外部教育支持下的家庭教育支出與代際經(jīng)濟支持
——基于CFPS的實證研究

李 卉

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇南京 210095）

1 問題的提出

2015年以后我國人口老齡化問題日益凸顯，給我國的養(yǎng)老體系帶來了巨大的挑戰(zhàn)，因此有學(xué)者提出全面放開二胎政策可以緩解人口老齡化帶來的家庭問題[1]，提升家庭幸福感。從長期看，子輩數(shù)量增加似乎能減輕家庭的養(yǎng)老負擔，但是短期內(nèi)是否會讓家庭陷入困境？被贍養(yǎng)人無法馬上享受多子女的福利，甚至還會面臨與孫輩“搶占”家庭資源的困境，尤其是在教育成本逐漸增加和教育資源分配不均的境況下，是否會影響被贍養(yǎng)人的福利？

目前，已有大量研究從家庭和社會的角度探究其對代際經(jīng)濟支持的影響，但多考慮家庭中父子兩代人的因素。主要涉及子代的經(jīng)濟狀況、性別、數(shù)量等特征，子女的經(jīng)濟狀況越好，給父母的經(jīng)濟支持越多[2]，而且這種贍養(yǎng)行為還存在明顯的性別差異[3][4]，子女數(shù)量對經(jīng)濟支持的獲得一直存在爭議[5][6][7]，為了克服結(jié)果的不一致性，利用Heckman兩階段備擇模型得出“競相示范”作用大于“互相卸責(zé)”作用的結(jié)論，即子女數(shù)量增加，則老人獲得經(jīng)濟支持的可能性和程度都顯著上升[8]；從被贍養(yǎng)人特征方面，主要包括收入水平、健康水平、與兒女的互幫互助行為、居住模式等，收入與其獲得代際經(jīng)濟支持的概率呈負向關(guān)系[9]，與老年人的身體健康負相關(guān)，身體越差的老人更需要生活照料而不是物質(zhì)幫助[10]，代際間保持緊密的互動，代際經(jīng)濟支持會增加[11][12]，父輩近期內(nèi)對子代投資不會對子代的贍養(yǎng)行為產(chǎn)生顯著影響[13]，但為子女提供隔代照顧會加強子女的代際支持[14]，若與子女不同住則會給父母帶來更多的金錢或?qū)嵨锷系难a償[15]，“分而不離”的居住模式通過促進子女的經(jīng)濟支持從而提高了老年人的主觀福利水平[16]。從社會的角度，主要研究養(yǎng)老保險制度對代際經(jīng)濟支持的影響，利用不同的數(shù)據(jù)集和計量方法得出的結(jié)論也不一致，有的學(xué)者認為來自社會的代際轉(zhuǎn)移會“擠入”家庭代際經(jīng)濟支持[17]，有的學(xué)者則認為會“擠出”[18][19][20]。以上研究皆從兩代人的特征考慮其對代際經(jīng)濟支持的影響，即使考慮外部條件，也僅限于研究對被贍養(yǎng)人產(chǎn)生直接影響的養(yǎng)老保險制度等政策，并且使用微觀數(shù)據(jù)進行計量分析時，研究對象多為個人樣本，少有文獻從家庭整體出發(fā)，將家庭視為獨立個體進行研究，強調(diào)家庭中多方個體共同進行決策，而不突出某個家庭成員的經(jīng)濟行為。

