望子成龙与中国家庭高储蓄率之谜——基于中国家庭追踪调查的实证研究.pdf

作者简介:刘根荣,厦门大学经济学院,副教授,博士;李茜,厦门大学经济学院,硕士。资料来自 中国统计年鉴。望子成龙与中国家庭高储蓄率之谜 基于中国家庭追踪调查的实证研究刘根荣,李 茜(厦门大学 经济学院,厦门 361005)摘 要:本文探讨了父母对子女教育重视程度对中国家庭储蓄率的影响,力图揭示中国家庭长期以来的高储蓄率之谜。首先,验证了父母对子女教育重视程度和家庭储蓄率之间存在着正向关系,并对其稳健性与异质性进行了分析。其次,检验了家庭教育重视程度对家庭储蓄率的影响机制,即对教育重视程度越高的家庭拥有越高的教育支出,并对家庭非教育支出产生挤出效应,最终导致家庭储蓄率上升。最后,研究提出了降低家庭储蓄率、促进居民消费的政策建议。关键词:教育期望;教育参与;家庭储蓄率中图分类号:F08;G40-054文献标识码:A文章编号:1003-4870(2023)04-0054-10一、引言众所周知,20 世纪 80 年代伊始,我国国民储蓄率一直居于高位。自 2001 年中国加入世界贸易组织以来,国民储蓄率更是一路攀升,在 2008 年升至约占 GDP52%的最高峰值。全球金融危机过后,国民储蓄率曲线转而向下,在 2020 年约占 GDP 的 45.7%。尽管金融危机后,中国出现了国民储蓄率下降的趋势,但相较于同时期全球范围内储蓄率 25%-27%的平均水平,我国仍然是储蓄率最高的经济体之一。一方面,中国的高储蓄率是促进资本积累的前提,为我国经济增长方式提供了大量资金来源。另一方面,过高的储蓄率也可能导致我国消费动力不足,进而诱发大量产能闲置问题,从而限制了中国经济增长的潜力。国民储蓄主要来自家庭部门,而中国家庭经济资源的配置向来以子女的需求为中心。长期以来,传统的中国家庭中父母不仅对子女持有望子成龙的高期望,而且会从子女现实需求与未来发展出发,在家庭微观金融配置中安排好家庭消费与储蓄的关系。因此,中国家庭普遍出现“奢靡”与“节俭”同时并存的两极悖论:即对子女教育一掷千金、不计成本,委实奢靡;而对家庭的非教育支出却精打细算、锱铢必较,委实节俭。从微观视角探究中国家庭望子成龙的教育期望对家庭经济决策的影响,具有理论与现实意义。一方面,本文将父母对子女的教育重视程度与家庭储蓄率相结合,为破解中国家庭高储蓄率之谜提供了一个新的阐释。另一方面,也可以为当前为减轻中小学生负担而实施的“双减”政策提供经济理论支持。二、文献综述(一)我国家庭储蓄率影响因素研究国内外众多学者从宏观层面、家庭微观层面、消费习惯、预防性储蓄等多方面探讨了我国家庭储蓄率长期以来居高不下的可能成因。从宏观层面来看,我国家庭储蓄率自 20 世纪 80 年代至 21 世纪初的上升可以解释为人口结构变动渐趋老45龄化所致1。一方面,社会保障体系的不完备导致老年人口增加储蓄2;另一方面,我国独生子女政策降低了人们关于老年抚养水平的预期,推动了我国家庭储蓄率的提升3。而信贷约束是年轻人不得不提高储蓄率的重要原因,房价与年轻人的储蓄率显著正相关。石先进(2019)使用中国 2000-2017 年的省级面板数据,回归结果显示在某个临界点前,缓和的房价上涨可以显著提高储蓄,但超越临界点后,激烈的房价上涨会显著挤出储蓄,即房价对储蓄的影响总体呈现出“倒 U型”特征4。从家庭微观层面看,我国居民家庭持久收入水平的提高对储蓄率有显著促进作用,且越富裕的阶层储蓄率越高5。而低储蓄率的年轻人(老年人)在生活费用高昂、养老系统不够完善的大背景下,倾向于选择与之中年父母(子女)共同居住。这降低了中年户主所在家庭的平均储蓄水平的同时,还拉高了独自生活的青年(老年)户主所在家庭的平均储蓄水平,最终导致户主年龄和储蓄水平之间呈现出显著的“U 型”特征6。另外,劳动力教育水平与家庭储蓄率成正比,且已婚女性在就业市场上参加工作可以增加家庭的收入,最终导致家庭储蓄率显著上升7。从习惯形成角度看,人们曾经发生的消费行为会影响人们现期的消费选择,即形成消费习惯。在面对预料之外的收入增加时,由于消费习惯的作用使得人们购买行为的反应相对滞后,进而导致短期内储蓄率的提高8。一方面,消费习惯能够显著降低居民边际消费倾向,另一方面,消费习惯又能够削弱收入不确定性给消费造成的消极作用9。我国家庭高储蓄率与我国经济崛起前人们经历过长期物资贫乏的生活经历息息相关。相关研究表明,在其他条件不变时,早年生活拥有较严重饥荒遭遇的人们,在其担任户主的家庭里,消费行为保有原来的节俭习惯,进而呈现出更强的储蓄偏好10。