变量对子女教育期望影响的异质性检验

1.被解释变量

本章使用少儿问卷中家长代答的D2“您希望孩子最少念完哪一程度？”这一问题刻画父母对子女的教育期望，备选答案包括从小学到博士间的各个学历，以及“不必念书”，我们将本科及以上的教育期望取值为1，本科以下的教育期望取值为0，作为模型的被解释变量。这样处理的目的在于，随着接受高等教育的人口越来越多，2016年我国高等教育毛入学率已经达到42.7%，劳动力市场上对本科学历的要求越来越普遍，获得本科学历成为职业获得中的重要门槛条件。再者，相比于义务教育和高中阶段，接受高等教育所需的费用支出会明显增大，因此选择本科作为分水岭可以很好地刻画不同变量对教育期望的影响。

2.核心解释变量

本章的核心解释变量是成人问卷中的G5“您在这份工作中是否签订了合同？”。这里的合同既包括企业单位与劳动者签订的劳动合同，也包括党政机关、事业单位、人民团体与其雇员签订的聘用合同与录用协议。由于本章分别获得了父亲和母亲的劳动合同变量，为了最大限度保留有效样本量，以及考虑到部分家庭中存在母亲作为家庭主妇，没有进入劳动力市场的情况，本章将父母其中一人获得劳动合同的取值为1，否则为0，以此作为本章的核心解释变量。同时，为了考察父亲与母亲的劳动合同对子女教育期望影响可能存在的异质性，我们也保留了父母各自的劳动合同变量，留作异质性检验中使用。

3.控制变量

为了控制其他因素对教育期望的影响，本章还选择了一系列的控制变量。具体包括父母受教育程度、家庭收入、父母是否外出务工、是否为教育储蓄、是否关心子女教育、户籍、子女年龄、性别、子女数目。(www.xing528.com)

父母受教育程度及家庭收入。已有文献表明，父母的受教育程度和收入越高，其对子女的教育期望就越高（Elliott，et al，2008）。对于受教育程度，采用家庭成员问卷中的TE4“受访人已经完成的最高学历？”问题答案作为父母的受教育程度指标，考虑到代与代之间受教育程度的差异，本章将父母之中至少有一人获得高中学历的取值为1，否则为0。对于家庭收入，采用家庭经济问卷中的INC“过去12个月，包括经营性收入、工资性收入、财产性收入、政府的补助补贴或他人的经济支持等，您家各项收入加在一起的总收入有多少？”这一问题的答案的对数值作为收入项的控制变量。

父母是否外出务工。叶静怡（2017）发现父母外出务工可以提高对子女的教育期望，因此，本章通过成人问卷中的G301“您/你这份工作的地点是？”来识别父母是否外出务工，将回答“当前居住省份的其他区县、境内其他省份、境外（含港、澳、台）”的认定为外出务工，并将父母至少其中一人外出务工的取值为1，否则为0，作为父母是否外出务工变量。

是否教育储蓄和是否关心子女教育。由于高水平的亲子互动可以提高父母和孩子的教育期望（Bonstead-Bruns，1998），同时也有直接的证据表明教育储蓄可以提高父母对子女的教育期望（Elliott&Wagner，2008），所以本章还控制了父母是否关心子女教育以及是否进行教育储蓄。具体采用少儿问卷中的D4“您是否已经开始为孩子的教育专门存钱”来衡量父母主观对子女教育的关心程度，以及Z301“家庭环境表明父母关心孩子的教育”来从访员视角判断父母是否关心子女教育。其中，D4问题回答被访人回答“是”的取值为1，否则为0。Z301问题中，访员选择十分同意、同意的取值为2，中立的取值为1，选择不同意和十分不同意的取值为0。

户籍因素。由于劳动力市场上存在的城乡户籍歧视（姚先国等，2008），农业户口的父母在获得劳动合同和社会保险方面会面临更多的困难，并可能因此降低对子女的教育期望，所以本章还控制了户籍因素。考虑到户籍存在明显的代际传递，对于非农业户口的父母，其子女也一定是非农业户口，而农业户口的父母，有可能出于让子女接受更好的教育而为其注册非农业户口，这种情况恰恰反映了父母对子女的教育期望。因此采用子女的户籍来反映样本的户籍情况，非农业户口取值为0，农业户口取值为1，针对样本中显示还没有户口的子女，如果父母其中至少一人为非农业户口，则认为子女也是非农业户口，否则认定为农业户口。

子女性别、数目和年龄。来自国外的研究表明，父母对子女的教育期望存在性别异质性，而且由于中国传统观念中“重男轻女”思想的存在，可能会对父母的教育期望产生影响，所以本章控制了子女的性别，1表示男孩，0表示女孩。同时，吴愈晓（2012）发现子女数目越多的家庭，教育获得的性别不平等越严重，因此，本章还控制了家庭中的子女数目。当子女年幼时，由于距接受高等教育尚且遥远，父母可能并未形成明确的教育期望，当子女的年龄增长，逐渐临近需要做出教育决策的时间，父母对子女的教育期望会逐渐明确。因此，我们最后控制了子女的年龄作为控制变量。