若將研究框架擴展至三代人，一般從社會學(xué)角度分析背后的動機，研究家庭資源代際分配的類型及其影響因素[21][22]，影響因素包括祖輩對孫輩的經(jīng)濟支持等[23]，少有文獻進行計量分析?；谝陨戏治觯疚囊约彝閱挝谎芯坑绊懘H經(jīng)濟支持的因素，并且置于三代人的分析框架，利用CFPS2016年的微觀數(shù)據(jù)進行計量分析，重點研究家庭教育支出如何影響代際經(jīng)濟支持。依據(jù)郭林[25]的研究結(jié)論，家庭的養(yǎng)老資源不斷被稀釋，經(jīng)濟支持更偏向于下一代。因此，提出假設(shè)一，即在家庭經(jīng)濟資源約束下，家庭教育支出會擠出代際經(jīng)濟支持，存在“擠出效應(yīng)”。在最小二乘法的基礎(chǔ)上進一步利用工具變量進行內(nèi)生性檢驗。楊繼波等學(xué)者[24]研究公共教育支出對家庭教育支出和養(yǎng)老保險的影響，結(jié)論表明增加教育補貼，既可以解決教育資金問題，也能有效緩解目前中國人口老齡化的養(yǎng)老保障問題，據(jù)此剔除本文的假設(shè)二，公共教育支出可以通過“收入效應(yīng)”緩解擠出效應(yīng)。根據(jù)問卷設(shè)定“外部教育支持”變量來衡量公共教育支出，通過分樣本回歸驗證假設(shè)，旨在為保障被贍養(yǎng)人的生活，提高其幸福感，從另一個角度檢驗公共政策對家庭及社會的影響。

2 計量經(jīng)濟學(xué)模型

為識別家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的擠出效應(yīng)，本文采用最小二乘法（OLS）進行估計，首先設(shè)定如下形式的基準模型：其中，i為受訪家庭；supi為被解釋變量，表示家庭i對上一代的經(jīng)濟支持；edui為核心解釋變量，表示家庭i對下一代的校內(nèi)和校外教育支出之和；反映戶主特征、家庭特征和被贍養(yǎng)人特征；mi為干擾項。

此外，考慮到被解釋變量和解釋變量均為家庭層面數(shù)據(jù)，二者之間可能存在內(nèi)生聯(lián)系，而基準模型（1）不能有效解決內(nèi)生性問題，可能使得估計結(jié)果有偏。內(nèi)生性問題產(chǎn)生主要來自兩方面：一方面可能存在遺漏變量問題。對上一代的經(jīng)濟支持與對下一代的教育支出除了受到家庭資源稟賦的影響，還會受到“利他主義”等不可觀測因素的影響；另一方面家庭教育支出與代際經(jīng)濟支持同為家庭的經(jīng)濟決策行為，二者可能互為因果。

對于解決內(nèi)生性問題，本文首先在基準模型（1）中控制了相關(guān)特征變量，進一步將利用家庭教育支出的工具變量進行兩階段最小二乘法回歸，從而更全面地解決內(nèi)生性問題。有效的工具變量需滿足兩個條件，一是與內(nèi)生變量家庭教育支出具有相關(guān)性；二是與代際經(jīng)濟支持沒有直接聯(lián)系。參考楊克文[34]的做法，本文認為排除家庭本身的社區(qū)（村）平均教育支出取對數(shù)后可以作為有效工具變量。一方面，根據(jù)余麗甜[26]的研究結(jié)果表明，鄰里效應(yīng)對家庭教育支出具有顯著的正向影響，因此工具變量的相關(guān)性條件在一定程度上得到滿足，本文也進行了相關(guān)性檢驗，如表3所示。另一方面，排除家庭本身的社區(qū)（村）平均教育支出與家庭不可觀測的傳統(tǒng)、偏好、能力等變量無關(guān)，具有很強的外生性，對該家庭的代際經(jīng)濟支持不會產(chǎn)生直接影響。綜上，認為該變量為合適的工具變量。

將核心解釋變量除了自身外社區(qū)（村）平均教育支出作為工具變量進行兩階段最小二乘估計。其計量模型如下：

式（2）為兩階段最小二乘估計的第一階段估計模型，將內(nèi)生變量edui作為被解釋變量，工具變量作為核心解釋變量，同時控制其他相關(guān)控制變量。若l系數(shù)顯著為正，則表明該工具變量滿足相關(guān)性。式（3）為第二階段估計模型，將式（2）得到的edui估計值代入式（3），得到的估計系數(shù)1a比式（1）更可靠，具有無偏性。