从预防性储蓄角度看,由于考虑到未来收支存在不确定性导致的风险,我国居民会降低当前消费比例,增加预防性储蓄11。龙志和、周浩明(2000)利用 Dynan创立的预防性储蓄模型进行测算,结果显示,由于存在未来消费增长的预期,致使我国城镇居民储蓄中预防性储蓄占有重大份额12。施建淮、朱海婷(2004)则进一步推导出在存在收入不确定性的前提下风险厌恶型个体预期效用最大化模型的一个可得解,以及能够用来估计预防性储蓄动机大小的表达式,他们选择了我国35 个城市样本进行分析,其结果显示我国城市居民储蓄的确体现出明显的预防性动机13。而我国农村居民承受着更大的收支波动和更严格的信贷约束,因而更具有强烈的预防性动机,并且存在显著的时序变动与地区差别14。(二)子女抚养对我国家庭储蓄率影响研究许多研究者将 20 世纪我国生育政策的变动视为我国高储蓄率的原因之一。计划生育政策的施行导致中国家庭生育数量减少,造成不同生命阶段家庭的储蓄水平上升。在独生子女计划生育政策影响下,年轻家庭因缺少兄弟姐妹分担父母的养老成本而选择多储蓄;中年家庭因为家庭规模的缩小和生活开支的降低而选择多储蓄;老年家庭因为养老缺乏充足的子女保障也会选择多储蓄15。子女数量与抚养阶段会影响家庭储蓄率。如果将子女抚养分为两个阶段,那么当子女处于未成年时期时,子女数目增多使得家庭抚养支出增加,将导致家庭储蓄率降低;而当子女处于成年时期时,子女数目增多使得父母帮助子女成家立业甚至跨代转移支付的动机增强,将导致家庭储蓄率提高16。农村二胎以上家庭的子女在正式进入就业市场以前,随着孩子数量增加,家庭储蓄率呈现下降趋势,其主要原因在于食品、衣着、教育文化和其他用品服务上的消费显著增多,这也表明二胎政策的实施将对相关行业的需求有明显的拉动作用17。子女性别也会对家庭储蓄率产生影响。研究发现,家庭消费中受子女性别影响的只有家庭房产支出,且这种影响主要体现为当家庭中有男孩子时会更加倾向于购买第二套或多套房产18。随着男女性别比例失衡不断加深,父母为了能够进一步增强男孩子在婚恋市场上竞争力,会有更强烈的储蓄动机19。当家庭中未婚成员人数增加时,储蓄率呈现上升趋势,且这种影响在未婚男性的家庭中表现更为明显。低储蓄率家庭对未婚家庭成员人数的反应更为明显。同时,这种储蓄率变化表现出明显的生命周期特征,即只有当家庭中未婚男性处于 1640 岁年龄阶段和未婚女性处于 1630 岁年龄阶段时,才对家庭储蓄率具有显著促进作用20。(三)子女教育支出对我国家庭消费与储蓄影响研究子女教育支出,通常指用于购买教育的货币总额,代表着家庭对子女教育的投入情况。家庭教育支出由直接教育支出和间接教育支出构成,前者包括父母为子女支付给学校的各项学杂费用、考试报名费用等,后55者包括父母为子女购买日常文具、家校交通、家教补习等费用21。国内外学者研究了影响家庭对子女教育支出的因素,主要包括教育期望、家庭收入、家庭特征(如子女性别、户主年龄、家庭成员受教育程度等)等,以及子女教育支出对家庭消费和储蓄的影响。父母对子女教育的期望、家庭收入水平是影响家庭教育支出的关键因素22。父母对子女教育的期望可以解释为父母在综合考虑自身过去积累和目前客观条件的情况下所形成的主观态度,是对其子女接受教育后能够达到的某种目标的一种信念及愿望。它一方面是父母对子女美好期望的体现,另一方面又是父母理性评估的结果,是家长进行家庭教育投资的动力来源23。研究发现,相较于父母的能力,父母收入更能对子女教育产生影响,因此失业职工的家庭会对子女的教育产生负面影响24。而有学者认为,城乡家庭教育投入差异主要是文化和传统因素所致,造成农村家庭对子女的人力资本期望和教育投资支出赶不上城市家庭25。事实上,对农村家庭边际教育支出最具贡献的是工资性收入,收入结构的地区性差异对中东西部地区农村教育支出的差异具有一定解释作用26。收入差距对家庭教育支出具有激励效应,且这种效应在低收入家庭中表现得最为明显,即低收入家庭更具有通过增加教育支出改善收入阶层的激励27。在家庭总资源既定的情况下,子女数量增多将对家庭资源产生稀释作用,从而导致父母对每个孩子预期的人力资本投资降低。当家庭所处的社会中性别不平等比较严重,而家庭中又拥有多个子女时,父母会倾向于将家庭中现有的资源分配给特定性别的子女;且随着歧视程度增加,教育获得将更不公平,这也会制约着父母对子女所形成的教育期望,这种现象在 20 世纪的中国表现得特别明显28。