期刊介绍
期刊导读
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基础教育就业行业与农民工家庭收入决定(3)
(三)回归结果及分析
本文数据为截面数据,不存在序列相关性,仅需检验多重共线性和异方差性。检验结果显示,所有解释变量的方差膨胀因子均小于2,怀特检验中nR2对应的P值为0.01,表明仅存在异方差性。回归分析时采用聚类稳健标准差消除异方差问题的影响,最小二乘法(OLS)和无条件分位数回归(UQR)的结果如表5所示。
从人力资本看,基础教育、健康状况和工作经验的系数均显著,表明人力资本是影响未完全汇合农民工家庭收入水平的重要因素。首先,无论均值效应还是各无条件分位点上,基础教育的边际贡献均在1%的水平上显著为正,随着收入层次的提高,边际贡献呈现递减规律。具体来说,有劳动力初中毕业的家庭比无劳动力初中毕业的家庭的收入平均高出32.77%。基础教育的边际贡献在低分位点(Q25)为46.56%、中等分位点(Q50)降至30.19%、高分位点(Q75)进一步降至26.89%。其次,健康状况的系数显著为正,工作经验仅在中等和高分位点(Q50、Q75)具有显著影响,且二者的边际贡献明显低于基础教育。由此可知,虽然健康状况和工作经验影响未完全汇合农民工家庭收入,但重要程度相对较低。
从就业行业看,未完全汇合农民工家庭增加在制造业、建筑业和服务业的劳动力配置比例均能显著提高家庭收入水平,三个行业变量在低分位点(Q25)的边际贡献高于在中等和高分位点(Q50、Q75)的边际贡献,同一收入组内三个行业变量的边际贡献也表现较大差异。具体来说,未完全汇合农民工家庭在制造业、建筑业和服务业的劳动力配置每增加1%,家庭收入水平平均提高0.50%、0.46%和0.40%。在中等和低分位点(Q25、Q50),制造业的边际贡献最高,分别达到1.04%和0.58%;在高分位点(Q75),建筑业的边际贡献最高(达0.36%)。
表5 家庭总收入OLS和UQR回归结果(N=642)变量???(0.0462)0.4656???(0.0892)0.3019???(0.0565)0.2689???(0.0563)???(0.0268)0.1429???(0.0491)0.0783???(0.0305)0.0517??(0.0246)??(0.0041)0.0087(0.0078)0.0120???(0.0046)0.0095?(0.0047)???(0.0008)0.0104???(0.0014)0.0058???(0.0010)0.0035???(0.0013)???(0.0009)0.0102???(0.0016)0.0043???(0.0010)0.0036???(0.0012)???(0.0007)0.0068???(0.0014)0.0037???(0.0009)0.0030???(0.0010)???(0.0706)-1.1541???(0.1541)-0.6058???(0.0687)-0.3786???(0.0681)???(0.0138)-0.2067???(0.0207)-0.0984???(0.0171)-0.0714???(0.0218)???(0.0411)0.3440???(0.0692)0.1516???(0.0492)0.0432(0.0598)???(0.0003)-0.0013??(0.0006)-0.0011???(0.0004)-0.0008(0.0005)??(0.0422)0.0847(0.0697)0.0962?(0.0504)0.1446??(0.0603)???(0.1293)9.3407???(0.2425)10.6246???(0.1596)11.6448???(0.1767)R20....2481
从家庭特征看,与完全家庭相比,不完全家庭的收入水平显著偏低,因此维护未完全汇合家庭的完整性有利于家庭收入水平的提高。家庭规模越大、人口抚养比越高,家庭收入水平越低,因此适度调控农村生育政策,既有助于控制农民工家庭规模,又保证家庭劳动力数量,从而有利于家庭收入增长。户主性别的系数显著为正,表明户主为男性的家庭具有较高的收入水平,意味着男性作为“一家之主”,既是农村传统文化的体现,也是家庭经济理性行为的结果。
从打工省份看,相对于湖北,在广东打工的农民工家庭拥有更高的收入水平,尤其在中等和高分位点(Q50、Q75)表现得更为明显。可能的原因在于:一是广东省经济发达,劳动力市场歧视少,就业机会多,收入增长空间更大;二是伴随我国城镇化步伐的加快,农民工家庭选择打工省份的束缚越来越少,不仅依靠人力资本积累获得经济收入,也分享到经济发达地区经济增长带来的红利。
接下来,采用两阶段最小二乘法(2SLS)和无条件内生分位数处理效应模型(UQTE)缓解教育变量的内生性问题(估计结果如表6所示)。基础教育的边际贡献显著为正,随着收入层次的提高,边际贡献呈现递减规律,这与上文的分析结果一致。值得注意的是,当某种因素对低收入群体的边际贡献大于对中等及更高收入群体的边际贡献时,该因素往往具有缩小收入差距的作用[17]。因此,基础教育既有利于未完全汇合农民工家庭收入水平的提高,也有利于缩小高低收入群体间的差距,从一定意义上来说,是对我国实施义务教育法的一种肯定。
UQTE在3个无条件分位点上的估计值均低于2SLS的估计值(1.0790)、高于OLS的估计值(0.3277),表明OLS对基础教育的边际贡献可能存在一定程度的低估,而2SLS对基础教育的边际贡献可能存在一定程度的高估。
表6 2SLS和UQTE回归结果(N=642)???(0.2486)0.8082??(0.3194)0.4164???(0.1531)0.3610???(0.0772)
(四)稳健性检验
1.全分位数回归
文章来源:《基础教育论坛》 网址: http://www.jcjylt.cn/qikandaodu/2021/0722/1022.html