子女随迁对农民工家庭教育满意度的影响——基于倾向值匹配的反事实估计

Influence of Children Moving with Migrant Workers on Family Education Satisfaction—Counterfactual Estimation Based on Propensity Value Matching

摘要: 本研究基于中国家庭追踪调查(CFPS) 2018年的数据，构建倾向得分匹配模型估计子女随迁决策对农民工家庭的教育满意度影响效应，同时从父母受教育程度、子女性别和就学阶段三个方面进行了随迁效应分样本估计。结果发现，整体上子女随迁对农民工家庭的教育满意度有积极作用，但在不同条件下这种影响效应有所差异。最后，建议鼓励农民工家庭整体迁移，同时做好城镇化发展的合理布局；从政策设计层面提出优化路径；能够给予劣势处境的农民工家庭一定的保障支持。

Abstract: Based on the data of China Family Panel Studies (2018), this paper builds a propensity score matching model to estimate the effect of children’s decision making on migrant workers’ education satisfaction. Meanwhile, sub-sample estimates of the effect are carried out from three aspects: parents’ education level, children’s gender and schooling stage. The results show that children move with migrant workers, which has a positive effect on the education satisfaction of migrant workers’ families on the whole, but the effect is different under different conditions. Finally, we should encourage migrant workers’ families to migrate as a whole, and at the same time make a reasonable layout for urbanization development. The optimization path is proposed from the level of policy design. The disadvantaged migrant workers’ families should be given certain security support.

1. 引言

随着我国城镇化进程的快速推进，农民工的迁移方式逐渐发生了变化，由个体迁移向携带配偶和子女的家庭式迁移转变，由此随迁子女规模也不断扩大。随迁子女的教育问题亦成为社会关注的焦点，其教育公平、学习适应性、教育融合等方面热议较多，但同时我们也应该关注到，迁移的主体即农民工及其家庭的教育获得感。一方面，普遍认为城市具有更优质的教育资源与服务，子女跟随父母进入城市就学能够提升对教育的满意度，但另一方面，由于城乡二元格局下户籍与公共服务捆绑、家庭收入水平偏低、经验背景的差异等一系列现实的制约[1] [2]，随迁子女在就学过程中可能会遭遇各种显性与隐形的教育不公，出现缺乏社会融入主动性，学业成绩拖后腿等问题。近20年来政府相继推出“两为主”“两纳入”政策，试图解决农民工家庭随迁子女教育中的突出矛盾，提升教育公共服务实施效果。“办好人民满意的教育”是教育问题始终离不开的主题，是推进教育现代化提出的要求，也是为以人民为中心的理念在教育领域的生动体现。因此，了解人民群众对教育的满意程度，对提高教育质量、实现教育公平具有重要的意义。近些年来陆续有学者对义务教育满意度领域进行研究[3] [4]，他们在探讨教育满意度的影响因素时，通常会将家庭因素和子女因素考虑进去，如家庭社会经济地位、家校联系、家长的期望达成、子女的学业成就等因素会影响教育满意度。但是将目光放在子女随迁和教育满意度关系上的实证研究较少。

本文从满意度的视角出发，探讨以下问题：1) 子女随迁会对农民工家庭的教育公共服务满意度有怎样的影响？2) 这种影响在父母受教育程度、子女性别和子女就学阶段这些不同的条件下会有什么差异？将关注的群体放在子女随迁的家庭上，选择中国家庭追踪调查数据(CFPS)的数据进行经验分析试图研究分析随迁决策本身对家庭教育公共服务满意度的影响。同时每个家庭面临的实际情况是千差万别的，因此会根据家庭的不同特征进行随迁效应的异质性分析。

