親代獨(dú)生對(duì)家庭人力資本投資的影響研究
——基于CHFS數(shù)據(jù)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

王勝今，李興文

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130012）

一、引言

隨著中國(guó)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程的演變，出生于20世紀(jì)70年代和80年代的人口群體已經(jīng)成為參與中國(guó)社會(huì)政治、經(jīng)濟(jì)、文化等方面的主力，該出生隊(duì)列人口的成長(zhǎng)階段具有一定的特殊性，經(jīng)歷了新中國(guó)成立以來幾次巨大的社會(huì)變革，其中就包含了人口控制理念的提出和計(jì)劃生育政策的頒布，這導(dǎo)致我國(guó)這一階段至今的出生人口中存在規(guī)模龐大的獨(dú)生子女。我國(guó)第一代獨(dú)生子女已經(jīng)年過四十，根據(jù)姚引妹等在2015年對(duì)獨(dú)生子女?dāng)?shù)量和年齡結(jié)構(gòu)的預(yù)測(cè)，2020年我國(guó)獨(dú)生子女總數(shù)將達(dá)到25 031 萬人，40-59 歲的獨(dú)生子女占比達(dá)到10%左右。［1］因此，我國(guó)獨(dú)生子女的研究重心不應(yīng)該只著眼于未成年獨(dú)生子女，也應(yīng)該對(duì)已經(jīng)成年甚至已經(jīng)成家的獨(dú)生子女的家庭、婚姻、經(jīng)濟(jì)財(cái)產(chǎn)等方面進(jìn)行系統(tǒng)化的科學(xué)研究。

中國(guó)曾經(jīng)實(shí)行過控制人口增長(zhǎng)的計(jì)劃生育政策，獨(dú)生子女的社會(huì)占比遠(yuǎn)高于西方國(guó)家，因此西方學(xué)者的諸多研究對(duì)于中國(guó)獨(dú)生子女研究的參考價(jià)值存在局限性，中國(guó)獨(dú)生子女研究應(yīng)該根據(jù)中國(guó)當(dāng)前的具體社會(huì)背景和人口狀況進(jìn)行更為廣泛和深刻的研究與探討。風(fēng)笑天對(duì)以往的獨(dú)生子女研究的方向和結(jié)論進(jìn)行了總結(jié)并對(duì)未來研究方向進(jìn)行預(yù)測(cè)，認(rèn)為以往的獨(dú)生子女研究主要集中在獨(dú)生子女成年前的個(gè)性、人格和成年后的社會(huì)化、社會(huì)適應(yīng)等方面，以及將獨(dú)生子女情況作為解釋變量，探究獨(dú)生子女對(duì)家庭和社會(huì)的影響，并預(yù)測(cè)未來獨(dú)生子女研究將著重在獨(dú)生子女的老齡化、婚姻、育幼等問題，揭示了中國(guó)獨(dú)生子女研究以獨(dú)生子女的個(gè)體生命發(fā)展周期為基本研究脈絡(luò)的研究特點(diǎn)。［2-3］

沿著我國(guó)獨(dú)生子女研究的個(gè)體生命發(fā)展周期脈絡(luò)繼續(xù)思考，隨著第一批獨(dú)生子女進(jìn)入中年，他們的孩子也已經(jīng)進(jìn)入校園，獨(dú)生子女的父母角色將逐步成為獨(dú)生子女研究的重點(diǎn)課題，探究獨(dú)生子女在為人父母階段，對(duì)“獨(dú)二代”的撫養(yǎng)、教育、陪伴等方面的課題具有更高的現(xiàn)實(shí)意義和研究?jī)r(jià)值，獨(dú)生子女研究也將迎來新階段。國(guó)內(nèi)目前對(duì)獨(dú)生親代的子代撫育研究還相對(duì)較少，雖然近幾年“教育熱”引起的家庭人力資本投資成為研究熱點(diǎn)，但是將親代的獨(dú)生子女身份與其子代教育投入聯(lián)系起來進(jìn)行研究的文獻(xiàn)十分有限。本文將親代獨(dú)生子女狀況與子代教育投入聯(lián)系起來，探究當(dāng)前家庭親代獨(dú)生狀況與家庭人力資本投資的關(guān)系和影響機(jī)制，進(jìn)一步沿著中國(guó)獨(dú)生子女研究的發(fā)展脈絡(luò)向前推進(jìn)。

