一 “她经济”消费市场预计5万亿元》,来源:网易财经https://www.163.com/money/article/EBK7Q28V002580S6.html。,但与此同时,传统的性别分工仍然存在,中国女性每天的家务劳动时间达到2.6小时,妻子以65%的压倒性占比成为家务活的主要承担者[36],即使在双职工家庭中也是如此。那么,在两性平等水平低的情况下,学前教育政策是否会对男性和女性的生育意图产生不同的影响呢?表2列(1)和列(2)显示,学前教育政策对男性和女性的生育意愿均产生显著的正向影响,即毛入园率的提高提升了男性和女性的生育意愿,但组间系数差异费舍尔组合检验的经验P值不显著,说明这一影响对男性和女性没有显著差异。其次,对城乡样本的异质性影响。中国城乡差距是一个现实且久远的问题,中国式分权更是有力地激励地方政府将大量公共资源偏向城市,由此产生城乡公共服务分割[37],农村地区居民教育,尤其是学前教育等基本公共服务迟迟得不到同等保障。而学前教育三年行动计划正是国务院为加快发展学前教育、缓解“入园难”问题而作出的一项重大决策,尤其是努力扩大农村学前教育资源[38]。由此可以推论,虽然农村地区原有的学前教育基础薄弱,但学前教育发展学前教育三年行动计划要求地方各级政府安排专门资金,重点建设农村幼儿园,所以,学前教育政策对农村地区的影响更为显著,表2列(3)和列(4)的实证结果也证实了这一研究推论。最后,对不同收入阶层的异质性影响。我们按个人年收入的中位数将样本分为低收入和高收入为两组,回归结果如表2列(5)和列(6)证明,相较于高收入阶层,学前教育政策更加显著提升了低收入阶层的生育意愿。在我国,不同收入阶层居民通常在教育费用等方面上的投入存在显著差异,虽然低收入家庭的教育投资规模普遍较低,但其教育支出负担率却高于高收入阶层[39][40],且由于教育制度的不完善,存在对优质教育资源的权力寻租[41],可以说,阶层分化是从幼儿园开始[42],低收入阶层可能面临无法入园或无钱入园的困境。所以,学前教育政策的推行将对低收入阶层产生更为积极的正向影响。

表2 异质性检验结果

(四)稳健性检验

为了保证结论的可靠性,本文主要从以下两个方面进行稳健性检验。第一,剔除少数民族聚居地区样本。由于中国少数民族地区不受严格的计划生育政策限制,本文将样本内五个少数民族自治区剔除,再采取一对一倾向得分匹配法给处理组匹配相应的对照组,最后得到全样本41126个和PSM样本34972个。如表3列(1)和列(2)所示,采用剔除民族样本分别重新估计后,得到的学前政策仍然对生育意愿产生显著的正向影响。第二,在人口学或人口研究中,育龄妇女是指15—49周岁的女性,但是在中国,结婚的年龄要求是不低于20岁,且生育主要发生在婚姻内,因此我们将样本限制在这些受访者中已婚且年龄在20至49岁之间的人,重新回归的结果如表3列(3)和列(4)显示,学前教育政策仍然显著正向影响育龄已婚样本的生育意愿。上述的稳健性检验结果均支持上文所得的研究结论,说明估计结果是可靠的。

表3 稳健性检验

五、学前教育政策与个体生育意愿:影响渠道检验

如前文所述,学前教育政策可能主要是通过成本效应、兼容效应和和谐效应三种机制对生育意愿产生影响。现对这三种作用机制进行实证检验。

(一)学前教育政策是否降低抚育成本从而提升了生育意愿

已有研究表明,孩子高昂的抚育成本是中国低生育率的重要影响因素之一[46][47],学龄前儿童抚养成本极大压抑了中国育龄家庭的生育意愿[48]。那么,入园率的提升是否降低了中国育龄家庭的抚育成本,切实缓解其育儿压力从而提升生育意愿吗?本文所研究的学前教育对家庭抚育成本的影响仅考虑学前教育政策对家庭中学龄前儿童教育费用的影响。教育费用是根据问卷中的问题WD5TOTAL“根据您刚才提供的情况,过去12个月您家直接为这个孩子支付的教育总支出是”来衡量的。3-6岁为中国儿童入园年龄段,为了分析该政策对教育费用的冲击,实验组选择2014年受政策影响的3-4岁的孩子的教育总支出,控制组为2016年受政策冲击后这个年龄段仍在幼儿园就学的孩子的教育总支出。结果如表4的列(1)所示,学前教育政策显著降低了家庭对学龄前儿童的教育总支出,即受学前教育三年行动计划影响的样本,每年可降低1144.52元的学费教育支出。