而在独生子女家庭内部,通常情况下拥有女孩的家庭在教育上的支出上较男孩子家庭更多。家庭在读子女数量与人均教育支出负相关29。子女教育支出增加会压缩家庭在其他方面的消费。当家庭收入不变时,父母增加对其子女的教育投资,将会压缩家庭内部其他成员的其他消费,不利于提升家庭生活水平。当家庭中有子女就读于义务教育阶段时,教育费用的减免能显著提高家庭消费水平。1997年我国高校实行全面收费制后,高等教育支出对家庭消费表现出明显的挤出效应,有子女在读大学的家庭其边 际 消 费 倾 向 比 无 子 女 在 读 大 学 的 家 庭 约 低12%30。即使父母主观上感觉经济负担沉重,他们仍然倾向于投资教育。当教育投资意愿超过其投资能力时,父母会选择依次压缩家庭日常、核心和边际消费,借此满足子女教育投资需求。同时,家庭日常消费挤出效应同家庭收入正相关,家庭边际消费挤出效应同家庭收入负相关31。在养儿防老和计划生育的背景下,子代的高人力资本投资与家庭高储蓄率并存,工资收入比重以及人均资本装备率的增加都将促进对子女的教育支出32。(四)文献述评从上述文献来看,许多学者从永久收入、家庭养老、子女抚养、消费习惯、预防性储蓄等多角度探讨了家庭储蓄率的诸多影响因素,也有不少学者探究了子女教育支出对中国家庭储蓄率的影响。但鲜有文章将家庭储蓄率与父母对子女教育重视程度相结合,探讨两者的关系。因此,本文将从父母对子女教育重视程度影响家庭储蓄率的微观视角,阐释中国家庭储蓄率居高不下的内在机制,并提出相关的政策建议。三、理论机制分析(一)少子化背景下父母对子女更高的教育重视程度会提高家庭教育支出首先,贝克尔(Becker)的孩子数量-质量替代理论以及舒尔茨(Schults)的人力资本投资理论,都可以解释少子化背景下中国家庭对于子女教育重视程度的提高会增加其家庭教育支出。贝克尔的理论将个体消费者行为理论与家庭生育子代情况进行有机结合,分析了子女生育数量和家庭经济决策间的关系。贝克尔指出家庭对子女数目的需求并不会随家庭收入提升而提升,追求效用最大化的家庭将在收入提高时选择减少子女数量,转而提升子女质量。虽然当前我国少子化特征并不是由于家庭收入提升直接造成,而是计划生育政策的结果。然而当子女数量已成既定,家庭便更有动力提升子女质量。对子女的教育投入是提升子女质量的重要途径,因此家庭将更加重视教育,形成积极的教育支出。而舒尔茨认为,人力资本的形式可以概括为五种,即日常医疗保健、在职相关培训、学校正式学习、企业或政府牵头的项目活动、为寻求工作进行迁移等类似的机会成本。此外,舒尔茨还提出应将对子女的培养过程视作人力资本的积累过程,教育培训方面的投资则是最基本和重要的人力资本投资,这种投资将转化为知识存量,最终可能改变个体命运和推动经济增长。提升孩子质量很大程度上反映在提升子女人力资本水平,而提升人力资本水平就要求重视教育,65增加家庭教育支出。其次,关于工具理性和情感表达的角度也可以帮助我们理解中国家庭对子女教育重视及教育支出增加的趋势。我国家庭少子化特征使得子女的家庭地位和社会价值发生变化,在家庭资源分配和消费结构中子女占据“核心”地位,甚至能对家庭资源配置和消费结构产生重要作用。少子化背景下,孩子是其所在家庭参与社会竞争的重要途径,通常被视作家庭的未来及希望,因而子女教育除了具备消费品特征外还具有投资品属性。同时,已有研究表明,更高的人力资本存量可以获取更高的工资回报。虽然目前我国的养老保险制度日益完善,但是仍然存在着不足,特别是农村父母依然主要依赖子女养老。如果子女能够获得更高的工资收入,那么父母就可能获得更多的养老资源。因此出于工具理性的考虑,父母积极重视子女教育,并且将对子女的教育支出视作帮助其获得成功的途径,并寄予通过人力资本的积累,最终突破阶层壁垒,获得社会阶层地位的提升,期望获取更多的养老资源。然而,Zelizer(2005)指出消费不仅仅是行为人通过购买参与市场交易的行为,同时也是一种关系性表达的过程,也就是说人们可以通过这种经济行为来建立、沟通和维持与他人的重要联系,因此其在家庭经济里还附带情感表示的属性33。家庭当中不断增长的子女消费可以看作是亲子关系的互动,是父母对于子女爱的表达甚至是心理补偿。父母对于子女的教育支出既不纯粹是属于父母的投资,也不纯粹是属于子女自身的消费,还承载着父母强烈的情感表达。父母会倾心尽力为子女创造良好的成长环境,获取尽可能优质的教育资源,希望下一代能过上优渥的生活。