獨(dú)生子女研究始于歐洲發(fā)達(dá)國(guó)家，西方學(xué)者早期對(duì)獨(dú)生子女的研究主要集中于獨(dú)生子女心理特征，主張獨(dú)生子女有性格缺陷和更差的自立能力等。［4］Toni Falbo 發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女在進(jìn)入學(xué)校后無顯著差異，獨(dú)生子女在學(xué)習(xí)努力程度和學(xué)習(xí)成績(jī)上甚至優(yōu)于非獨(dú)生子女，成年后的獨(dú)生子女在工作收入和經(jīng)濟(jì)成就上也無顯著區(qū)別。［5］Downey認(rèn)為父母資源的稀缺性決定了子代個(gè)數(shù)與子代教育成就的負(fù)相關(guān)性，建立了“資源稀釋”模型并指出這種負(fù)相關(guān)性是非線性的。［6］Haowen Zheng 發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女相較于非獨(dú)生子女有教育優(yōu)勢(shì)，主要體現(xiàn)在受教育年限和能否按時(shí)順利升學(xué)兩個(gè)方面，且父母社會(huì)地位越高的人這種教育溢價(jià)越高。［7］吳要武利用1990 年和2000 年人口普查數(shù)據(jù)分析得出獨(dú)生子女因?qū)ふ夜ぷ飨蚱渌鞘羞w移的時(shí)候，其父母隨同遷移的可能性大幅提高。如果獨(dú)生子女在遷移的城市定居，那么其父母也會(huì)追隨子女，遷移目的為養(yǎng)老而非短期遷移。［8］孫文凱和王乙杰利用北京大學(xué)CHARLS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女父母比多子女父母更多地選擇與子女同住，其中男性獨(dú)生子女與父母同住更為普遍，這可能與“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念和子女的利他福利有關(guān)。［9］Brown 和Philip發(fā)現(xiàn)父母受教育水平的高低與兒童人力資本發(fā)展之間存在著很強(qiáng)的聯(lián)系。受教育程度較高的父母對(duì)子女的人力資本投資水平較高，對(duì)人力資本的投資可能包括在教育支出和服務(wù)支出以及為了教育目的與孩子互動(dòng)的時(shí)間。在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)，資源有限的家庭的父母更可能將資源在不同因素間進(jìn)行調(diào)配，從而削弱了兒童人力資本投資。［10］姚遂和陳家俊利用CLDS2016年的數(shù)據(jù)分析得出不僅父親學(xué)歷能大幅影響子代受教育年限，母親學(xué)歷同樣會(huì)影響子代受教育年限，母親學(xué)歷對(duì)女兒受教育年限的影響要高于兒子。［11］石明明等研究發(fā)現(xiàn)老齡化會(huì)降低家庭中各項(xiàng)消費(fèi)支出，收入是老齡化影響家庭支出的重要中間變量，老齡化對(duì)鄉(xiāng)村家庭消費(fèi)降級(jí)的影響比城市更加嚴(yán)重，老齡化對(duì)城鎮(zhèn)低收入家庭各項(xiàng)消費(fèi)的削弱也明顯強(qiáng)于高收入家庭。［12］李軍和周安華通過對(duì)CFPS（中國(guó)家庭追蹤調(diào)查）2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)親代與子代間存在教育的代際流動(dòng)，父親受教育年限每提高1年，子代受教育年限提高0.16 年，子代上重點(diǎn)高中和全國(guó)重點(diǎn)大學(xué)的概率分別增加了6.5 個(gè)百分點(diǎn)和24.9個(gè)百分點(diǎn)。［13］李昊利用CFPS（中國(guó)家庭追蹤調(diào)查）多期面板數(shù)據(jù)進(jìn)行中介效應(yīng)分析，以醫(yī)療支出為中介變量，研究人口老齡化對(duì)微觀人力資本投資的作用機(jī)制，最終發(fā)現(xiàn)老齡化對(duì)家庭教育支出有負(fù)向影響，該影響主要發(fā)生在中低收入家庭。［14］汪偉提出了老齡化影響家庭教育支出的三大效應(yīng)：一是家中老人壽命的延長(zhǎng)加重了家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致家庭對(duì)于子代的教育投入減少，這種效應(yīng)稱為老齡化的負(fù)擔(dān)效應(yīng)；二是家中老人壽命的延長(zhǎng)減少了老人向成年子女的意外遺贈(zèng)，降低了成年子女的轉(zhuǎn)移性收入，導(dǎo)致家庭中成年子女對(duì)其子代的教育投入減少，這種效應(yīng)稱為老齡化的遺贈(zèng)效應(yīng)；三是成年子女對(duì)于自身預(yù)期壽命的延長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生儲(chǔ)蓄偏好，降低整體消費(fèi)水平，從而減少對(duì)子女的教育投入，這種效應(yīng)稱為老齡化的壽命效應(yīng)。最終得出結(jié)論，老齡化程度越高，家庭的教育投資率越低。［15］可以看出獨(dú)生子女身份會(huì)對(duì)個(gè)人和家庭狀況產(chǎn)生重要影響，這些影響會(huì)進(jìn)一步影響該成年個(gè)體所在家庭的子代教育投入水平，本文將對(duì)這種影響的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行中介效應(yīng)分析和檢驗(yàn)，梳理其中存在的影響路徑。

