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1、 劳动力的大病对对家庭教育投投资行为的影影响 中国农村的的研究 孙昂 姚洋 Email: angsun2003和yyao。 北京大学 中国经济研究中中心 “因病致贫”或或“因病反贫”是中国农村村不发达地区区亟待解决的的社会问题。一旦农户中的劳劳动力因为受受到大病冲击击，自身的健健康状况下降降，而减少子子女的教育人力资本投资资，就降低了了子女未来的的期望收入，从从而在长期导导致了整个家家庭平均收入水平的下下降。本文的的实证分析证证明了发生在在农户劳动力力身上的大病病冲击和其对子女教育人人力资本投资资之间负向关关系的存在，计计量结果同时时显示了只有有发生在子女小学阶段段的农户劳动动力大病冲击击对子
2、女教育育水平有显著著的负向影响响。教育对于个人来来说不仅本身身就具有重大大意义，在经经济学研究中中，教育通常常被看作一种种人力资本投投资，如果存存在正常的劳劳动力市场，这这种投资会在在长期提高个个人的收入，并并且提高户平平均收入水平平。在发展经经济学的各种种理论中，教教育作为一种种能在长期提提高收入水平平的人力资本本投资都被给给予了高度关关注。如果个个人或家庭由由于遭受不利利冲击而被迫迫减少家庭成成员的教育人人力资本投资资，从而使个个人或家庭的的人力资本水水平处于合意意水平之下，就就可能在长期期对家庭人均均收入产生不不利影响。本文旨在讨论，在在中国农村的的背景下，农农户遭受到的的不利冲击家庭的
3、劳动动力患大病 从可操作性与研究的目的出发，：凡有过住院治疗或累计花费超过5000 元的疾病; ：到医疗机构治疗过的受伤情况; ：慢性病。对对农户子女教教育水平产生生的影响。本本文的结论是是，这种不利利冲击对农户户子女的教育育水平存在显显著的负影响响。具体的说说，即发生在在子女学龄阶阶段的家庭劳劳动力的大病病冲击会使农农户减少对子子女的教育投投资，不仅如如此，本文的的计量结果揭揭示了，只有有发生在子女女学龄中的小小学阶段时的的家庭劳动力力大病冲击对对农户教育投投资决策行为为有显著负影影响。本文的结构安排排如下：第一一部分给出本本文的研究背背景，即介绍绍中国近年来来的教育和医医疗情况的背背景，并
4、提出出实证研究所所要检验的假假说；第二部部分介绍数据据并给出计量量模型；第三三部分是计量量结果和分析析；第四部分分是结论和政政策含义。1.中国农村教教育和医疗情情况的背景和和假说的提出出教育作为一种意意在提高未来来或长期收入入的投资，会会发生一定的的成本，不仅仅包括支付教教师的工资、书书本费等，也也包括上学的的时间所带来来的机会成本本。对于中国国农村的广大大地区，教育育支出在家庭庭支出中占相相当大的比重重，同时，在在以劳动密集集型农业和其其他产业为主主的农村，在在校生并不进进入劳动力，这这无疑使教育育投资有了更更大的机会成成本。在中国国的农村地区区，农民财富富和收入水平平较低，抗风风险能力差，
5、一一旦家庭遭受受到不利冲击击，就有可能能对家庭的投投资行为决策策产生较大的的影响。当然然，如果存在在着有效的资资本市场能够够为农民融通通资金，就有有可能在遭受受不利冲击时时平滑其投资资和消费行为为，然而在大大部分的农村村地区又存在在着严重的借借贷限制。所所以，当家庭庭面对严重不不利冲击时改改变其投资行行为也就不足足为奇了。而而在目前医疗疗保障体系极极为脆弱的中中国农村地区区，家庭的劳劳动力患大病病对农户来说说，显然是一一种严重的不不利冲击。1.1中国农村村教育支出我国并没有形成成完整的国家家资助教育的的体系，大部部分地区政府府的教育经费费靠来自农户户的“三提五统”收入支撑。因因此，教育投投资仍