因此,父母对子女更高的教育重视程度,将增加家庭教育支出,可能降低家庭储蓄率水平。为此,本文提出命题:H1:父母对子女教育越重视,家庭教育支出越高。(二)父母对子女更高的教育重视程度会减少家庭的非教育支出首先,父母对子女更高的教育重视程度可能减少家庭的非教育消费。教育竞争在给子女带来一定学习压力的同时,也给家庭带来了经济负担。当家庭收入水平既定时,父母通常选择优先满足子女的消费需求,自身则量入为出。家庭在资源总量存在绝对约束的情况下,通过调整内部资源分配比例,进而实现不同类别消费的不同满足程度的消费模式,其特点是家庭中“精打细算”与“一掷千金”两种消费现象共存。在我国,家庭分配资源并非遵循平均主义或者需要原则,而是受传统文化、习俗观念等非正式制度所影响。中国家庭消费行为具有明显的“重小轻老”的习惯,代际分配遵循“恩往下流”的原则34。因此,当父母对子女教育重视程度越高时,家庭收入中用于子女教育支出的比重越高,并且压缩家庭其他方面的消费需求。其次,父母对子女更高的教育重视程度可能增加家庭预防性储蓄。家庭教育支出可以大致分为两部分,一部分是以接受学校教育为目的而支付的校内支出,另一部分则是以接受课外教育为目的而购买的校外支出。根据 2011 年“中国青少年研究中心调查”数据,校外培训支出和课余补习费用占家庭子女教育投资总额的比重约为 70%。在新 义务教育法 颁布以后,国家对校内教育形式以及费用收取进行了严格的控制,于是家庭便将课外培训和校外补习作为进一步提升子女竞争力的重点,促使校外支出呈现刚性增长状态。在 2007-2011 年间,家庭校外支出增长约 1.5倍。另外根据“中国教育财政家庭调查”,2017 年我国中小学的学生中有 47.2%正在接受校外教育,平均支出费用约为 5616 元。在预期子女教育费用快速上涨的情况下,父母必然会选择提高储蓄率35。课外辅导和校外培训费用的迅猛增长,社会平均教育支出不断增加,就业和人才竞争程度的日益激烈,促使家庭对子女教育进行规划,伴随家庭未来教育支出增加的预期,可能强化预防性储蓄。因此,父母对子女更高的教育重视程度,将减少家庭非教育消费支出,增加预防性储蓄,从而可能提高家庭储蓄水平。为此,本文提出命题:H2:父母对子女教育重视程度越高,家庭的非教育支出水平越低。(三)父母对子女教育重视程度越高,将导致中国家庭储蓄率水平越高综上所述,父母对子女教育重视程度对家庭储蓄率的最终影响,取决于家庭教育支出与非教育支出的变动大小及其方向。我们认为,在少子化背景下以及望子成龙的传统文化熏陶下,中国家庭对子女教育重视程度越高,越会导致家庭教育支出的增加以及非教育支出的减少,最终导致家庭储蓄率水平提高。一切以孩子为中心的中国家庭的微观经济决策决定了中国家庭高储蓄率的特征。同时,我们应注意到,亿万的中国家庭有着城乡差异、地区差异、收入差异以及子女教育阶段的差异,因此不同家庭父母对子女重视程度影响家庭储蓄水平的程度也不同。为此,本文提出命75题:H3:父母对子女教育重视程度越高,家庭的储蓄率水平越高。四、模型设计及变量选取(一)数据来源本文采用中国家庭追踪调查(CFPS)数据。本文以 CFPS2016 少儿库中的数据为基础,保留少儿库中子女就读义务教育阶段的家庭作为研究对象,按照家庭编码和个人编码将家庭库、成人库中数据与少儿库进行匹配。本文采用 2016 年的截面数据进行实证研究,没有采用面板数据处理,是因为考虑到核心解释变量是经过因子分析法计算出来的一个综合指标,该方法比较成熟地应用于截面数据处理,而在面板数据处理上该方法还存在争议。考虑到一年数据可能不足以说明问题,本文使用 CFPS2014、CFPS2012 数据进行稳健性检验。(二)模型设定Yi=0+1Xi+ijCij+ui其中,i代表第i个家庭;Yi代表被解释变量,即第i个家庭的家庭储蓄率;Xi代表核心解释变量,即第i个家庭中父母对子女教育的重视程度;Cij代表一系列控制变量,具体包括子女个体特征变量、家庭特征变量及地区特征变量;ui代表随机误差项。(三)变量选择1.被解释变量:家庭储蓄率。即以家庭总收入减去家庭消费支出的差值占家庭总收入的比例,记作Si=(家庭总收入-家庭消费支出)/家庭总收入。2.核心解释变量:父母对子女教育的重视程度。我们将综合考虑父母对于子女的教育期望与教育参与程度,构建一个综合性指标来衡量父母对子女教育的重视程度。