2. 研究方法与变量选取

(一) 模型选取

教育的满意度不仅与是否随迁这一决策有关，还与家庭的经济水平、父母的教育水平和个人主观因素有关。倾向值匹配方法(PSM模型)是基于“反事实推理模型”的理论框架，会产生两种条件下的结果：被观测到的和未被观测到的，可以控制回归分析中的交互关系产生的样本自选择问题，使得分析结果更加具有说服力。因此使用PSM处理方法，将控制组定为子女未随迁家庭，处理组是子女随迁家庭，具体的步骤如下：首先筛选出对随迁(d = 1为随迁，d = 0为未随迁)和教育满意度(Y)存在共同影响的协变量X，以子女是否随迁为因变量进行logit回归方法估计在特定情形下每个儿童个体随迁的概率倾向得分值。其次，根据倾向得分值对随迁子女和未随迁子女进行匹配，关于处理组和控制组的匹配方法，本文分别使用了最近邻匹配、半径匹配和核匹配方法，进行结果的比较和分析。最后，还需要对匹配后结果进行检验其是否满足平衡性假设。

最后，通过PSM获得子女随迁与否对家庭教育满意度的处理组样本平均处理效应(ATT)，控制组样本平均处理效应(ATU)以及总样本平均处理效应(ATE)，相应的估计量表达式如下：

$\widehat{ATT}=\frac{1}{N_1}{\displaystyle \sum {}_i,D_{i=1}}\left(Y_i-{\widehat{Y}}_i^0\right)$ (1)

$\widehat{ATU}=\frac{1}{N_0}{\displaystyle \sum {}_j},D_{j=0}\left(Y_j^1-{\widehat{Y}}_j\right)$ (2)

$\widehat{ATU}=\frac{1}{N}{\displaystyle \sum {}_{i=1}^N}({\widehat{Y}}_i^1-{\widehat{Y}}_i^0)$ (3)

在(3)式中，N = N₀ + N₁为总样本数，$N_1={\displaystyle \sum {}_i}{D}_i$ 为处理组样本数，${\displaystyle \sum {}_i},D_{i=1}\left(Y_i-{\widehat{Y}}_i^0\right)$ 表示处理组个体进行加总，同理，$N_0={\displaystyle \sum {}_j}\left(1-D_j\right)$ 为控制组样本数，${\displaystyle \sum {}_j},D_{j=0}\left(Y_j^1-{\widehat{Y}}_j\right)$ 表示对控制组个体进行加总。由于对于子女随迁的来说，未随迁状态下的家庭教育满意度是不可观测到的结果，属于“反事实推理”，利用这种反事实结果来估计子女随迁对家庭教育满意度的平均效应。在三个式子中的符号“”表示子女随迁与未随迁匹配后的样本，根据匹配后的样本来计算平均处理效应可以实现遏制子女随迁和教育满意度的内生性问题。

(二) 变量描述

[5]本文的被解释变量“教育满意度”来自于CFPS问卷中：“您认为以下问题在我国的严重程度如何？0代表这方面的问题在我国不严重，10代表非常严重”其中一个问题涉及到教育问题，采用0~10的打分制。采用反向取值的方式，用10减去原始打分数值，可以得到家长对教育公共服务的满意程度。本文的自变量即子女是否随迁的二元变量，根据现在的户口状态以及受访者所在地可以得到子女是否随迁的状态，仅保留农业户口的父母以及子女样本数据，在此前提下，若父母双方所在地均在城镇，子女所在地为城镇，则为随迁子女；若父母至少有一方在城镇，子女所在地为乡村，则为留守子女；若父母均在乡村，子女也在乡村，则为农村本地子女。本文将后两种统一定义为未随迁子女。结合相关研究成果主要从以下几方面来选取控制变量：父母和子女的个人特征，包括子女年龄、性别、就学阶段、学习成绩、父母的性别和年龄、父母受教育程度；家庭特征，包括家庭的社会经济地位、父母对子女的教育期望、与子女讨论学校事务的频率、子女上学路上花费的时间；学校特征，包括学校否为公立学校和重点学校。

最后本文共筛选出1121个样本。其中子女随迁442个，占比39.43%，子女未随迁679个，占比60.57%。如表1所示，整体来看，子女随迁家庭的教育满意度要高于子女未随迁和总体均值，两类家庭在父母和子女特征、家庭特征、学校特征上都有着不同程度的差异。如随迁子女的学业成绩要高于未随迁子女。另外，从家庭方面来看，在父母的受教育程度上，随迁子女的父母受教育程度、父母对子女的教育期望、父母与孩子讨论学校事务的频率要高于未随迁子女，家庭的文化氛围较好。但是子女随迁家庭的自评社会经济地位反而较低。随迁子女在公立学校就读的倾向也偏低。