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2016年北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）的“中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies,CFPS）。CFPS是一項具有全國代表性的社會調(diào)查，CFPS2016分為家庭、家庭成員、少兒和成人四個層次，旨在反映中國社會經(jīng)濟、教育、家庭、人口和健康等方面的變遷。該數(shù)據(jù)含有完整的家庭成員信息和豐富的家庭信息，可以滿足本研究的要求。

在刪除缺失值且處理異常值后，確保家庭中包含50歲及以上的第一代和正處于教育階段的第三代，最終得到993個三代同堂的家庭樣本（5286個個體）。將第一代確定為50歲及以上是符合現(xiàn)代家庭人口特征的，王躍生[27]利用中國人口普查數(shù)據(jù)研究表明，目前三代家庭的年齡結(jié)構(gòu)主流是中年或低齡老年父母為第一代，因為第一代父輩在家務(wù)中起主導(dǎo)作用，并幫助子輩撫育孫子女，并且50歲以上成員的構(gòu)成占比逐年增加。

根據(jù)家庭中是否有成員獲得外部教育支持將總樣本進行劃分，獲得外部教育支持的家庭樣本為205個，未獲得的家庭有788個。個人問卷中的提問為“過去12個月，除了自家直接支付和親戚朋友支付的教育費用外，政府、學(xué)校及其他組織機構(gòu)是否以獎助學(xué)金、減免學(xué)費等形式為孩子/您支付了一部分或全部的教育費用？”，其中不包括九年義務(wù)教育支付的費用。

3.2 變量說明

3.2.1 被解釋變量為代際經(jīng)濟支持，特指青中年人對于上一代父母的經(jīng)濟支持。根據(jù)成人問卷中對于“過去6個月，您平均每個月給父親/母親多少錢？”的回答，以家庭為單位對成人個體進行求和，為了變量統(tǒng)計口徑一致，乘以2估算過去一年的經(jīng)濟支持?？紤]到為連續(xù)變量，可能受到異方差的影響，取自然對數(shù)。

3.2.2 核心解釋變量為家庭教育支出，家庭教育支出由三部分構(gòu)成，學(xué)校內(nèi)支出、課外輔導(dǎo)費和其他教育費用，問卷對以上三項支出都進行了問題設(shè)計，“過去12個月，您家一共向“孩子/您支付了多少元？”，面向成人和少兒問卷，將這三部分教育支出分項加總得到過去一年的家庭教育支出。同樣進行取自然對數(shù)處理。

3.2.3 控制變量，包括戶主特征、家庭特征和被贍養(yǎng)人特征。CFPS沒有對戶主進行定義，本研究將家庭數(shù)據(jù)集中的“財務(wù)回答人”作為戶主，以此衡量家庭決策者的個人特征，包括戶主性別、年齡和年齡的平方。家庭因素包括經(jīng)濟和人口特征，涵蓋家庭的城鄉(xiāng)分類（農(nóng)村=0，城鎮(zhèn)=1）、家庭規(guī)模、家庭人均收入四分位數(shù)和撫養(yǎng)比（老年和少兒撫養(yǎng)比）。已有研究表明影響代際經(jīng)濟支持的重要因素還包括被贍養(yǎng)人的特征，利用問卷中相應(yīng)的變量計算出家庭中被贍養(yǎng)人中有多少人為孩子料理家務(wù)活并幫助照看孫輩，并計算其占被贍養(yǎng)人數(shù)的比重，同理計算被贍養(yǎng)人中與孩子同居的比例；購買醫(yī)療保險、領(lǐng)取退休金和養(yǎng)老金都會影響家庭的經(jīng)濟行為，根據(jù)數(shù)據(jù)集計算出被贍養(yǎng)人中有多少人有以上三種行為，并分別計算出占被贍養(yǎng)人數(shù)的比重。因本研究以家庭為單位，為了更好地衡量被贍養(yǎng)人的特征，故以比重作為控制變量。針對被贍養(yǎng)人的子女數(shù)和教育年限個人特征，為了轉(zhuǎn)化為家庭特征，特進行平均處理，分母為家庭中被贍養(yǎng)人數(shù)。