本文选取了问卷中的六个问题:Q1:“您希望孩子念书最少念完哪一程度”;Q2:“自本学年开学以来/上学期,您经常和这个孩子讨论学校里的事情吗”;Q3:“您经常要求这个孩子完成家庭作业吗”;Q4:“您经常检查这个孩子的家庭作业吗”;Q5:“您经常阻止或终止这个孩子看电视吗”;Q6:“您限制这个孩子所看电视节目的类型的频率如何”。上述第一个问题,若受访者回答为大学本科及以上的记为 1,否则记为 0。其后五个问题,列有“从不”“很少(每月 1 次)”“偶尔(每周 1 次)”“经常(每周 24次)”“很经常(每周 57 次)”五个备选答案,受访者需要根据过去一年的实际情况回答。为了简化变量标准化过程,五种备选答案分别赋值为:0 分、0.25 分、0.5分、0.75 分、1 分。将上述六个变量(Q1Q6)采取因子分析法,并将测算出的综合因子得分转换为 1-100 的连续变量,作为父母对子女教育重视程度指标(限于篇幅,具体测算过程略,备查)。3.控制变量。本文选取了包括子女个体特征、家庭特征及地区特征类变量作为控制变量,具体变量描述见表 1。4.描述性统计。剔除样本的缺失值及无效值,数据中家庭储蓄率向左拖尾特征明显,对家庭储蓄率采取左侧截尾,删除家庭储蓄率小于-200%的观测样本36。选取 2016 年调查数据,每个变量样本量为 4305 个,具体见表 2。五、实证结果与分析(一)OLS 回归结果表 3 显示 OLS 回归结果中,模型 4 具有更好的变量完备性和拟合优度值。在上述四个模型中,结果均显示教育重视程度与家庭储蓄率成正比,验证了前文提出的假设命题。(二)稳健性检验首先,采取数据替换法,在表 4(1)、表 4(2)使用CFPS2014、CFPS2012 的数据,核心解释变量依然采用因子分析法,计算 2012、2014 各年度父母对子女教育重视程度的综合得分,再进行回归。其次,更换计量方法,使用分位数回归方法。我国家庭储蓄率分布很不均衡,故对于计量方法选择改用分位数回归方法。在上述稳健性检验中,通过与原实证结果的对比可以发现,在表 4 模型(1)(2)中,由于更换了原始数据源,关键解释变量的符号和系数数值的变化不大,部分控制变量的显著程度稍有不同。表 5 中分位数回归结果显示,除了在 0.1 分位数外,其他分位数条件下父母对子女的教育重视程度越高,则家庭储蓄率越高。这验证了结论的稳健性。(三)内生性问题由于样本选择偏误、遗漏变量、双向因果关系等可能导致内生性问题。根据 Durbin-Wu-Hausan 检验 F值为 3.531,对应 P 值为 0.052,在 10%的置信水平内拒绝了模型不存在内生性的原假设。85表 1变量说明变量分类变量名称变量代号变量说明被解释变量Yi家庭储蓄率Si(家庭总收入-家庭消费支出)/家庭总收入核心解释变量Xi父母对子女教育的重视程度empi将代表父母对于子女的教育期望和教育参与的六个因子采取主成分分析法计算综合得分子女特征控制变量Cij子女年龄chi_agei被访问时该子女的年龄子女性别chi_geni男性取 1,女性取 0家庭收入总额incomei过去 12 个月家庭总收入(万元)家庭资产总额asseti现金、存款总额与金融产品总价(万元)家庭负债总额debti尚未归还借款总额、待偿贷款额、待偿民间借贷总额、待偿房贷本息总额的加和(万元)未成年子女数量chi_numi同一家庭户号下的未成年子女数量是否有未婚男性weihunnani家庭中有未婚男性取 1,没有取 0老年抚养比oldratei同一家庭户号下超过 65 岁的老年人口数占家庭总人口的比例家庭特征控制变量Cij家庭参与医疗保险人数yibaoi包括城镇居民医疗、职工医疗、新农合、补充医疗、公费医疗等家庭参与养老保险人数laobaoi包括基本养老、企业补充养老、商业养老、老农保、新农保、城镇居民养老保险等家庭身体不健康人数unhealthi同一家庭户号下身体不健康人数加总是否自有住房home_owni拥有或部分拥有当前住房产权取 1,否则取 0父母中较高的受教育年限edu_leveli将父母的学历转换成对应的教育年限,并取其中较高者(其中文盲/半文盲取 0,小学取 6,初中取 9,高中/中专/技校/职高取 12,大专取 15,大学本科取 16,硕士取 19,博士取 23)家庭规模sizei同一家庭户号下的人口数量户籍特征hukoui非农业户籍取 1,农业户籍取 0地区特征控制变量Cij省份控制变量Provincei由家庭所在地的省份生成虚拟变量表 