学前教育资源供给对农村家庭幼儿园教育支出的影响研究

【摘要】探讨学前教育资源供给对农村家庭幼儿园教育支出及其负担的影响，有助于完善农村普惠性学前教育政策。本研究使用中国家庭追踪调查（CFPS）数据进行分析，结果表明：村居园所数量和家庭的幼儿园教育支出显著增加，但家庭的幼儿园教育支出负担未有显著变化;在园所收费水平维持不变的情况下，园所数量的增加对农村家庭的幼儿园教育支出有消减作用;园所收费水平的提高对农村家庭尤其是中、低收入家庭的幼儿园教育支出和负担有增强作用。建议进一步加大农村学前教育财政性经费投入，提高幼儿园教育的可支付性，并采取多种措施和途径精准扶持农村弱势群体。

【关键词】普及普惠;学前教育资源供给;农村幼儿家庭;幼儿园教育支出

【中图分类号】G617 【文献标识码】A   【文章编号】1004-4604（2022）06-0027-06

家庭的幼儿园教育支出是家庭为购买教育照料服务向幼儿园支付的费用，包括基本的保教费和选择性费用（如餐费、住宿费、兴趣班费用等）。家庭的幼儿园教育支出兼具消费和投资的属性，是家庭投资人力资本、实现阶层维持和上升的重要途径。它既反映了家庭对幼儿发展和幼儿园教育的重视程度，也体现了家庭的支付意愿和购买能力。家庭收入是决定家庭幼儿园教育支出的关键因素。由于家庭经济能力的差异，家庭的幼儿园教育支出存在较大的城乡差距和阶层差距，呈现出城乡幼儿能享受到的教育投资的不平等现象。〔1〕这意味着儿童获得的学前教育和早期经验的差距，从而导致儿童早期发展机会的不平等。因此，消除因家庭收入差距所导致的家庭早期教育投资差异，为儿童早期发展奠定良好的基础，对于提升人力资本、维护社会公平具有重要意义。

政府的公共财政投入、教育资源供给特征也会影响家庭教育支出的私人投入。一方面，在不同的学前教育资源供给模式之下家庭的幼儿园教育支出与收入之间的关系有所不同。柯恩立奇的比较研究发现，美国对幼儿教育的公共财政投入很少，所以美国家庭的收入与其在0—3岁托育和3—6岁幼儿教育上的支出之间的相关性最大，而这种相关性在挪威最小，在西班牙和澳大利亚居中。〔2〕因此，教育资源的公共提供能够减少因家庭收入差距而导致的儿童享受教育投资上的不平等。另一方面，公共教育资源供给对不同家庭群体以及不同内容的教育支出产生的作用有所不同。比如，张子尧的研究发现，公共教育支出对家庭教育支出的“挤入效应”在农村和城市家庭之间存在显著的差异，公共教育支出对农村家庭的“挤入效应”强度要明显弱于城市家庭。〔3〕袁诚等人发现，公共教育支出对家庭教育总支出、义务教育学杂费和家教费有着明显的“替代效应”，但对私立学校的学杂费和择校费没有影响。〔4〕因此，探讨教育资源供给对家庭教育支出的影响有助于判断公共教育资源供给在家庭教育支出差距的缩小或扩大中发挥的作用，为调整和完善公共教育资源供给政策提供信息。

2010年之后，我国陆续出台政策，努力扩大农村学前教育资源，提升农村学前教育普及水平，农村学前教育发展取得巨大成就。但是，目前较少有研究考察农村学前教育资源供给的变化对农村家庭的幼儿园教育支出产生的影响。本研究采用北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查（CFPS）的数据，探讨学前教育资源供给对农村家庭的幼儿园教育支出的影响、对不同收入水平的农村家庭的作用及差异，以考察2010年以来我国农村地区推动学前教育发展所产生的效果。目前，关于家庭学前教育支出的研究较少，本研究借鉴已有关于义务教育和高等教育阶段的家庭教育支出的研究，并在以下两个方面做出改进。（1）细分政府学前教育资源供给的特征，以可获得性（数量充足）和可支付性（收费可负担）来衡量这一特征。在我国政府财政能力有限的情况下，细分学前教育资源供给特征有利于合理定位当前农村学前教育发展的重点，推动学前教育可持续发展。（2）细分幼儿园教育支出的成分，重点考察作为基本支出的保教费及家庭支出负担。根据《幼儿园收费管理暂行办法》（2011年），保教费反映了政府和家庭对办园成本的分担比例，因此政府的学前教育资源供给直接影响的是家庭支付给幼儿园的保教费。