6、然是一一种家庭决策策行为( 李菁、林毅毅夫、姚洋，2002 )。而子女教教育人力资本本投资的成本本并不低。1.2农民的财财富和收入水水平低，抗风风险能力差中国农村由于计计划经济体制制的遗留影响响，一直以农农村补贴城市市国有企业，致致使农村的积积累比较低，农农民的财富水水平比较地下下。其次，中国农农村长期实行行的“队为基础，三三级所有”的所有权体体系也使得农农民作为个体体的财富的积累非常有有限。再者，上世世纪90年代以来乡镇镇企业绩效和农产品品价格的下降降，带来农民民收入的下降降。而城乡二元元结构以及户户口制度限制制了农村人口口流动，使得得农村闲置劳劳动力无法转转移出来，也也在很大程度度上影响了
7、农农民收入的增增长。加之农农村资金流通通困难和农村公公共产品投入入匮乏，种种种因素使农民民的积累非常常之低，抗风风险能力很差差。1.3农村医疗疗保障体系脆脆弱中国的农村的合合作医疗制度度产生于六十十年代中期，当当时农村合作作医疗是以乡乡村集体经济济为依托，对农民实行行医疗保障与与卫生服务合合一的制度。在在六十年代末末、七十年代初初有较大发展，到到八十年代后后，由于经济济改革的推进进和实施，农农村的经济体体制发生了很很大变化，单单一的集体经经济变成了以以家庭联产承承包责任制为为主体的多元元经济；农村村政社合一、村村队合一的行行政管理体制制也发生了根根本变化；依依托于乡村集集体的乡镇卫卫生院、村卫
8、卫生室从经济济上都已独立立经营；农村村合作医疗制制度失去了传传统体制下集集体经济的依依托，在全国国农村大部分分乡村已经发发挥不了原有有的作用，在在一部分村庄庄已名存实亡亡。在旧的医医疗保障体系系已经瓦解，但但新的保障体体系尚未建立立的情况下，大部分地区的农民健康缺少有效的医疗保障来维护，农民因经济原因不能治疗疾病，以及因病返贫问题逐渐显现出来。新农村合作医疗疗体系基于在在自愿的前提提下，正在农农村逐步推行行和试点。但但是参合水平平会受到农户户收入水平的的影响，因为为费率是统一一的，对于贫贫困人群而言言，其经济承承受能力较非非贫困人群低低；贫困人群群大都居住于于距离县城和和乡镇较远的的村落，经济
9、济机会和教育育程度偏低，信信息也较为闭闭塞。因此，在在筹资的公平平新上可能会会产生这样一一种政策上的的“逆选择”，即：贫困困人群是健康康风险最为脆脆弱的群体，但但是参合水平平反而较低，( 高梦滔、王王健，20004iv )这种情况可可能削弱新农农合防止农户户“因病致贫、因因病返贫”的目标。 在这种情况下，家家庭劳动力患患大病的医疗疗支出不能够够通过医疗保保障体系得到到支付，而基基本上要全部部指望农民的的财富积累。1.4 大病冲冲击对教育投投资的影响假说的提出出我们设想一个代代表性的农户户中主要劳动动力( 可以将他设设想为一个家家庭的户主 )，将他的视视界分成两期期。在第一期期以劳动赚取取收入，
10、并做做出投资决策策，投资包括括对教育人力力资本投资，即即对子女教育育的投资以及及提高自身健健康状况的投投资。在第二二期中，他退退出劳动力，接接受子女的转转移支付。我我们知道，如如果这是一个个确定性问题题，我们所考考虑的这个代代表性农民只只需要对不同同投资的边际际收益和成本本进行比较，求求解最大化问问题即可得到到教育人力资资本投资的最最优水平。这个代表性的农农民的效用和和自己两期的的消费水平以以及他自身的的健康状况正正相关。而健健康状况不仅仅影响他自己己的效用水平平还会影响他他的劳动力质质量，从而影影响他的收入入水平，进而而影响整个家家庭的平均收收入水平。考虑存在大病冲冲击( 不确定性 )的情况