3.3 描述性統(tǒng)計

表1中基本的描述統(tǒng)計顯示，家庭人均收入水平越高的家庭，教育支出水平也越高，其平均增長量約為674元，并且同一收入水平下的家庭，教育支出的變異程度較大；而代際經(jīng)濟支持雖然與家庭的人均收入水平呈正比，但是與教育支出相比，平均增長量較小約為422元，變異程度也不大，這符合剛性需求的特點，再加上父輩基于利他主義更傾向于減小子輩的經(jīng)濟負擔。就占家庭總消費支出的比例而言，家庭教育支出的比重高于代際經(jīng)濟支持所占比重，且家庭收入水平越低這種差距越明顯，說明家庭收入水平越低，家庭越重視對下一代的人力資本投資，可能會影響被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟和生活水平。綜上，可以初步看出，家庭非常重視對下一代的人力資本投資，收入水平越高的家庭，家庭教育支出也越高，但對上一代的經(jīng)濟贍養(yǎng)水平?jīng)]有明顯變化。在家庭經(jīng)濟資源有限的情況下，二者具體有何關(guān)系需進行回歸分析，做下一步探討。

表1 家庭人均收入四分位數(shù)下的教育支出和代際支持水平（元/年）

樣本的描述性統(tǒng)計特征如表2所示。其中，代際經(jīng)濟支持為被解釋變量，家庭教育支出為核心解釋變量。戶主年齡為16-85歲，戶主的性別分布較均勻；就家庭特征而言，多為農(nóng)村家庭，家庭規(guī)模的最小值為3人，能最低保證樣本家庭符合三代的特征，家庭人均收入分位數(shù)以最低的25%為基準組，家庭老年和少兒撫養(yǎng)比均值分別為0.18和0.246；從被贍養(yǎng)人特征來看，平均每個家庭大約都會有一位被贍養(yǎng)人同住，同住比例的均值為0.8，被贍養(yǎng)人的平均健康均值為3.72，處于中等水平，家庭中至少有50%的被贍養(yǎng)人正在領(lǐng)取養(yǎng)老金，購買醫(yī)療保險的人數(shù)比也較高，但是領(lǐng)退休金的比例較低，可能與樣本中將被贍養(yǎng)人的年齡定為50歲及以上有關(guān)，平均每個被贍養(yǎng)人至少有一個后代，進一步說明樣本符合三代特征，被贍養(yǎng)人的平均教育年限為3.7年，受教育水平較低，可能會影響被贍養(yǎng)人的平均收入水平進而影響晚年的生活保障和質(zhì)量。

表2 樣本特征

4 研究結(jié)果及其分析

4.1 家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的影響

本文做了兩次回歸，其一不考慮模型中的內(nèi)生性問題，利用最小二乘法（OLS）回歸，其二考慮模型中的內(nèi)生性問題，利用工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）回歸。為了檢驗工具變量的相關(guān)性，第一階段的回歸結(jié)果可知，社區(qū)（村）其他家庭的平均教育支出對該家庭的教育支出具有顯著的正向影響，在1%顯著水平上通過檢驗，并且F統(tǒng)計量的值遠大于10，因此可以排除弱工具變量的問題，結(jié)果如表3所示。

表3 工具變量相關(guān)性檢驗

注：第二列為穩(wěn)健標準誤，P<0.01，P<0.05，P<0.1。控制變量（如表2）和常數(shù)項均未列出。

為了便于比較，將兩種回歸結(jié)果同時放入表4中，對于變量系數(shù)的解釋，以工具變量的回歸結(jié)果為主。

從表4可看出，OLS模型和2SLS模型的回歸結(jié)果都顯示家庭教育支出顯著影響代際經(jīng)濟支持，系數(shù)在5%的顯著性水平上為負，與OLS模型估計結(jié)果相比，使用工具變量處理內(nèi)生變量之后家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持有更大的負向影響。從模型（4）可知，在其他條件不變的情況下，家庭對下一代的教育投資每增加1%，對上一代的經(jīng)濟支持額度下降了0.046%，證實了假說一。