二、分析框架與研究假設(shè)

基于上述關(guān)于獨(dú)生子女和家庭人力資本投資的研究，本文對(duì)親代獨(dú)生情況對(duì)家庭人力資本投資的影響作出如下分析：從教育優(yōu)勢(shì)的角度看，其他條件不變時(shí)，親代獨(dú)生子女人數(shù)越多，親代總教育程度越高。獨(dú)生子女擁有教育資源相對(duì)集中的優(yōu)勢(shì)，產(chǎn)生“匯流”效應(yīng)，獨(dú)生子女的教育獲得更高，會(huì)接受更多的教育；受教育程度越高的父母越喜歡少生孩子，因此獨(dú)生子女父母受教育程度更高，從而影響子代獨(dú)生子女受教育年限。在其他條件給定時(shí)，親代的受教育年限越高，對(duì)子代的教育支出就越高。從贍養(yǎng)老人的角度看，其他條件不變時(shí)，親代獨(dú)生人數(shù)越多，家庭老人比重越高。目前中國(guó)的養(yǎng)老方式中家庭養(yǎng)老仍然占據(jù)主體地位，尤其是65 歲以上的老人大多數(shù)行動(dòng)不便需要人照顧的情況下，更可能尋求子女的幫助，而獨(dú)生子女父母只能尋求其獨(dú)生子女子代的幫助；獨(dú)生子女父母更喜歡跟著其子代遷移。其他條件不變時(shí)，老人比重越高，家庭養(yǎng)老支出越大，對(duì)子代的教育支出越少，但是收入調(diào)節(jié)了贍養(yǎng)老人對(duì)子代教育支出的擠出效應(yīng)，收入到達(dá)一定程度，這種擠出效應(yīng)會(huì)消失。從直接影響來看，親代獨(dú)生子女獨(dú)特的成長(zhǎng)環(huán)境對(duì)其育兒觀念或者消費(fèi)觀念等方面與非獨(dú)生子女存在差異，實(shí)際可能影響對(duì)其子代的教育支出水平。

基于上述關(guān)于獨(dú)生子女和子代教育投入的研究和分析，本文假設(shè)親代獨(dú)生人數(shù)通過兩個(gè)路徑影響子代教育投入（見圖1）：

圖1 影響機(jī)制導(dǎo)圖

1.親代教育溢價(jià)路徑。通過親代作為獨(dú)生子女的教育資源集中優(yōu)勢(shì)，提高親代作為獨(dú)生子女的受教育程度，從而增加家庭對(duì)于子代的教育投入。

2.家庭老齡化路徑。通過親代獨(dú)生子女贍養(yǎng)父母的負(fù)擔(dān)，從而降低其對(duì)于子代的教育投入，其中家庭收入對(duì)該路徑有調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取和模型設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2017 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)。該調(diào)查以2011年為基期，每?jī)赡暾{(diào)查一次，目前已經(jīng)進(jìn)行了四輪隨機(jī)抽樣調(diào)查，抽樣方法包括分層、三階段、PPS等，保證了調(diào)查數(shù)據(jù)抽樣的科學(xué)性，調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)除西藏、新疆、港澳臺(tái)之外的29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），有效樣本規(guī)模為40 011個(gè)家庭戶和127 012個(gè)家庭戶成員，具有全國(guó)代表性。