11、，这这个代表性的的劳动力一旦旦受到大病冲冲击，他的健健康水平下降降，一方面直直接降低了他他的效用，另另一方面降低低劳动力质量量而降低了收收入，在这种种状况下，这这个代表性农农民就要重新新考虑对于健健康和子女教教育投资的决决策。比如，大大病所带来的的收入降低改改变了家庭的的预算约束，大大病冲击降低低了家庭劳动动力的健康状状况，也改变变了投资健康康和投资子女女教育的边际际收益。因此此，在可能发发生大病冲击击的条件下，确确定性的决策策问题就变成成了随机决策策问题。在子女学龄时，一一旦家庭的主主要劳动力受受到了大病冲冲击，冲击是是否会影响他他对子女教育育投资的决策策和冲击具体体发生在子女女学龄的哪个个
12、阶段密切相相关。发生在在子女学龄不不同阶段的家家庭劳动力的的大病冲击对对家庭预算约约束的影响以以及对子女教教育投资边际际收益的影响响是极为不同同的。我们把子女的学学龄分成两个个阶段，第一一个六年( 小学阶段 )和第二个六六年( 初中和高中中阶段 )。表1是2002年所有被调调查人口受教教育年数的频频数统计。从从表1可以看到，在在所有被调查查的人口中，只只有2%的人接受过过高中以上教教育，也就是是说大部分人人的学龄都是是到高中毕业业时为止。所所以我们将学学龄定义为从从接受小学起起到高中毕业业为止的年龄龄阶段。正常常情况下，小小学的入学年年龄为6岁，那么我我们将学龄定定义为6至18岁。表1 样本个
13、个人上学年数数的频数统计计冲击发生在不同同学龄阶段对对农户教育投投资决策的不不同影响主要要体现在两个个方面。第一一，如果家庭庭劳动力的大大病冲击发生生在其子女的的小学阶段，子子女完成教育育时的转移支支付还显得遥遥不可及。而而且如果想得得到较高水平平的转移支付付，还需要再再进行第二个个六年的投资资。相反，如如果家庭劳动动力的大病冲冲击发生在其其子女的初中中或高中阶段段( 前提是其子子女已经考上上了初中或高高中 )，子女的转转移支付就显显得切近得多多了，不仅如如此，对子女女教育的投资资周期也将近近结束。两种种情况相对照照，我们很容容易得到直觉觉推断，即发发生在学龄的的小学阶段的的大病冲击更更容易使
14、家庭庭的劳动力减减少对子女的的教育投资，做做出诸如让子子女辍学的决决策。第二，家庭的劳劳动力在子女女未上小学前前并不清楚其其子女的天赋赋，而可能有有一些子女是是不喜欢或不不适合较长的的学校生活的的( 虽然多受教教育从长期来来说是有益的的 )，这样，家家庭在子女上上学前做出的的投资决策是是基于对子女女天赋水平的的预期上。然然而，当子女女一旦考上初初中或考上高高中( 这在中国农农村地区并不不普遍 )，这个做决决策的代表性性劳动力会更更新他的预期期，子女的考考上中学相当当于一个证明明他或她具有有较高天赋，从从而在未来会会带来更高转转移支付的信信号，可能会会影响其父母母的投资决策策行为。从这这个意义上
15、说说，我们仍然然可以做出以以下推断，即即发生在学龄龄的小学阶段段的大病冲击击更容易使家家庭减少教育育投资，而发发生在中学阶阶段( 初中和高中 )的大病冲击击则可能对家家庭的教育投投资决策的影影响相对比较较小。需要说明的是，在在上述分析中中我们并没有有考虑到辍学学的子女可以以为家庭增添添劳动力从而而增加家庭收收入，也没有有把这种可能能性纳如到代代表性劳动力力投资决策的的分析当中。这这主要是根据据以往对于农农户子女辍学学率的研究结结果，由于家家里缺劳动力力而使子女辍辍学的比例非非常小，也就就是说很少有有农户因为纯纯粹需要子女女帮着干农活活而让子女辍辍学的。在李李菁、林毅夫夫、姚洋，2002对不发达