從其他特征變量可得，家庭特征變量中，收入和家庭規(guī)模為主要影響因素，皆為正相關(guān)，且在1%的顯著性水平上通過檢驗。家庭人均收入四分位數(shù)以最低的25%為基準組放入模型進行回歸，隨著家庭人均收入分位數(shù)的增加，對上一代的支持力度也越大，根據(jù)模型（4），與基準組相比，人均收入處于中等偏下的家庭對上一代的經(jīng)濟支持水平高出12.9%，中等偏上的家庭高出47.6%，最富有的家庭與收入水平最低的家庭相比代際經(jīng)濟支持將近翻一番，說明家庭收入對于被贍養(yǎng)人的生活水平有重要的影響，家庭收入差距一定程度上也擴大了被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟和生活水平差距；根據(jù)模型（4），家庭中每增加一名家庭成員，代際經(jīng)濟支持增加12.9%，即家庭規(guī)模越大，對上一代的扶持力度也越大，因為本研究中的家庭不單指單核家庭，可能與兄弟姐妹為一個家庭樣本，所以家庭規(guī)模的擴大意味著提高了家庭提供經(jīng)濟贍養(yǎng)的能力。在控制其他變量不變的情況下，從居住方式來看，被贍養(yǎng)人中與子女合住的比例每增加一個單位，代際經(jīng)濟支持減少37.3%，且在1%顯著性水平上通過檢驗，也就是說與子女分居則會給父母帶來更多的金錢或?qū)嵨锷系难a償，與已有結(jié)論相符[15]；從被贍養(yǎng)人的社會保障收入來源分析，由于本文將被贍養(yǎng)人的年齡規(guī)定在50歲及以上，還未達到領(lǐng)取養(yǎng)老金或者退休金的要求，所以本文利用人數(shù)比衡量社會保障收入對代際經(jīng)濟支持的影響，被贍養(yǎng)人中購買醫(yī)療保險的人數(shù)比每增加一個單位，子輩給與父輩的代際經(jīng)濟支持額度下降11.3%，但是統(tǒng)計上不顯著；被贍養(yǎng)人中領(lǐng)取退休金的人數(shù)比每增加一個單位，家庭的經(jīng)濟支持提高21.6%，而領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)越多，子輩的經(jīng)濟支持減少23%，前者正相關(guān)，后者負相關(guān)，可能與社會保障性收入的支持力度有關(guān)，顯然社會養(yǎng)老保障能顯著減輕子代的經(jīng)濟負擔；被贍養(yǎng)人的子女數(shù)量顯著擠出了子輩對父輩的贍養(yǎng)額度，與已有研究結(jié)論“競相示范”作用大于“互相卸責(zé)”相悖[10]。父輩的受教育水平越高，自身的能力和收入水平也越高，相應(yīng)也提高了子輩各方面的條件，下一代出于對父輩的回饋和感恩，給予父輩的也越多。

表4 基礎(chǔ)回歸分析

注：括號中為穩(wěn)健標準誤；***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1

4.2 異質(zhì)性分析

不同于已有文獻使用養(yǎng)老保險投資作為研究對象[24]，本文直接使用家庭對上一代人的經(jīng)濟支持，便于更為直觀地得到結(jié)論，即外部教育支持是否能緩解教育支持對經(jīng)濟贍養(yǎng)的擠出效應(yīng)，為解決家庭養(yǎng)老問題提供一些政策依據(jù)。將總樣本分為獲得外部教育支出（左）和未獲得（右）兩個樣本，結(jié)果如表5所示，計量方法同上，分析以工具變量的回歸結(jié)果為主。