Table 1. Basic descriptive statistics of variables

表1. 变量的基本描述统计

变量	变量定义	总样本		子女随迁		子女未随迁
		样本量：1119		样本量：442		样本量：677
		均值	标准差	均值	标准差	均值	标准差
教育满意度	0~10赋分制下的连续数值， 其中，非常满意 = 10，非常不满意 = 0	3.238	2.068	3.274	2.135	3.215	2.025
子女性别	子女性别，男 = 1，女 = 0	0.514	0.500	0.505	0.501	0.520	0.500
子女年龄	子女年龄(岁)	10.12	2.278	10.24	2.359	10.03	2.221
就学阶段	初中以上 = 3，初中 = 2，小学 = 1	1.125	0.339	1.170	0.388	1.096	0.299
学业成绩	优秀 = 2，中等及以上 = 1，中等及以下 = 0	1.200	0.635	1.214	0.647	1.191	0.627
父母性别	父母性别，男 = 1，女 = 0	0.545	0.498	0.541	0.499	0.548	0.498
父母年龄	父母年龄(岁)	36.14	4.592	36.145	4.529	36.142	4.636
父亲受教育程度	高中及以上 = 2，初中 = 1，小学及以下 = 0	0.815	0.699	0.910	0.694	0.754	0.695
母亲受教育程度	高中及以上 = 2，初中 = 1，小学及以下 = 0	0.705	0.682	0.869	0.700	0.598	0.649
家庭社会经济地位	自评社会经济地位，很高 = 5，很低 = 1	3.063	0.905	3.012	0.820	3.097	0.820
教育期望	希望子女接受高等教育，是 = 1，否 = 0	0.831	0.375	0.853	0.355	0.816	0.388
上学花费时间	从住处到学校花费的时间(分钟)	12.054	9.134	11.290	6.814	12.552	10.345
讨论学校事务的 频率	很经常(每周5~7次) = 3，经常(每周2~4次) = 2，偶尔(每周一次) = 1，从不 = 0	1.418	0.934	1.471	0.904	1.384	0.952
学校类型	是否是公立学校，是 = 1，否 = 0	0.958	0.201	0.946	0.227	0.966	0.181
	是否是重点学校，是 = 1，否 = 0	0.227	0.419	0.235	0.425	0.221	0.415

3. 实证分析结果

(一) 总体效应

如表2所示，在消除了随迁决策的自选择效应后能够表明随父母迁移到城市读书确实能够提升家庭的教育满意度，相对于农村的子女未随迁家庭，子女随迁的家庭教育满意度更高，3种匹配方法下，子女随迁家庭的教育满意度都显著高于子女未随迁的家庭，且随迁儿童样本教育满意度的平均处理效应(ATT)在3种匹配方式下均显著，随迁行为使家庭教育满意度提升0.297至0.394。随迁子女能够接触城市更先进、更开放的环境和更优质的教育资源，他们学业成绩的提高，与孩子的交流更加频繁，这些可能都是教育满意度得到提升的原因。

Table 2. Influence of children’s relocation on educational satisfaction

表2. 子女随迁对教育满意度的影响

	近邻匹配	核匹配	半径匹配
ATT	0.394^*^*	0.297^**	0.298^**
	(0.183)	(0.141)	(0.129)
ATU	0.106	0.289^**	0.308^**
	(0.201)	(0.144)	(0.152)
ATE	0.220	0.292^*^*	0.304^*^*
	(0.156)	(0.134)	(0.133)
处理组/控制组	442/677	442/677	442/677

注：括号中为标准差，由自助法bootstrap400次获得。近邻匹配中k = 1，半径匹配中指定半径为0.03；核匹配中使用默认带宽。^***、^**、^*分别代表在1%、5%和10%的显著性水平下显著，下同。