16、地地区农户子女女教育投资的的研究中，其其数据中有对对于辍学原因因的描述，在在2000年进行的问问卷调查中，发发生子女辍学学的家庭中辍辍学原因及其其比例从大到到小分别为：“升学没考上” 31.77%、“没钱付学费”24.1%、“学习成绩不不好”18.3%、“对学习没有有兴趣”16.3%、“家里缺劳动动力”4.9%和“读书没前途”2.8%，以及选择“其他”的占2.9%。我们看到到由于家里缺缺劳动力而辍辍学的只占很很小的比重。表2是从1987起，截止到2002年，至少受过一次大病冲击的家庭的频数。我们看有44.9%的家庭至少受到一次大病冲击，显然大病冲击是一种较为普遍的现象，所以我们不重点考虑这种对
17、投资决策的影响途径。表2截止到022年大病冲击击发生的频率率而一旦把这种影影响途径纳入入到考虑之中中，我们会得得到相反的结结论。因为如如果农户让一一个小学生辍辍学可能不如如让一个中学学生辍学更能能够提高家庭庭可利用的劳劳动力。所以以发生在受教教育者学龄初初中或高中阶阶段的大病冲冲击可能比发发生在其小学学阶段的大病病冲击更有可可能减少他的的教育。我们们会在计量分分析部分对家家庭受大病冲冲击前的劳动动力富裕程度度进行控制，从从而试图控制制大病冲击对对子女教育的的这种可能的的影响途径。综上，可以提出出可供检验的的假说H：当个人在学学龄阶段时，一一旦家庭的劳劳动力受到大大病冲击，个个人的教育人人力资本
18、投资资将被减少。且且小学阶段大大病冲击对个个人教育水平平的负影响更更加显著。2. 数据描述述及计量模型型在这一部分，我我们对前面提提出的假说进进行检验。计计量分析的数数据来源于中中国经济研究究中心于2003年春天进行行的一次调查查。调查覆盖盖了中国的八八个省山西、吉林林、浙江、河河南、湖南、广广东、四川和和甘肃，使用用了农业部固固定观察点已已有的样本框框，抽取了48个村的1127户进行调查查，被调查到到的个人为8414个。在被调调查的八个省省中包括中部地区区的山西、吉吉林、河南、湖湖南，西部地地区的四川和和甘肃，以及及东部的浙江江和广东两省省。表3显示了样本本的省际分布布。省份村户山西8195
19、吉林348浙江9124河南359湖南7233广东7267四川7148甘肃570总计491144 表表3 样本的省际分分布对于户的层次上上的变量，调调查的时间范范围从1987年到2002年，除了包包括描述经济济行为的变量量、家庭人口口变量更着重重调查了医疗疗和卫生方面面的信息，尤尤其关注了大大病冲击发生生的频率。从从表2可以看出，截截止到2002年有44.9%的家庭至少少遭受过一次次大病冲击。由由于数据长度度从87年到02年，我们可可以知道大病病冲击发生在在哪一年。又又因为问卷调调查了患病时时的职业，所所以我们可以以把无业、家家务、儿童和和在校学生的的大病剔除出出去，而只考考虑家庭劳动动力患大病
20、时时家庭的大病病冲击。对于个人层次上上的变量，我我们只有2002年一个时点点上的个人特特征变量，如如年龄、性别别等，以及个个人的教育水水平。虽然我我们可以按照照个人的年龄龄把个人接受受教育的年数数进行回推，和和户的数据一一起构造成一一个面板结构构，但大病冲冲击对个人教教育的影响可可能并不会当当年发生，而而是有一定时时滞，而这种种时滞在不同同农户之间也也不一定相同同，既然我们们要考察的是是发生在学龄龄阶段的大病病冲击对个人人生涯的教育育水平是否会会产生影响，所所以我们索性性在样本中只只考虑那些在在87年到02年之间接受受且到02年已应该完完成教育( 超过学龄 )的个人。我我们只需要考考察个人的教
21、教育总量是否否受到影响，而而不关心这种种影响会发生生在大病冲击击之后的多长长时间。所以以我们只需要要做一个截面面回归来进行行计量分析。而如上所述，我我们可以知道道家庭的大病病冲击发生在在哪一年，我我们就可以进进一步通过个个人的年龄来来推断大病发发生在他学龄龄的哪个阶段段，从而对假假说进行检验验。2.1解释变量量、被解释变变量和指标选选择由于我们要考察察大病对子女女教育投资的的影响，而反反映大病冲击击的数据长度度是从87年到02年，所以首首先我们要挑挑选样本中在在87年到02年受教育的的个人，即87到02年处于学龄龄的人。只有有这些人家庭庭劳动力的大大病冲击才可可能发生在他他们的学龄阶阶段。其次