我國(guó)20 世紀(jì)60 年代及以前出生人口中非獨(dú)生子女?dāng)?shù)量遠(yuǎn)高于獨(dú)生子女?dāng)?shù)量，如果樣本選取不考慮年齡可能會(huì)造成較大誤差。本文以家庭戶為樣本單元進(jìn)行實(shí)證研究，為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量和參考價(jià)值，對(duì)總體樣本進(jìn)行篩選，保留了親代是1970 年及以后出生的且在婚已育的雙親家庭，同時(shí)子代至少有一個(gè)在讀生，剔除了部分重要數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終保留了4 938個(gè)家庭戶作為有效樣本。

2.變量選取

本文變量設(shè)置主要參考李超在研究微觀人力資本投資中的教育投入時(shí)所選取的變量并加以修改得到。［16］家庭教育總支出由CHFS的2017年問卷第四部分問題“去年，您家在教育培訓(xùn)上一共支出了多少錢？”得出，其中包含了家庭中孩子上學(xué)、上興趣班、留學(xué)、教材、器材費(fèi)及課外學(xué)習(xí)培訓(xùn)等活動(dòng)所產(chǎn)生的費(fèi)用。平均每個(gè)孩子的家庭教育支出由家庭教育總支出除以家庭所有在讀的孩子數(shù)得出，在控制家庭收入等指標(biāo)的情況下，該指標(biāo)可以衡量每個(gè)孩子在家庭中的教育獲得水平。親代獨(dú)生子女人數(shù)是指親代父母中沒有親生或者領(lǐng)養(yǎng)的兄弟姐妹的人數(shù)。父親和母親都是獨(dú)生子女的家庭，將其稱為“雙獨(dú)家庭”，賦值為2；父親或母親中的一方是獨(dú)生子女的家庭，將其稱為“單獨(dú)家庭”，賦值為1；父親和母親都不是獨(dú)生子女的家庭，將其稱為“無獨(dú)家庭”，賦值為0。親代總教育年限是指父親和母親受教育年限的總和，受訪者及其父母受教育信息在CHFS 中的問題為“您/父親/母親的最高教育程度”，選項(xiàng)為：“未上過學(xué)”“小學(xué)”“初中”“高中”“職高/中專”“大專/高職”“大學(xué)本科”“碩士研究生”“博士研究生”9 個(gè)選項(xiàng)。為了便于定量分析，將不同的教育程度進(jìn)行賦值轉(zhuǎn)化為受教育年限，分別是：未上過學(xué)=0，小學(xué)=6，初中=9，高中、職高/中專=12，大專/高職=15，大學(xué)本科=16，碩士=19，博士=22。傳統(tǒng)觀念認(rèn)為子代教育獲得主要與父親的受教育程度和收入水平相關(guān)，但姚遂等人的研究表明母親學(xué)歷對(duì)子代教育獲得的影響也非常顯著，［11］與父親學(xué)歷的影響差異主要體現(xiàn)在子代的性別上，因此，本文將母親與父親同質(zhì)化，不進(jìn)行異質(zhì)性區(qū)分。家庭老人比重是家庭中的老年人數(shù)除以家庭總?cè)藬?shù)，家庭中的老年人是指與家庭核心成員同住的65 歲及以上老人。控制變量包含了家庭經(jīng)濟(jì)情況、居住所在地情況、家庭成員情況三個(gè)方面。家庭經(jīng)濟(jì)情況主要包含家庭總收入、是否擁有一套房屋產(chǎn)權(quán)、家庭杠桿率。家庭總收入是家庭全部成員全年各項(xiàng)收入的總和；一個(gè)家庭戶的受訪者在“是否擁有一套房屋產(chǎn)權(quán)”問題中選擇“是”，代表該家庭戶擁有至少一個(gè)房屋的產(chǎn)權(quán)，不代表現(xiàn)居住地的房屋產(chǎn)權(quán)歸屬該家庭戶；家庭杠桿率是家庭總負(fù)債對(duì)家庭總資產(chǎn)的比值，家庭杠桿率在一定范圍內(nèi)代表家庭的財(cái)富流動(dòng)和財(cái)富增值能力，會(huì)對(duì)家庭人力資本投資水平產(chǎn)生影響。居住所在地情況按照CHFS變量說明表附件中的內(nèi)容將全國(guó)29個(gè)省級(jí)區(qū)域劃分為西部、東部、中部三個(gè)地區(qū)，城鄉(xiāng)情況也按照變量表對(duì)應(yīng)賦值，本文中的所在地情況為現(xiàn)常住地址所在地區(qū)，而不是戶籍所在地區(qū)。家庭成員情況包含在讀孩子數(shù)、孩子最高受教育年限、家庭規(guī)模、14 歲以下兒童比重、子代男孩比重。需要說明的是，孩子最高受教育年限是家庭中目前教育階段最高孩子的教育年限，因?yàn)橥患彝ブ泻⒆铀诮逃A段不同，孩子的教育階段和家庭教育支出不具有嚴(yán)謹(jǐn)?shù)木€性關(guān)系，家庭最多的教育資源主要集中在教育程度最高的孩子身上，因此使用該變量衡量孩子整體年齡對(duì)于家庭教育支出的影響。14 歲以下兒童比重是14 歲以下兒童占家庭總?cè)藬?shù)的比重，子代男孩比重是在讀的男孩人數(shù)占總在讀孩子數(shù)的比重（見表1）。