2描述性统计变量名称观察值均值标准值最小值最大值家庭储蓄率4,3050.1160.568-20.995教育重视程度4,30562.5415.941100子女年龄4,3059.2503.292515子女性别4,3050.5370.49901家庭收入总额4,3059.08425.910.2811239家庭资产总额4,3055.93624.5801000家庭负债总额4,3054.65314.520250未成年子女数量4,3051.6331.24608家庭是否有未婚男性4,3050.6280.48301老年抚养比4,3050.0580.11101家庭参与医疗保险数4,3052.8901.402011家庭参与养老保险数4,3051.4261.15407家庭身体不健康人数4,3050.4360.69104是否自有住房4,3050.8890.31401父母较高的受教育年限4,3058.4374.272019家庭规模4,3055.3772.051117户籍特征4,3050.4080.3850195表 3基本回归结果(1)(2)(3)(4)变量名称储蓄率储蓄率储蓄率储蓄率教育重视程度0.0020*(3.641)0.0018*(3.283)0.0017*(3.143)0.0016*(2.881)子女年龄-0.0057*(-2.123)-0.0052*(-1.985)-0.0034(-1.263)子女性别-0.0085(-0.489)-0.0086(-0.503)-0.0255(-1.324)家庭收入总额0.0029*(8.991)0.0027*(8.562)家庭资产总额-0.0008*(2.269)-0.0008*(2.241)家庭负债总额-0.0011*(-1.876)-0.0011*(-1.867)未成年子女数量-0.0327*(-3.287)家庭是否有未婚男性0.0475*(1.979)老年抚养比-0.0230(-0.275)家庭参与医疗保险数0.0299*(3.273)家庭参与养老保险数0.0045(0.505)家庭身体不健康人数-0.0654*(-4.891)是否自有住房0.0749*(2.748)父母较高的受教育年限0.0032(1.398)家庭规模0.0078(1.213)户籍特征-0.0428*(-1.723)省份控制变量是是是是观测值4,3054,3054,3054,305R20.0190.0200.0410.056R2_a0.0120.0130.0330.046F2.7592.7385.1895.651 注:括号内数值为 t 值;*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的置信水平下显著;下表同。表 4稳健性检验回归结果变量名称储蓄率(2014)储蓄率(2012)教育重视程度0.0016*(2.593)0.0013*(3.346)控制变量是是省份固定是是观测值4,3943,949R20.0540.088表 5分位数回归结果变量名称(1)0.1 分位(2)0.3 分位(3)0.5 分位(4)0.7 分位(5)0.9 分位教育重视程度0.00220.0010*0.0015*0.0012*0.0014*(1.271)(1.793)(2.384)(2.651)(3.86)控制变量是是是是是省份固定是是是是是观测值43054305430543054305 本文采取工具变量法解决内生性问题,选取滞后一期(调查数据滞后一期的时间跨度为 2 年)解释变量作为工具变量。考虑到家庭的氛围观念具有一定惯性,所以滞后一期(2014 年)的教育重视程度很可能对于当期(2016 年)的教育重视程度产生一定影响,而2014 年的教育重视程度一般无法直接对 2016 年的家庭决策产生显著作用,因此本文选取 2014 年的教育重视程度作为工具变量具有一定的可行性。工具变量法第一阶段回归结果如表 6 所示,工具变量对内生变量的 P 值为 0,有较好的解释力度,且第一阶段的 F 统计值为 39.984,远大于 10,因此模型中不存在弱工具变量问题。同时,通过对比可知,LIML 的结果与 2SLS 的结果很接近,说明所选择的工具变量不属于弱工具变量。回归结果表明,父母对子女教育重视得分的系数在 5%的统计水平上显著为正,更高的子女教育重视程度对家庭储蓄率具有显著的促进作用。表 6工具变量回归结果变量名称First Stage教育重视程度2SLS储蓄率LIML储蓄率教育重视程度0.0030*(2.431)0.0029*(2.429)滞后一期教育重视程度0.4582*(3.741)控制变量是是是省份控制是是是观测值379137913791R20.3250.0560.055六、异质性分析与机制检验(一)异质性分析1.