22、由于我们要要考察的大病病对个人生涯涯教育水平( 总量 )的影响，所所以我们要再再从样本中剔剔除掉在校学学生，因为这这部分人的教教育水平还在在增长。由表1的结果，我我们可以把学学龄定义在小小学到高中毕毕业的年龄阶阶段。按照一一般情况，小小学的入学年年龄为6岁，那么个个人学龄结束束的年龄应该该是高中毕业业的那一年即即18岁，所以我我们要挑选2002年已经超过过学龄的个人人，即超过18岁的个人。第三，虽然我们们知道所有87年到02年中家庭在在每一年是否否受到大病冲冲击，但是实实际上我们能能够利用的数数据长度只有有88年到01年。这是因因为我们必须须选取数据长长度的头一年年( 87年 )为控制年，如如
23、果有的家庭庭在87年受到大病病冲击，那么么解释变量中中这个家庭的的户特征变量量，如收入水水平、劳动力力富裕( 闲置 )程度就已经被被大病所影响响了，那么大大病就同时影影响解释变量量和被解释变变量( 处于学龄中中的个人的教教育 )，因此估计计就会有偏。所所以我们把87年户的特征征变量进行控控制，然后把把从88年起发生的的大病计入大大病冲击。而而至于我们只只能把数据用用到01年而不是02年是因为尽尽管家庭劳动动力的大病冲冲击对个人教教育的影响可可能存在长短短不同的时滞滞，但发生在在当年的大病病一般是不会会影响这一年年的教育投资资的，因为众众所周知，书书本费和学费费一般是在学学期初就已经经一次性交付
24、付了，也就是是说投资决策策可能早在冲冲击前已经做做出了。把第二点和第三三点结合起来来，具体来说说，在88到01年处于学龄龄且在这期间间完成教育的的年龄最大的的人在02年为32岁( 88年是他学龄龄的最后一年年，所以在我我们要以下要要进行的全部部回归中，所所选取样本的的年龄上限是是32岁)，年龄最小小的人为19岁( 01年是他学龄龄的最后一年年 )。所以，如如果我们要预预测个人在02年念过几年年书( 总的教育水水平 )，在我们的的样本中，应应该选取02年年龄在19到32岁的个人。我们分别用四种种不同的指标标来衡量个人人接受教育的的程度：个人人受教育的年年数、是否完完成高中教育育( 高中及以上上文
25、化水平=1，高中以下=0 )、是否完成初初中教育( 初中及以上上文化水平=1，初中以下=0 )以及是否完成小小学教育( 小学及以上上文化水平=1，小学以下=0 )。需要说明的是，针针对回归选取取的不同指标标，对样本的的选取也不尽尽相同。首先先，对于指标标“个人受教育育年数”，如上所述述要选取到01年年龄已超超过学龄，即即01年正常情况况下已经到了了可以高中毕毕业的年龄，02年年龄为19到32岁的样本。对对于指标“是否完成高高中教育”和前一个指指标相同，也也应该选取02年19到32岁的样本。而而至于“是否完成初初中教育”则要选取不不同的子样本本。完成初中中教育的年龄龄为15岁。我们要要把上面选取
26、取样本过程中中的年龄下限限降低3岁到16岁，年龄上上限也降低三三岁到29岁。同样对对对于“是否完成小小学教育”的子样本我我们把02年年龄的上上、下限分别别设定在26岁和13岁。我们把把对样本中子子女按年龄进进行分类的结结果总结在表表4中。 表4 样本子女女分类我们采用的主要要解释变量分分成两个层次次，户变量和和个人特征变变量。对于户户变量的选取取主要根据研研究教育人力力资本的文章章Schulltz，1994；1997a，b以及Schulltz，1999的研究。在Schulltz，1999的研究中，他他将教育人力力资本投资的的决定因素表表示如下：社会经济领域的因素：公共财政对教育的支出及在教育支