表1 變量總體描述性統(tǒng)計(jì)

3.模型構(gòu)建

分析框架部分闡述了親代獨(dú)生人數(shù)影響家庭人力資本投資的兩條假設(shè)路徑，包含親代教育溢價(jià)和家庭老齡化程度。為了驗(yàn)證上述假設(shè)的真實(shí)性，需要建立模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)中介效應(yīng)基本的方法是分步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法，本文參考了溫忠麟等人提出的模型設(shè)定和檢驗(yàn)步驟，［17］以親代獨(dú)生人數(shù)為解釋變量（用Number_parents_OC表示），親代受教育年限和家庭老人比重為中介變量（用Years_edu_parents和Old_ratio表示），家庭教育支出為被解釋變量（用Exp_edu表示），家庭收入為調(diào)節(jié)變量（用Income表示），其他控制變量用Xi表示，具體模型設(shè)置如下：

根據(jù)溫忠麟的檢驗(yàn)程序設(shè)置如下檢驗(yàn)過程：第一步，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?），若α1顯著，繼續(xù)檢驗(yàn)其他模型，否則檢驗(yàn)結(jié)束；第二步，檢驗(yàn)β1和ω1，若β1和ω1都顯著，說明親代獨(dú)生人數(shù)可通過影響親代受教育年限來影響家庭教育支出；第三步，檢驗(yàn)γ1和?1，若γ1和?1都顯著，說明親代獨(dú)生人數(shù)可通過家庭老人比重來影響家庭教育支出；第四步，檢驗(yàn)υ3是否顯著，如果顯著則說明親代獨(dú)生人數(shù)可直接影響家庭教育支出。

為了提高上述檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，對(duì)第一條路徑使用Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap 法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，由于第二條路徑存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，所以使用SEM 法對(duì)第二條路徑進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，用Bootstrap 法檢驗(yàn)調(diào)節(jié)中介效應(yīng)。為了減少異方差對(duì)回歸的影響，對(duì)家庭總教育支出和家庭收入等變量取對(duì)數(shù)處理。由于被解釋變量家庭教育支出恒大于等于0，且存在一定量樣本的被解釋變量取值為0，因此在對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，除了OLS基礎(chǔ)回歸外，還采用Tobit截尾回歸進(jìn)行比對(duì)，提高回歸穩(wěn)健性。

四、實(shí)證分析與檢驗(yàn)

1.總樣本回歸結(jié)果

表2 中包含了總樣本的總效應(yīng)、親代教育溢價(jià)路徑、家庭老齡化路徑與直接效應(yīng)回歸結(jié)果。本文對(duì)親代獨(dú)生人數(shù)影響家庭教育支出的總效應(yīng)和中介效應(yīng)兩步法全部進(jìn)行了基礎(chǔ)OLS 回歸和Tobit回歸的實(shí)證檢驗(yàn)。通過回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)上述兩種回歸方法所得出的結(jié)果并不存在實(shí)質(zhì)上的差距，僅t檢驗(yàn)結(jié)果存在細(xì)微差距，故為了簡(jiǎn)化表格使結(jié)果更直觀，表內(nèi)回歸均僅展示Tobit 回歸結(jié)果?；貧w（1）為親代獨(dú)生人數(shù)影響家庭教育支出的實(shí)證Tobit 回歸，結(jié)果表明家庭中親代獨(dú)生人數(shù)每增加1人，家庭總教育支出提高9.2%①由于該回歸因變量取對(duì)數(shù)形式且相關(guān)系數(shù)接近于0，直接近似用相關(guān)系數(shù)乘以100 解釋該變量的百分比彈性，當(dāng)相關(guān)系數(shù)與0相差較多時(shí)需要計(jì)算（eβ-1）×100解釋該變量百分比彈性。下文同理。。