不同收入家庭的差异。采用分组回归,将家庭按06照高、中、低收入分组分别回归,发现中等收入家庭父母对子女教育重视程度对其家庭储蓄率提升影响最大,且在 5%的置信水平下显著(结果见表 7)。这说明望子成龙的中产阶层有更大的储蓄动机。一般而言,由于置信区间可能有所重叠,分组回归系数不便直接比较大小,应采用基于似无相关模型的检验方法37。似无相关检验 p 值为 0.065,说明在 10%的显著性水平下这三组分组系数有差异。表 7不同视角下的异质性分析回归样本家庭教育重视程度回归系数t 值观测值拟合优度似无相关检验 p 值低收入0.00161.5801435 0.163收入差异 中收入0.0021*2.4781435 0.0960.065高收入0.0014*1.6891435 0.050城乡差异农村0.0015*1.9242434 0.0600.081城镇0.0018*2.1321871 0.080东部0.0010*2.1361646 0.051地区差异中部0.00131.4551612 0.0680.057西部0.0033*2.2431047 0.127子女教育阶段差异小学0.0013*1.918 2,920 0.0670.039初中0.0020*1.988 1,385 0.074 2.城乡家庭差异。当我们将家庭区分为城镇和农村不同样本分别作回归之后,两者结果均显著。采用基于似无相关模型的检验方法,似无相关检验 p 值为0.081,即在 10%的显著性水平下可以认为这两组分组系数有差异。通过比较可以发现城镇样本的储蓄率对于家庭教育重视程度的反应系数较农村样本高,也高于总体样本中的 0.0016,这表示城镇样本中家庭储蓄率对于父母对子女教育重视程度的反应更加敏感。3.地区间的差异。将样本按照家庭所处的中、东、西三大地区分组,回归结果显示,仅东、西地区的家庭储蓄率对父母的子女教育重视程度反应显著。似无相关检验 p 值为 0.057,即在 10%的显著性水平下可以认为这三组分组系数有差异。从回归系数来看,西部地区最大,中部次之,东部最小。这说明越是欠发达地区,对子女教育重视程度越高的家庭越愿意提高家庭储蓄率水平。4.子女不同教育阶段差异。按照子女受教育阶段差异进行分组,似无相关检验 p 值为 0.039,即在 5%的显著性水平下可以认为这两组分组系数有差异。小学阶段父母对于子女教育重视程度得分每增加 1 分,家庭储蓄率提升 0.13%,在 10%的统计水平上显著。初中阶段父母对于子女教育重视程度得分每增加 1 分,家庭储蓄率提升 0.2%,在 5%的统计水平上显著。可能由于初中阶段是义务教育的最后阶段,对教育重视程度高的家庭可能为进行预防性储蓄的动机更为迫切。(二)机制检验通过以上分析可知,父母对子女教育重视程度越高,家庭的储蓄率越高。其原因是什么呢?虽然之前的理论机制做了分析,但需要进一步实证检验。与家庭储蓄率直接相关的因素是家庭的收入和消费,我们将进一步检验子女教育重视程度对其产生的影响。表 8仅展示核心解释变量的回归结果,同时采用了 OLS 与工具变量的 2SLS 的两种回归结果。从系数大小以及显著性来看,两种回归结果没有大的出入,结论是一致的。表 8(1)以家庭总收入为被解释变量,两种回归结果都显示教育重视程度对家庭总收入没有显著影响。这与本文的假设背景即讨论现有收入水平下,父母因教育重视程度不同而对家庭的经济资源配置不同的情况相符合,同时在因子分析中所选取的代表父母教育参与程度的变量更多地体现的是父母在日常生活中,在闲暇时间里对于孩子教育的参与,不会直接影响父母的劳动时间,进而不会直接影响家庭的收入水平。表 8教育重视程度对家庭收入和消费的影响变量名称(1)家庭总收入(2)教育支出(3)家庭其他消费(4)家庭总消费OLS2SLSOLS2SLSOLS2SLSOLS2SLS教育重视程度0.0090(0.334)0.0196(0.401)0.0038*(2.948)0.0083*(3.022)-0.0041*(-1.647)-0090*(-1.676)-0.0034(-0.441)-0.0087(-0.473)控制变量是是是是是是是是省份控制是是是是是是是是观测值43053791430537914305379143053791R20.0420.0450.1750.2110.1910.1980.2010.221 表 8(2)以教育支出作为被解释变量,两种回归结果均显示,教育重视程度越高,教育支出越大。