27、出中的比例 ( + )教师的工资 ( - )母亲的教育水平 ( + )父亲的教育水平 ( ? )家庭人均非工作收入财富 ( + )儿童教育投资消费需求:人均GDP ( +)图1 教育人人力资本的决决定因素在Schulttz的文章中指指出，子女的的教育既是一一种投资，同同时也是一种种消费。社会会经济因素影影响对教育人人力资本的有有效投资，而而右边的人均均收入则影响响对教育的消消费需求。基于Schulltz，1999的研究和李李菁、林毅夫夫、姚洋，2002的研究，我我们把户变量量大致分为六六类：( 1 )反映父母的的受教育水平平的变量，在在我们的研究究中以父母的的平均受教育育年数代替。Schull
28、tz的研究结果果显示母亲的的教育水平对对子女的教育育水平有显著著正影响，父父亲的教育水水平则没有显显著影响，而而林毅夫、姚姚洋，2002的研究却得得到了相反的的结论，而我我们仅以父母母的平均受教教育水平作为为解释变量，控控制农户劳动动力平均受教教育水平对子子女教育投资资的影响。( 2 )反映家庭对对教育消费需需求的变量，在在我们的研究究中用家庭人人均收入表示示。( 3 )反映家庭抗抗风险能力的的变量，家庭庭人均非工作作收入财富，在在我们的研究究中以家庭人人均接受转移移支付来表示示。因为我们们的调查中包包括了中部和和西部一些不不发达地区，人人均接受转移移支付在家庭庭收入中所占占的比重比较较大，加
29、总农农户在当年接接受的在外亲亲戚寄来收入入、财政补助助收入、亲戚戚资助的货币币价值，得到到了“户人均接受受转移支付”这个指标。应该该说一个家庭庭接受的转移移支付越多，家家庭的抗风险险能力越强，可可能会有能力力让子女接受受更多教育，但但是家庭接受受的转移支付付越多也有可可能恰好说明明家庭越贫困困，收入水平平越低，但是是我们在自变变量中加入了了户人均收入入，对后者的的影响加以控控制。( 4 )反映户劳动动力情况的变变量，用每年年受雇佣时间间不超过六个个月的家庭成成员比例来反反映，这个比比例越高，说说明家庭劳动动力闲置的状状况越严重，越越不缺少劳动动力，在这种种情况下为了了让子女进入入劳动力而使使其
30、辍学的决决策相对不容容易发生。( 5 )表示务农程程度的变量：农业收入在在总收入中的的比重：这个个变量可以在在一定程度上上反映一个家家庭的就业模模式。农业收收入在总收入入中所占的比比重越高，说说明家庭的务务农程度越高高，子女以后后越可能在农农业就业，就就业所要求的的教育水平相相对在其他行行业来说就比比较低，在这这种情况下大大病冲击更有有可能减少农农户对子女的的教育投资。( 6 )户家庭人口口变量，包括括户平均年龄龄及其平方项项 年龄结构过高或过低都对家庭造成负担，可以预期家庭平均年龄对家庭收入的影响将是一个倒U型关系。( 反映出户年年龄结构 )以及户男性性比例。根据据前面的分析析，户特征变变量
31、一律采用用控制年( 87年 )的值。在我们的数据库库中并没有反反映教育成本本的指标，即即没有诸如Schulltz在其文章中中指出的公共共财政对教育育的支出及在在教育支出中中的比例或教教师的工资这这样的指标或或可替代的指指标。比如在在村的层面上上是否有助学学的资助等。另另外在Schulltz的研究中指指出，城市化化程度、开放放度等都有可可能影响教育育的有效投资资。这非常容容易理解，一一个地区的城城市化程度和和开放度直接接决定了子女女教育的投资资回报率。城城市化程度越越高，越容易易找到非农的的工作，往往往可以使农户户更愿意投资资子女的教育育。我们还可可以列举出更更多难以准确确控制的因素素，比如村干