表2中回歸（2）（3）為親代教育溢價(jià)路徑的兩個(gè)步驟。回歸（2）是親代教育溢價(jià)路徑的第一步檢驗(yàn)，被解釋變量為親代總教育年限，回歸結(jié)果表明家庭中親代獨(dú)生人數(shù)每增加1人，家庭親代總教育年限提高1.058 年?；貧w（3）是親代教育溢價(jià)路徑的第二步檢驗(yàn)，在回歸（2）的基礎(chǔ)上加入了中介變量親代受教育年限，被解釋變量為家庭教育支出，回歸結(jié)果表明家庭親代總教育年限每增加1年，家庭教育支出提高7.1%，而親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)教育支出的影響不顯著。綜合回歸（2）（3）的結(jié)果可以證明親代獨(dú)生人數(shù)通過親代總教育年限影響家庭教育支出，并且該路徑為完全中介效應(yīng)，中介效應(yīng)方向?yàn)檎?，?yàn)證了教育溢價(jià)路徑的假設(shè)，獨(dú)生子女確實(shí)通過“匯流”效應(yīng)獲得了更多的教育資源，從而獲得更多的教育機(jī)會(huì)，擁有更高的受教育程度，并且在成年養(yǎng)育下一代的時(shí)候，會(huì)更為子代增加一定的教育投入。

表2 總效應(yīng)及中介效應(yīng)兩步法回歸結(jié)果

表2 中回歸（4）（5）為家庭老齡化路徑的兩個(gè)步驟。回歸（4）是家庭老齡化路徑的第一步檢驗(yàn)，被解釋變量為家庭老人比重，回歸結(jié)果表明親代獨(dú)生人數(shù)每增加1 人，家庭中65 歲以上老人比重就增加0.537 個(gè)百分點(diǎn)?；貧w（5）是家庭老齡化路徑的第二步檢驗(yàn)，在回歸（4）的基礎(chǔ)上加入了中介變量家庭老人比重和其與收入的交互項(xiàng)，被解釋變量為家庭教育支出，綜合回歸（4）（5）的結(jié)果可以證明親代獨(dú)生人數(shù)通過家庭老人比重影響家庭教育支出，家庭收入起到了調(diào)節(jié)作用，家庭收入越高，老人比重對(duì)家庭教育支出的影響越小。該路徑為部分中介效應(yīng)中的遮掩效應(yīng)，中介效應(yīng)方向?yàn)樨?fù)，獨(dú)生子女的父母相較于非獨(dú)生子女的父母更可能與成年獨(dú)生子女同住，并且通過各項(xiàng)老年支出擠壓獨(dú)生子女對(duì)其子代的教育支出。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表3是中介效應(yīng)親代教育溢價(jià)途徑Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap自舉法檢驗(yàn)結(jié)果，目前越來越多的學(xué)者傾向于使用Bootstrap 自舉法檢驗(yàn)，因?yàn)镾obel檢驗(yàn)假設(shè)統(tǒng)計(jì)量滿足正態(tài)分布假設(shè)，而Bootstrap 自舉法在進(jìn)行推論檢驗(yàn)時(shí)，不需要對(duì)統(tǒng)計(jì)量的抽樣分布的形狀做出任何假設(shè)。由表3 可知Sobel 檢驗(yàn)輸出的第一條途徑的中介效應(yīng)結(jié)果在1%的水平上顯著，間接效應(yīng)的影響系數(shù)經(jīng)過中介效應(yīng)的計(jì)算公式直接計(jì)算得到，間接效應(yīng)系數(shù)結(jié)果為0.917×0.071=0.065，總效應(yīng)的系數(shù)比基礎(chǔ)OLS 法（系數(shù)=0.092）小了0.001，但在1%的水平上顯著，顯著性比基礎(chǔ)OLS 法更強(qiáng)。Bootstrap 自舉法檢驗(yàn)輸出的結(jié)果不包含總效應(yīng)影響系數(shù)，因此Bootstrap 法的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重中的總效應(yīng)系數(shù)使用表3 回歸（1）的數(shù)值為0.092，得到中介效應(yīng)的占比為74.9%。Sobel 檢驗(yàn)與Bootstrap 自舉法檢驗(yàn)得到的結(jié)果與兩步法得到的結(jié)果在間接效應(yīng)、直接效應(yīng)和總效應(yīng)的數(shù)值上存在偏差但總體結(jié)論一致，即存在中介效應(yīng)第一條路徑，親代獨(dú)生人數(shù)越多，親代受教育年限越高，家庭教育支出越高。

