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(4)
本文采用全分位数回归展示解释变量在全部无条件分位点上的边际贡献及变化趋势。在图1中,纵轴代表对应解释变量的无条件分位数回归系数,横轴代表无条件分位数,最小和最大分位数分别取值0.05和0.95,图形步长0.05。第一张图的虚线表示2SLS和OLS的回归系数,实曲线和阴影分别表示UQTE的回归系数和置信带。其余图形的实直线和虚线分别表示OLS的回归系数和置信带,实曲线和阴影分别表示UQR的回归系数和置信带。
由图1可知,基础教育在所有分位点的UQTE回归系数均为正且高于OLS回归系数、低于2SLS回归系数,呈递减趋势。三个就业行业的UQR回归系数在所有分位点均为正,虽有一定波动,但总体上在低分位点的回归系数高于高分位点的回归系数。健康状况和户主性别的UQR回归系数均为正且呈递减趋势。家庭类型、家庭规模和人口抚养比的UQR回归系数均为负且对低分位点的负面影响更大。工作经验和打工省份的UQR回归系数在低分位点数值较小,在其他分位点的趋势平稳。由此可见,全分位数回归得到的基本结论与上文的分析结果保持一致,表明上文的分位点选择具有代表性,主要发现是稳健的。
图1 解释变量全分位数回归系数及变化趋势
2.倾向得分匹配
本文采用倾向得分匹配估计义务教育法实施对未完全汇合农民工家庭收入的处理效应,将“受义务教育影响户”设置为处理组,“未受义务教育影响户”设置为控制组,平衡性检验结果显示匹配效果较好。进一步采用近邻匹配法、核匹配法和半径匹配法获得义务教育法的平均处理效应,结果表明义务教育法的实施使“受义务教育影响户”的总收入水平提高33.71%~35.54%。
表7 义务教育法实施对未完全汇合农民工家庭收入影响的倾向得分匹配结果匹配方法控制组处理组ATT标准差T值近邻匹配(1:4).3371???核匹配.3554???半径匹配.3405???
四、基于收入结构分解的进一步分析
上文分析基础教育和就业行业等因素对未完全汇合农民工家庭总收入水平的影响,而对家庭结构性收入的进一步分析,有助于探析诸因素对家庭收入水平的影响机理和作用路径。采用同样的计量方程结构,分别对未完全汇合农民工家庭4种收入来源建立计量模型,被解释变量分别是农业经营收入、打工经商收入、转移性收入和财产性收入的对数(结果见表8所示)。
表8显示,在4个结构性收入模型中,仅有打工省份的系数均显著,表明打工省份对家庭收入的影响是全面的,它通过各种收入来源对总收入水平产生影响。其他变量仅在部分模型中显著,表明其对家庭收入的影响是结构性的,仅通过部分收入来源对总收入水平产生影响。解释变量在4个模型中的系数符号并不一致,表明同一因素对不同收入来源的影响存在差异,对某种收入来源具有促进作用时,却可能对另外某种收入来源产生抑制作用。
从人力资本看,基础教育对打工经商收入的影响显著为正、对农业经营收入的影响显著为负、对转移性收入和财产性收入没有显著影响,表明基础教育主要通过促进打工经商收入提高家庭总收入水平,由于打工经商收入是家庭收入的主要来源,因此基础教育对提高家庭总收入水平发挥至关重要的作用;完成基础教育的家庭更易于脱离农业生产,选择更“有利可图”的非农工作营生,有利于整个家庭资源配置的改进。健康状况主要通过农业经营收入和打工经商收入来提高家庭总收入水平,表明健康状况对提高农民工家庭劳动性收入发挥关键作用。工作经验主要通过打工经商收入和转移性收入提高中等及高分位点(Q50、Q75)的家庭收入,表明低端工作的经验积累对提高农民工家庭收入的作用十分有限。
从就业行业看,三种就业行业对打工经商收入的影响均显著为正、对转移性收入的影响均为负,表明就业行业主要通过促进打工经商收入来提高农民工家庭总收入水平。我国农村的转移性支付倾向于补贴那些依附于农业的农户,无论粮食直补、良种补贴还是农机具购置补贴,大多围绕农业资本投入展开,对以外出打工或非农经营为主要营生的农民工家庭来说,他们不再是转移性支付的获益者。
从家庭特征看,不完全家庭和人口抚养比高的农民工家庭的打工经商收入和财产性收入显著偏低,仅转移性收入显著偏高并起到救助和调节收入差距的作用。家庭规模和户主性别对农业经营收入、打工经商收入和财产性收入的影响截然相反。
文章来源:《基础教育论坛》 网址: http://www.jcjylt.cn/qikandaodu/2021/0722/1022.html