通過表5的分樣本回歸結(jié)果可見，模型（5）和（6）表明在獲得外部教育支持的家庭組，教育支出對代際經(jīng)濟支持沒有顯著影響。而在未獲得的家庭組，即模型（7）和（8）表明家庭教育支出依然對代際經(jīng)濟支持存在顯著的擠出效應(yīng)，解決內(nèi)生性問題后擠出效應(yīng)增加，即在其他條件不變的情況下，全樣本中家庭教育支出每增加1%，對上一代的經(jīng)濟支持減少0.046%，而剔除了獲得外部教育支持的家庭后擠出效應(yīng)增加到0.052%，證實了假說2，說明家庭獲得外部教育支持可以通過減少家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的擠出效應(yīng)，從而提高家庭養(yǎng)老的經(jīng)濟能力；家庭收入水平和家庭規(guī)模依然是影響代際經(jīng)濟支持的主要影響因素。但在不同的樣本下，不同收入水平的家庭對代際經(jīng)濟支持力度存在較大差異，即在獲得外部教育支持的樣本中，人均收入分位數(shù)越高的家庭與基準組家庭之間對代際經(jīng)濟支持的差異越大。由此可見，獲得外部教育支持從整體上增強了家庭收入的擠入效應(yīng)，同時也加劇了不同收入水平家庭的代際經(jīng)濟支持差異，尤其是低收入水平家庭。說明外部教育支持對于家庭收入提高進而增加了被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟福利有促進作用，尤其是對于中低收入家庭。

表5 分樣本回歸分析

注：括號中為穩(wěn)健標準誤；***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1

5 結(jié)論及其政策含義

本文實證檢驗了家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的影響，并對上述結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗，進一步根據(jù)“是否獲得外部教育支持”分樣本回歸探究其緩解作用?？傻贸鋈缦陆Y(jié)論：以家庭為計量單位進行研究，家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持產(chǎn)生顯著的“擠出效應(yīng)”。從家庭特征來說，以家庭人均收入四分位數(shù)中最低的25%為基準組，與之相比，人均收入分位數(shù)越高，對上一代的支持力度也越大。從社會保障性收入來說，領(lǐng)取退休金的人數(shù)比與家庭代際支持呈正比，而領(lǐng)取養(yǎng)老金的人數(shù)與之呈反比；外部教育支持能有效緩解家庭教育支出對代際經(jīng)濟支持的“擠出效應(yīng)”，并且家庭人均收入分位數(shù)的影響效果在組別之間有顯著差異。

上述結(jié)論具有以下政策含義：（1）現(xiàn)階段，家庭養(yǎng)老和社會養(yǎng)老相結(jié)合的方式才能滿足被贍養(yǎng)人日益增長的多元化需求，并且依據(jù)社會保障性收入的特點來滿足不同層次的被贍養(yǎng)人。（2）依據(jù)分組回歸可知，家庭獲得外部教育支持可以緩解“擠出效應(yīng)”，并且從整體上增強了家庭收入的擠入效應(yīng)，對于家庭收入提高進而增加了被贍養(yǎng)人的經(jīng)濟福利有促進作用，尤其是對于中低收入家庭。這一結(jié)論則從另一個角度證明了，政府和學(xué)校等外部主體通過不同的教育支持形式，比如減免學(xué)費或獎學(xué)金等形式，不僅能夠緩解家庭的教育負擔，也能對家庭養(yǎng)老產(chǎn)生間接影響。因此，在今后的社會養(yǎng)老政策與措施中可以嘗試從不同主體出發(fā)，達到一石二鳥的作用。

本文還存在如下不足：變量測量方法和數(shù)據(jù)的局限。本研究使用的是公開數(shù)據(jù)庫，雖然可信度和有效性都有保證，但因為問卷的設(shè)計并不是圍繞本研究展開，所以難免在研究時不夠理想甚至缺少重要變量。同時，因為統(tǒng)計口徑與變量設(shè)置問題，本研究只選擇了CFPS一年的截面數(shù)據(jù)，而研究家庭成員之間的關(guān)系是長期的，更好地方法應(yīng)該是使用縱向數(shù)據(jù)來解釋家庭教育支出與代際經(jīng)濟支持之間的關(guān)系。