表3 親代教育溢價(jià)路徑穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表4 是中介效應(yīng)第二條路徑的檢驗(yàn)結(jié)果，由于存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，所以不能直接使用Sobel 方法檢驗(yàn)。Hayes（2013）和Preacher（2007）詳細(xì)闡述了調(diào)節(jié)中介效應(yīng)的理論背景和框架，提供了檢驗(yàn)調(diào)節(jié)中介效應(yīng)和計(jì)算條件間接效應(yīng)大小的方法，具體步驟包括：先使用stata中sem和nlcom命令進(jìn)行基于正態(tài)分布假定的方法估計(jì)，然后再使用Bootstrap 自舉法獲得標(biāo)準(zhǔn)誤和置信區(qū)間的估計(jì)，并且計(jì)算在調(diào)節(jié)變量取值為均值減標(biāo)準(zhǔn)差、均值和均值加標(biāo)準(zhǔn)差的條件間接效應(yīng)，結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）條件間接效應(yīng)可以通過將結(jié)構(gòu)方程模型的估計(jì)系數(shù)與調(diào)節(jié)變量相乘得到（見表4）。由上文模型（3）（5）可知，條件間接效應(yīng)（即含有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)）為γ1(?1+?3Income)，表4 結(jié)構(gòu)方程模型SEM 部分估計(jì)了該公式中的重要參數(shù)，并通過這些參數(shù)解釋了條件間接效應(yīng)與調(diào)節(jié)變量家庭收入之間的關(guān)系：條件間接效應(yīng)隨著收入的增加而減小，即家庭收入越高的家庭中，親代獨(dú)生人數(shù)通過老人比重影響教育支出的遮掩效應(yīng)越大。表4其他部分（調(diào)節(jié)變量不同取值下的條件間接效應(yīng)）分別使用nlcom 命令正態(tài)分布假設(shè)估計(jì)和使用Bootstrap自舉法估計(jì)調(diào)節(jié)變量取值為均值減標(biāo)準(zhǔn)差、均值和均值加標(biāo)準(zhǔn)差的情況下，條件間接效應(yīng)系數(shù)的大小和顯著性。結(jié)果顯示在正態(tài)分布假設(shè)下和Bootstrap自舉法得到的結(jié)果幾乎沒有差別，條件間接效應(yīng)整體上隨著調(diào)節(jié)變量從均值減標(biāo)準(zhǔn)差、均值到均值加標(biāo)準(zhǔn)差，遮掩效應(yīng)越來越小，直到調(diào)節(jié)變量取值為均值加標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)徹底消失，其估計(jì)量不顯著。這說明收入具有調(diào)節(jié)親代獨(dú)生家庭老齡化負(fù)擔(dān)對(duì)家庭教育支出的擠出效應(yīng)的作用，隨著收入的增加而逐漸降低直到消失，符合之前學(xué)者的研究結(jié)論，［18］收入到達(dá)較高水平的家庭，基礎(chǔ)物質(zhì)生活條件得到較大滿足，贍養(yǎng)老人的消費(fèi)支出對(duì)其他支出的影響逐漸消失，家庭消費(fèi)決策更傾向于主觀的消費(fèi)偏好，而不是客觀的生存和撫養(yǎng)壓力。

表4 家庭老齡化路徑穩(wěn)健性檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)變量取值檢驗(yàn)

3.分樣本回歸

表5 顯示分樣本親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)于家庭教育支出的影響與總樣本相比發(fā)生了顯著的變化。城鎮(zhèn)家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭教育總支出的影響相比總樣本有較小提高，總體方向不變，鄉(xiāng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭教育總支出的影響為負(fù)且不顯著。同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村家庭在讀的孩子數(shù)對(duì)于家庭教育總支出的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)家庭，這說明城鎮(zhèn)家庭的子代教育“匯流”效應(yīng)比鄉(xiāng)村更強(qiáng)。除東部地區(qū)家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭教育總支出的影響依然顯著外，中部地區(qū)和西部地區(qū)親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭教育總支出的影響都不顯著，其中西部地區(qū)甚至方向轉(zhuǎn)為負(fù)。此外，仍然值得注意的是中部地區(qū)家庭收入對(duì)于家庭教育支出的影響不顯著，這說明中部地區(qū)各省中低收入家庭格外重視教育，中部地區(qū)的幾個(gè)省，如吉林、黑龍江、河南和湖北等都是教育大省，基礎(chǔ)教育普及率名列前茅，但高等教育水平并不突出。［19］為了探究這種變化的原因，對(duì)每個(gè)分樣本進(jìn)行中介效應(yīng)回歸，檢驗(yàn)分樣本影響路徑差異。