在平衡性检验结果中(见表3)，匹配后所有变量的标准化差距均小于10%，表明变量在匹配后的均值不存在显著差异，说明样本进行了较好的匹配，实证结果是有效的。

Table 3. Test of balance

表3. 平衡性检验

变量	匹配类型	处理组	控制组	偏误比例(%)	偏误减低比例(%)	T值
性别	匹配前	0.503	0.522	−3.6	40.4	−0.59
	匹配后	0.503	0.514	−2.2		−0.32
年龄	匹配前	10.20	10.03	7.0	86.1	1.15
	匹配后	10.20	10.17	1.0		0.14
就学阶段	匹配前	0.162	0.094	20.6	87	3.44
	匹配后	0.162	0.171	−2.7		−0.35
学业成绩	匹配前	1.213	1.191	3.5	−7.5	0.56
	匹配后	1.213	1.189	3.7		0.55
父母性别	匹配前	0.501	0.547	−9.2	89.1	−1.49
	匹配后	0.501	0.496	1.0		0.15
父母年龄	匹配前	36.14	36.15	−0.3	−1139	−0.04
	匹配后	36.14	35.99	3.2		0.48
父亲受教育程度	匹配前	0.908	0.756	22.0	99.7	3.57
	匹配后	0.908	0.909	−0.1		−0.01
母亲受教育程度	匹配前	0.867	0.599	39.7	91.3	6.50
	匹配后	0.867	0.844	3.5		0.49
家庭社会经济地位	匹配前	3.016	3.097	−9.1	60.1	−1.45
	匹配后	3.016	2.984	3.6		0.55
教育期望	匹配前	0.851	0.815	9.7	80.5	1.56
	匹配后	0.851	0.858	−1.9		−0.29
讨论学校事务的频率	匹配前	1.469	1.380	9.6	60.5	1.56
	匹配后	1.469	1.434	3.8		0.56
上学花费时间	匹配前	11.32	12.57	−14.3	97.6	−2.24
	匹配后	11.32	11.29	0.3		0.06
是否是公立学校	匹配前	0.947	0.966	−9.0	7.0	−1.50
	匹配后	0.947	0.953	−2.7		−0.37
是否是重点学校	匹配前	0.236	0.219	4.0	15.6	0.65
	匹配后	0.236	0.250	−3.3		−0.48

(二) 分样本异质性分析

对随迁效应的总体分析说明，随父母迁移到城市生活和学习有利于农民工家庭的教育满意度提升。每个家庭面临的实际情况是千差万别的，随迁效应在不同的家庭特征下会有差异吗？本文将对父母的不同受教育程度、子女不同性别和就学阶段下的随迁效应进行异质性分析(见表4)。

1) 父母受教育程度

父母的受教育程度不同，子女随迁对家庭的教育满意度的影响也具有明显差异，随迁对父亲受教育程度在高中以上家庭的教育满意度影响效应在0.92分到1.17分，而在父亲受教育程度较低的家庭中随迁对其教育满意度影响较小，且没有显著性。随迁对母亲受教育程度高中以上家庭的教育满意度影响效应在0.64分到0.84分，随迁对母亲受教育程度初中及以下家庭教育满意度影响效应为0.39分。体现了随迁对家庭教育满意度的影响效应更多的体现在父母受教育程度较高尤其是父亲的受教育程度较高的家庭中。这一结果可以理解为父母的受教育水平体现了他们对教育的重视程度，对教育公共服务以及教育政策的理解性更高，与孩子和学校老师的沟通性更强，对整个教育事业具有较大的信心，因此将孩子随迁到城市读书能够使他们对教育的满意度有所提高。

2) 子女就学阶段

不同的上学阶段也可能会影响随迁对家庭教育满意度的作用，目前关于随迁子女义务教育阶段的就学、升学问题已基本得到解决，随迁子女义务阶段入学不会受太多外在因素影响，但初中阶段会涉及高中升学问题，随迁子女面临着户口的限制等问题，他们的入学受到更多的障碍，随迁家庭也会产生更多的顾虑，可能会造成对教育满意度的不利影响。因此本文以小学和初中及以上进行分层，回归结果显示，相较于处于初中阶段，处于小学阶段的子女随迁对家庭的教育满意度的促进作用更具显著性，提高了教育满意度约0.35分到0.36分。而处于初中阶段的随迁儿童对家庭的教育满意度增加在0.44分，影响效应是更大的。随迁子女能够在城市入学升学门槛制度下就读于初中，给家庭带来了更多的满足感，表明家庭的经济状况和文化氛围都可能是较好的。