32、干部对教育的的重视程度以以及村庄是否否是一个传统统的文化村等等等。基于以以上种种考虑虑，我们采用用村的固定效效应模型，即即我们在回归归方程中加入入村哑变量，而而不在自变量量中包括反映映上述因素的的指标。这样样可以彻底地地控制不同的的村之间的因因素对子女受受教育的影响响。在个人层次上，我我们考虑两个个个人特征变变量：年龄和和性别。性别别是虚拟变量量，即性别=1为男性，性性别=0为女性。一一般来说在中中国农村地区区，尤其是不不发达的农村村地区，男性性受教育的机机会比女性要要多，女童教教育和妇女教教育一直是一一个人们关注注的问题。我我们的研究主主要集中在劳劳动力的大病病是否会影响响其对子女教教育的投
33、资，通通过性别虚拟拟变量我们就就可以考察当当家庭劳动力力受到大病冲冲击时，农户户是否更倾向向于牺牲掉对对女童的教育育投资。最后，我们的关关键变量是在在个人学龄阶阶段是否发生生户劳动力的的大病冲击，是是虚拟变量，即即户发生劳动动力大病=1，未发生劳劳动力大病=0。为了考察察发生在学龄龄不同阶段的的大病，我们们将这个变量量进一步分解解成三个哑变变量，即“在个人小学学阶段户内是是否发生劳动动力大病”，“在个人初中中阶段户内是是否发生劳动动力大病”以及“在个人高中中阶段户内是是否发生劳动动力大病”，是=1，否=0。另外，需要说明明的是我们在在控制变量中中没有加入表表示大病发生生年份的哑变变量来控制时时
34、间趋势，这这是因为我们们将大病冲击击细分为不同同学龄阶段的的冲击，而控控制变量中又又包括了个人人的年龄，从从而已经使时时间趋势得到到了控制。2.2计量模型型及方法对于全部数据，我我们的基本回回归模型是下下面的村固定定效应模型：我们将利用这个个模型来验证证我们的假说说。其中表示示在2002年第个人的四四个被解释变变量的数值但需要注意的是，后两个指标与前两个指标采用的不同的子样本。；和分别表示上上面提到的个个人特征变量量和家庭特征征变量；是村村哑变量；是一个独立立同分布过程程，均值为零零。因为被解释变量量有连续变量量和离散变量量，所以对这这两种变量所所采用的回归归方法也不尽尽相同。对连连续的被解释
35、释变量，受教教育年数，我我们采用加入入村哑变量的的OLS回归注意到我们的研究中按村分组，对应的是不同的个人，因而从理论上说，不能采用面板的方法进行估计，尽管实际在技术上加入村哑变量的OLS和按村分组的固定效应的估计是一致的。对于离离散型的三个个被解释变量量，即是否完完成高中、是是否完成初中中以及是否完完成小学，我我们分别采取取概率回归。另外，直观上假假如一个受到到劳动力大病病冲击的家庭庭有两个以上上的子女，就就可能发生这这样的情况，在在这个农户内内部，有的子子女在学龄中中家庭劳动力力未受大病冲冲击( 即该子女在在家庭发生大大病冲击前已已完成了教育育 )另外的子女女在学龄中时时家庭劳动力力受到了
36、大病病冲击，如果果我们可以把把同一户的受受大病冲击的的子女和未受受大病冲击的的子女的教育育水平相比较较，就有可能能更加准确的的估计大病冲冲击对子女教教育水平的影影响，因为这这样可以剔除除掉户间难以以准确度量的的因素，比如如一户人家子子女的天赋等等等。表5是19877年户16岁以下儿童童个数的分布布。我们看到到有接近50%的家庭有两两个及两个以以上子女，使使我们户内比比较的构想能能够得以实现现。表5 19887年户16岁以下儿童童个数分布但是如果我们采采用户固定效效应的估计，则则可能会出现现一些其他的的问题，比如如户子女数量量不同可能对对估计的结果果产生系统性性的影响。比比如生孩子少少的农户既可