表4 机制分析检验结果—成本效应

(二)学前教育政策是否提高了工作-家庭的兼容性从而提升了生育意愿

虽然数据库中缺乏学龄前儿童父母“照看孩子”或者“工作家庭是否兼容”等直接相关的问题,但问题QQ9010“干家务时长(小时)一般情况下,您每天用于家务劳动的时间大约是几小时?”可以用以衡量学龄前儿童父母工作-家庭的兼容性。显然,成为父母会增加家务劳动[49],而照料学龄前的孩子更是需要耗费大量的时间,增加父母的家务时间,这不仅会限制父母的工作时间还会影响到父母的工作机会及职业发展,因此,若受学前教育政策冲击,父母干家务时长的变化就可以用以衡量家庭-工作的兼容性,家务时长代表兼容性的提高。为了分析该政策对家务时长的冲击,实验组同样选择2014年受政策影响的孩子年龄段在3-4岁父母的家务时长,控制组为2016年受政策冲击后孩子数量仍保持不变的这些父母的家务时长,规避新生儿带来家务时长的增加。表4列(2)结果显示,学前教育政策在5%水平上减少了学龄前儿童父母干家务的时长,政策的实施可以使得学龄前父母每天减少0.51个小时的家务时长。

(三)学前教育政策是否提高了家庭的和谐从而提升了生育意愿

有研究认为,具有平等性别观念的男性和女性会更平等地担负家务[50][51][52][53],而性别平等更有利于促进个体幸福、家庭发展[54],而且,与伴侣在一起更快乐的人才更有可能生孩子[55],并且,更平等的家务性别分工将有助于和谐的家庭关系的建设[56],从而提升生育意愿。所以,我们用男女家务时间差作为衡量家庭和谐的代理变量。具体而言,根据各女性样本的配偶编码,把其男性配偶匹配到各个女性样本上,然后用女性的家务时间减去其配偶的家务时间得到男女家务时间差。而后,我们选择具有同时满足以下条件的样本作为DID分析的样本:(1)2014年、2016两年均存在于样本中;(2)2014年有3-4岁孩子数量大于等于1,以使得该样本可能受到政策影响;(3)2016年的孩子数量与2014年相等,以避免新生儿造成家务时间的增加。表4列(3)结果表明,学前教育政策使得同一家庭中妻子与丈夫的从事家务的时间差减少,即性别平等得以提高,有助于家庭和谐、提高生育率。

六、结论与讨论

基于第二期学前教育三年行动计划的研究表明,学前教育政策显著提升了生育意愿,且主要通过降低抚育成本、提高家庭-工作兼容性和促进家庭和谐等三个渠道来影响个体的生育意愿,异质性检验还发现,学前教育政策对男性和女性的生育意愿均产生显著的积极影响,但这一影响并不存在性别差异,与此同时,相较于城市和高收入人群,学前教育政策对农村和低收入人群的积极影响更大。

上述研究发现至少有三个方面的意义:

第一,学龄前儿童的入园率的提高显著提升了个体的生育意愿。显然,积极的教育政策可以为家庭提供支持性环境。目前中国已经放开三孩生育政策,但要达到政策效果需要相应的配套政策,其中自然包括教育政策的优化,政府要加大支持性教育政策实施力度以减轻中国家庭生育、养育和教育负担,切实为育龄家庭解决后顾之忧。

第二,积极的学前教育政策对农村和低收入人群的生育意愿的影响更大,这可能表明在中国农民和低收入阶层获得的教育资源不足,可用的学龄前教育资源选择有限,反过来也表明当提供高质量教育政策支持能力有限的情况下,优先考虑农村地区和低收入人群,将有助于提高生育率。

第三,要破解当前生育率走低问题需要多措并举、综合施策,尤其是需要加强支持性政策与生育政策间的协同配合。上述研究结论为国家制定和优化支持性政策提供了参考意义。