一、研究设计

1.研究对象

本研究使用的数据来自中国家庭追踪调查（CFPS）。根据研究目的与研究的问题，本研究使用2010年和2014年的数据，因为这两个年份的数据能够以村居内幼儿园数量及其收费水平完整反映学前教育资源供给。本研究选取入园的3—6岁儿童作为样本，最终获得2010年50个村居中153个入园儿童样本，2014年50个村居的155个入园儿童样本。

2.研究变量

本研究的因变量为农村家庭的幼儿园教育支出及支出负担。幼儿园教育支出是指家庭用于幼儿园保教费的支出，通过2010年问卷中“去年全年这个孩子的学杂费支出情况”和2014年问卷中“过去12个月的托儿费”来测定。支出负担为全年保教费占家庭年净收入的比例。

自变量为当地学前教育资源供给，通过可获得性、可支付性两个指标来衡量。可获得性通过村居内的幼儿园数量来测量，即“您村居地界内有多少个幼儿园”;可支付性通过村居内的幼儿园收费水平来测量，即一个村居中所有儿童的幼儿园保教费支出的平均值除以村居的年人均收入。

调节变量为家庭收入，使用家庭一年的净收入来衡量。控制变量包括儿童、家庭、区域三个层面可能影响家庭的幼儿园教育选择和支出的因素。〔5，6〕（1）儿童个体变量包括年龄（依据月龄计算）、性别（0=女，1=男）、出生顺序（在家庭所有子女中的排行）。（2）家庭变量包括父母是否外出打工（0=父母双方都没有在外务工，1=父母有一方或双方在外务工）、母亲是否工作（0=否，1=是）、父亲最高学历（1=文盲/半文盲，2=小学，3=初中，4=高中/中专/技校/职高，5=大专，6=大学本科）、母亲最高学历（等级划分标准同父亲）、父母教育期望（0=不期望子女未来至少获得本科学历，1=期望子女未来至少获得本科学历）、在读子女数量（家庭中所有本科以下在读子女的数量）。（3）区域变量：由于样本来自两个不同的省份，为了更好地控制省份的影响，生成1个省份虚拟变量（河南=1）作为控制变量纳入分析。各变量的基本特征见表1。

3.研究程序及数据分析

本研究采用以下步骤处理数据。第一，依据儿童月龄计算年龄，从中筛选出居住地属于乡村的3—6岁儿童样本。第二，对儿童、村居、家庭、成人数据库中的相关变量进行匹配。第三，保留样本较大的中西部地区的河南、甘肃两个省份的样本，剔除变量缺失值较多的村居，区分有无上幼儿园的儿童样本。第四，用序列平均值填补各变量的缺失值。第五，以2010年为基期，使用居民消费指数（CPI）对2014年的家庭幼儿园教育支出、家庭年净收入这些经济变量进行价格指数调整，排除因物价上涨导致的支出增加，使其与2010年具有可比性，并对这些变量进行对数化处理。

而后进行数据分析，采用Heckman两步法检验保留的数据库是否存在样本选择偏差。第一步，先通过Probit模型，根据包含未入园和入园儿童的总体样本估计儿童入园的概率，以儿童是否入园为因变量，根据已有研究选择表1中的控制变量以及省份为自变量，计算逆米尔斯比。第二步，分别以家庭的幼儿园教育支出和负担为因变量，以村居学前教育资源供给为自变量，家庭年净收入为调节变量，将逆米尔斯比与其他控制变量一起加入模型，结果发现，逆米尔斯比在2010年样本（p=0.451;p=0.960）和2014年样本（p=0.423;p=0.994）中均不显著，说明并不存在样本选择偏误。

由于儿童和家庭嵌套于不同的村居群组，本研究使用多层线性模型进行分析。零模型分析表明，2010年家庭幼儿园教育支出的ICC（1）=0.437，ICC（2）=0.652，家庭幼儿园教育支出负担的ICC（1）=0.786，ICC（2）=0.890;2014年家庭幼儿园教育支出的ICC（1）=0.215，ICC（2）=0.414，家庭幼儿园教育支出负担的ICC（1）=0.325，ICC（2）=0.540。结果显示，对2010年样本需要进行多层分析，而2014年样本则没有必要。本研究使用HLM6.08进行分层线性模型分析，使用SPSS22.0软件进行单层线性模型分析。