这验证了前文所提出的假设命题。表 8(3)选取除了教育支出以外的其他家庭消费支出为被解释变量,两种回归结果均显示,在 10%的置信水平下,更高的教育重视程度会减少中国家庭其他消16费的支出。其可能的解释是父母为了满足对子女的教育支出,而减少了家庭的其他消费支出。该结论验证了本文前面提出的假设命题。表 8 的(2)、(3)的两种回归结果均显示,教育重视程度对家庭教育支出的影响系数始终小于教育重视程度对家庭非教育支出的影响系数,因此,其综合影响系数更可能为负值。而表 8(4)则选取家庭总消费作为被解释变量,在控制了其他变量以后,尽管缺乏统计意义上的显著性,但两种回归系数都显示,教育重视程度对家庭总消费的影响系数是负的。这验证了前文所阐释的机制:即在家庭总收入不变的前提下,父母对子女教育重视程度越高,导致其家庭教育支出越大,同时挤出家庭的其他消费支出,而使家庭总消费下降,最终导致家庭储蓄率上升。七、结论与政策建议实证结果验证了前文提出的三个假设命题,即父母对子女教育越重视,其家庭的教育支出越高(命题);父母对子女教育重视程度越高,家庭的非教育消费支出水平越低(命题);父母对子女教育重视程度越高,家庭的储蓄率水平越高(命题)。通过机制分析发现,在家庭总收入等条件不变的情况下,对子女教育重视程度越高的家庭拥有越高的教育支出,并因此挤出非教育消费支出,减少了总消费支出,使得家庭最终拥有更高的储蓄率。而异质性分析结果显示,子女正在初中就读的、中等收入的、西部的、城镇家庭,父母对子女教育重视程度越高,其家庭储蓄率水平越高。这种由父母对子女教育重视程度高而导致我国储蓄率高的现象必将对我国经济社会的发展产生影响,其影响后果各有利弊。有利的一面是中国家庭具有重视子女教育的传统,可以提高家庭对人力资本的投资意愿,提升社会人力资本总量,促进教育产业与整体经济发展。而不利的一面是,首先,在微观家庭层面,近年来不断攀升的教育竞争和就业压力以及“望子成龙,望女成凤”的高教育期望,使得少子化背景下的中国家庭对于子女的教育支出不堪重负。日益增长的教辅培训费用,增加了家庭的教育支出,挤出了家庭的非教育支出,导致家庭总消费受抑,影响家庭非在读子女与其他成员的福利水平。其次,从宏观层面看,家庭储蓄率过高,抑制了国内整体消费需求,不利于消费升级与产业升级,不利于促进经济增长。为此,建议如下:一是,落实“双减”政策,整顿校外培训市场,切实减轻家庭教育支出负担。要提倡健康理性的家庭教育理念与教育支出。各地教育主管机构要及时落实中央出台的“双减”政策,整顿和规范校外教辅培训机构,引导校外教育市场良性发展,切实减轻家庭教育支出负担。二是,加大公共教育投入,优化学校教育供给,释放家庭非教育消费需求。政府需持续提高国家财政性教育经费投入及其占 GDP 的比重,着力实现教育公平,努力推进各类学校教育资源配置均等化。加大财政专项教育转移支付,发挥财政分配职能,对教育条件落后的地区进行重点扶持,努力缩小学校之间的差距,积极提升各类学校的办学质量。同时,把握好时机,适时将义务教育年限从目前的 9 年延长至 12 年。规范学前及高等非义务教育收费,降低家庭教育支出负担程度,以释放家庭的一般性消费需求。参 考 文 献1MODIGLIANI F,CAO S L.The Chinese saving puzzle and thelife-cycle hypothesisJ.Journal of economic literature,2004,42(1):145-170.2CHAMON M,PRASAD E,ORG M,et al.Why are saving rates ofurban households in China risingR.IMF working paper,2008.3CHOUKHMANE T,COEURDACIER N,JIN K Y.The one-childpolicy and household saving J/OL.https:/ 年金融危机后中国储蓄率变化原因分析J.中国流通经济,2019,33(7):73-84.5杨天宇,荣雨菲.高收入会导致高储蓄率吗 来自中国的证据J.经济学家,2015(4):74-81.6李蕾,吴斌珍.家庭结构与储蓄率 U 型之谜J.经济研究,2014,49(S