3) 子女性别

按照性别分层后的回归结果显示，随迁对教育满意度的影响在性别上不存在明显差异。随迁男孩对家庭的教育满意度的提升为0.37分到0.44分，随迁女孩对家庭的教育满意度的上升0.161分到0.257分，但是结果显著性不明显，可能原因是由于匹配方式的不同，处理组与控制组的倾向得分的共同取值范围较小，样本损失量较大所致。[6]男孩的随迁对进城务工家庭的教育满意度产生更大的积极影响，间接说明男孩的教育问题受到家庭更多的重视，可能有更多机会获得更好的教育资源。

Table 4. Subsample regression

表4. 分样本回归

	ATT	近邻匹配	核匹配	半径匹配
父亲受教育程度	初中及以下	0.20	0.081	0.091
		(0.218)	(0.159)	(0.139)
	高中及以上	0.918^**	1.170^**^*	1.122^*^**
		(0.445)	(0.386)	(0.391)
母亲受教育程度	初中及以下	0.389^*	0.172	0.163
		(0.225)	(0.145)	(0.143)
	高中及以上	0.838^*	0.642^*^*	0.724^*^*
		(0.499)	(0.379)	(0.427)
子女受教育阶段	小学	0.361^*	0.362^**	0.349^**
		(0.148)	(0.148)	(0.164)
	初中及以上	0.443^*	0.277	0.262
		(0.279)	(0.417)	(0.464)
子女性别	男孩	0.443^*	0.393^**	0.367^**
		(0.290)	(0.194)	(0.199)
	女孩	0.257	0.161	0.178
		(0.285)	(0.209)	(0.205)

注：因为高中/中专/技校/职高的样本量过少所以并入初中。

4. 结论与启示

研究随迁行为对农民工家庭的教育满意度的影响有助于农民工家庭做出有利于孩子成长和学习的决策，而且有利于进一步探索提升农民工家庭教育公共服务供给满意度的路径。本文通过利用CFPS (2018)的相关数据，通过倾向值匹配方法消除样本的自选择问题，分析子女随迁对家庭的教育满意度的影响，得出以下结论：

第一，随迁行为对农民工家庭的教育满意度有促进作用。本文主要关注随迁行为对农民工家庭教育满意度的影响作用，研究发现农民工家庭子女随父母迁移行为对其家庭的教育满意度有显著正向作用。第二，分样本检验表明，随迁行为对家长教育满意度的影响还因子女性别、就学阶段、父母受教育程度之间存在差异。首先，随迁对教育满意度的影响效应在父母受教育程度较高尤其是父亲的受教育程度较高的家庭中更为明显，其次，子女在小学阶段随迁对农民工家庭教育满意度的促进效果更加显著。但是子女在初中阶段随迁的影响效应更大。最后，随迁子女为男孩对农民工家庭的教育满意度有着显著积极作用。

家长作为子女是否随迁的决策主体，也是重要的评价主体，其代表的是整个家庭的选择和对子女所受教育服务的满意度。政府在制定教育公共服务供给决策和有关随迁子女的教育政策时，应从家庭的满意度出发考虑教育公共服务接受者的诉求。因此应该鼓励更多的农民工家庭整体迁移，同时做好城镇化发展的合理布局，让更多的农村儿童享受到城市优质的教育公共服务资源，从而也可以提升家庭对教育的满意度和信心，促进教育事业的发展。国家和各流入地政府需持续关注进城农民工家庭随迁子女义务教育过程的公平性，改进和完善初中阶段准入条件是扩展随迁子女异地升学从而能提升教育满意度的现实路径选择，通过政策设计满足进城务工家庭的教育需求。可以适当弱化家长的相关条件要求，根据家庭的实际需求如以在城市连续就学的年限和学生的学业能力来合理分流。父母受教育水平较低的农名工家庭仍然在劣势处境，在住房、保险、就业及子女教育上给予保障性补贴和支持，积极保障农民工随迁子女平等接受教育的权利，能够更好地办好人民满意的教育。