37、可能是由于其其收入水平比比较高，不需需要“养儿防老”，或者其对对教育重视程程度高，愿意意只生一个孩孩子而更多地地关注孩子的的教育，当然然也有可能是是因为贫困，养养不起更多的的孩子。而有有两个以上孩孩子的家庭则则有可能是因因为比较富裕裕，农户多要要孩子的决策策基于比较高高的收入，可可以养更多的的孩子。但也也有可能是因因为比较贫困困，没有必要要避孕措施所所导致。而以以上对应不同同的情况，农农户所做的投投资决策是可可能截然不同同的，所以我我们设定的户户固定效应模模型就可能并并不恰当 更为恰当的计量模型设定就应该为。如如果使用户固固定效应的估估计至少需要要对不同孩子子数量的户进进行分组，另另一方面这种
38、种分组的标准准又难以确定定。这样，就就使得单纯的的户固定效应应估计难以成成为度量大病病冲击对子女女教育投资影影响的好的方方法。但如果我们在村村的层面上进进行比较，就就缓解了户固固定效应不同同户的子女个个数不同将对对估计带来系系统性偏差的的问题。一个个村中不同的的户可能有不不同数量的孩孩子，这种由由孩子的个数数引起的做决决策的系统性性差异在村的的层面上就并并不那么明显显了，从而使使这种问题的的严重性得到到一定程度的的缓解。所以以，以下我们们将采用一个个折中的办法法。如果我们采用只只对受过大病病冲击的户进进行回归的办办法，就相当当于对样本做做加权，虽然然也包含受大大病冲击的不不同户之间的的比较，但
39、大大病对户内子子女受教育程程度的影响在在受冲击组中中占了更大的的权重，比起起对受冲击和和未受冲击的的户间的比较较会更加精确确。同时这样样的估计又是是在村层面上上进行的，部部分的克服户户固定效应估估计所可能产产生的问题。在要进行的回归归中我们将对对每个被解释释变量分别采采用表4所示的样本本的估计，并并且从表4所示的样本本中选取户受受过劳动力大大病冲击的样样本进行回归归，与前面的的结果进行对对照。 3.计量结果分分析3.1 OLSS估计：受教教育年数我们对19-332岁个人的受受教育年数的的村固定效应应的OLS估计结果见表6。表中的第第一列和第二二列分别是对对所有年龄在在19-32岁的个人（超超过
40、学龄且在在88-01年受教育者者）和其中受受过家庭劳动动力大病冲击击的个人（冲冲击组）所进进行的村固定定效应的OLS回归结果。根根据计量模型型中的讨论OLS2和OLS1互为参照，将将有利于我们们对计量结果果的认识。 OLS1 OLS2 村固定影响 村固定影响 冲击组常数项 ( 0.36 ) ( 2.91 )主要变量 小学阶段户内是否发生劳动力大病 ( 0.36 ) ( 0.42 )初中阶段户内是否发生劳动力大病 0.37 0.41 ( 0.32 ) ( 0.33 ) 高中阶段户内是否发生劳动力大病 -0.29 0.04 ( 0.26 ) ( 0.29 )个人特征变量年龄 ( 0.02 ) (
41、0.04 )性别 0.18 0.16 ( 0.20 ) ( 0.30 ) ( 续表 )户特征变量父母平均受教育育年数 ( 0.044 ) ( 0.066 )户人均收入( 百元 ) -0.022 -0.03 ( 0.00 ) ( 0.00 )户人均接受转移移支付( 百元 ) ( 0.00 ) ( 0.000 )每年受雇时间小小于半年的户户成员比例 0.09 0.03 ( 0.23 ) (0.38 )农业收入占总收收入比重 -0.339 0.377 ( 0.44 ) ( 0.733 )户平均年龄 -0.00 -00.05 ( 0.111 ) ( 0.166 )户平均年龄平方方项 0.00 0.00 ( 0.000 ) ( 0.000 )户男性比例 -0.12 0.81 ( 0.588 ) ( 0.888 )总样本量 913 3372 0.30 0.41Adj-