二、研究结果

1.2010年到2014年农村学前教育资源供给和家庭的幼儿园教育支出情况

在农村学前教育资源供给方面，从2010年到2014年，村居拥有园所数量显著增多（M2010=1.50，M2014=1.72），可获得的学前教育资源明显增加;但从幼儿园的收费水平上看，学前教育资源的可支付性没有发生显著变化（p>0.05）。在农村家庭的幼儿园教育支出方面，家庭的年净收入和幼儿园教育支出都显著增加，但家庭的幼儿园教育支出负担并没有显著变化。

依据均值加减一个标准差将家庭年收入划分为高、中、低3个水平。 比较3个群体可以发现，在2010年，中、低收入家庭的幼儿园教育支出较少，自2010年到2014年，中、高收入家庭的幼儿园教育支出有显著增加，其均值翻了一番，而低收入家庭的幼儿园教育支出增长不显著，仍维持在2010年的水平;不同收入水平家庭的幼儿园教育支出负担都没有显著增加。

2.学前教育资源供给对农村家庭幼儿园教育支出的影响

回归模型分析结果显示，在2010年，家庭收入和园所收费水平都能显著正向预测家庭的幼儿园教育支出，即家庭收入和园所收费水平越高，家庭的幼儿园教育支出就越多。园所数量对家庭的幼儿园教育支出的主效应不显著，其与家庭收入的交互项有显著的负向预测作用。为了更直观地了解园所数量在不同家庭收入水平上对家庭幼儿园教育支出影响的差异，本研究进行简单斜率检验。结果表明，园所数量的增加会让不同收入水平家庭的幼儿园教育支出出现降低的趋势，但只有对高收入家庭的幼儿园教育支出的负向作用达到显著性水平，对中、低收入家庭的影响不显著。

到2014年，家庭收入及其与园所数量的交互项对家庭的幼儿园教育支出的影响都不再显著。但是，园所收费水平仍可显著正向预测家庭的幼儿园教育支出。用变量的回归系数乘以标准差再除以因变量的标准差的方法计算园所收费水平的效应量，〔7〕发现其效应量从2010年的0.249增加到0.356。总体上，与2010年相比，随着学前教育资源供给总量的增长，家庭年净收入对家庭幼儿园教育支出的影响在减弱，对园所供给数量影响的调节作用也在减弱，但园所收费水平对家庭幼儿园教育支出的作用有所增强。

3.学前教育资源供给对农村家庭幼儿园教育支出负担的影响

分析结果表明，从2010年到2014年，家庭收入、园所数量和园所收费水平对农村家庭的幼儿园教育支出负担的影响模式基本一致。具体而言，园所数量始终对家庭的幼儿园教育支出负担没有显著的主效应和交互效应;家庭收入显著负向预测支出负担，即家庭收入越高，家庭的幼儿园教育支出负担越轻，其效应量从2010年的-0.341降到2014年的-0.684，说明家庭收入的负向预测作用增强;园所收费水平则起到显著的正向预测作用，且效应量从2010年的0.323增加到2014年的0.412，作用有所增强。同时，园所收费水平与家庭收入的交互项有着显著的负向预测作用。这说明总体上园所收费水平越高，家庭的幼儿园教育支出负担就越重，但园所收费水平对幼儿园教育支出负担的作用效果取决于家庭自身的收入水平。简单斜率检验结果表明，在2010年和2014年，园所收费水平都能显著正向预测中、低收入家庭的幼儿园教育支出负担，即园所收费水平越高，中、低收入家庭的幼儿园教育支出负担就越重，而高收入家庭没有受到显著影响。

三、讨论与结论

上述分析表明，村居园所数量和收费水平对农村家庭的幼儿园教育支出和负担产生不同的作用，并且随着学前教育资源供给规模的扩大，其作用强度有所变化。

1.农村家庭的幼儿园教育支出显著增加，但家庭的幼儿园教育支出负担并未加重

本研究表明，中、高收入家庭的幼儿园教育支出显著增加，但低收入家庭的幼儿园教育支出未显著增加。这一现象符合有效维持不平等理论的解释。该理论认为优势群体在基本需求得到满足后仍会努力寻求优质教育资源来保持自己的优势。〔8〕家庭对学前教育消费的决定通常是在权衡父母工作与收入情况、教育价格、教育质量后做出的。〔9〕政府财政投入增加、学前教育资源供给规模扩大使得农村低收入家庭能以较低水平的支出来获得学前教育机会，而收入较高的家庭可能会增加幼儿园教育支出来让孩子获得更高质量的教育。此外，家庭的总收入有所提高，使得幼儿园教育支出的增加没有给家庭造成更重的负担。可以说，学前教育资源供给的增加，减少了低收入家庭的幼儿园教育支出，也未加重中、高收入家庭的支出负担，显示出学前教育资源供给政策已见成效。