表5 分樣本總效應(yīng)回歸結(jié)果

分樣本親代教育溢價(jià)路徑中介效應(yīng)回歸結(jié)果如表6 所示。由結(jié)果可知城鎮(zhèn)家庭親代獨(dú)生子女人數(shù)越多，親代受教育年限越高，從而增加家庭教育總支出。鄉(xiāng)村家庭雖然也具備這種影響特征，但鄉(xiāng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)親代受教育年限的影響比城鎮(zhèn)家庭小，顯著性也更低。這種現(xiàn)象的成因除了城鎮(zhèn)家庭“匯流”效應(yīng)更強(qiáng)之外，還可能與鄉(xiāng)村人才流失密切相關(guān)，受教育年限越高的年輕人越傾向于離開鄉(xiāng)村到城鎮(zhèn)發(fā)展，最后留在鄉(xiāng)村的是無論獨(dú)生子女還是非獨(dú)生子女，都屬于受教育程度較低的群體，這也會(huì)導(dǎo)致鄉(xiāng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)親代受教育年限影響比城鎮(zhèn)家庭低。鄉(xiāng)村親代受教育程度每增加1 年，家庭教育支出增加8.3%，高于城鎮(zhèn)的6.2%，說明鄉(xiāng)村父母受教育程度的增加對(duì)其子代的受教育程度和教育回報(bào)率的期待相比城市影響程度更高。

由表6 可知東部、中部和西部地區(qū)第一條路徑的結(jié)果在相關(guān)系數(shù)方向上基本一致，說明不同地區(qū)家庭親代獨(dú)生人數(shù)都會(huì)通過親代受教育年限影響家庭教育支出。東部地區(qū)和西部地區(qū)親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)親代受教育年限影響幾乎相同，中部地區(qū)反而是最低的，以親代作為子代時(shí)的教育經(jīng)歷為視角來解釋這種現(xiàn)象，這說明中部地區(qū)家庭對(duì)子代教育本身就有更高的期待，即使只有一個(gè)孩子，也會(huì)傾注大量的教育資源，因此多一個(gè)子女，家庭教育支出百分比增幅就會(huì)小，在家庭教育資源有限的情況下，單個(gè)孩子教育獲得的“擠出”效應(yīng)就會(huì)更大，從而降低受教育程度。

表6 分樣本親代教育溢價(jià)路徑回歸結(jié)果

分樣本家庭老齡化路徑中介效應(yīng)回歸結(jié)果如表7 所示。由結(jié)果可知城鎮(zhèn)家庭親代獨(dú)生子女人數(shù)越多，家庭中65歲以上老人比重越高，在家庭總收入的調(diào)節(jié)下家庭教育總支出越高，城鎮(zhèn)樣本下，該路徑條件間接效應(yīng)與直接效應(yīng)異號(hào)且直接效應(yīng)不顯著，因此為部分中介效應(yīng)的遮掩效應(yīng)。鄉(xiāng)村家庭中獨(dú)生子女與老人同住概率比城鎮(zhèn)更高，這是因?yàn)猷l(xiāng)村中普遍都有“養(yǎng)兒防老”的觀念，父母與子女普遍同住，獨(dú)生子女父母只有一個(gè)孩子，因此和父母同住的概率更大。鄉(xiāng)村家庭65歲以上老人比重對(duì)家庭教育支出的影響不顯著，家庭收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著，農(nóng)村家庭普遍收入較低，生產(chǎn)方式以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，同時(shí)我國(guó)鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)人口養(yǎng)老機(jī)制還不完善，鄉(xiāng)村65歲以上的老人，尤其是男性，依然可以作為勞動(dòng)力進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，不會(huì)產(chǎn)生過多的老齡化負(fù)擔(dān)擠壓子代教育支出，［20］從另一方面來看，鄉(xiāng)村家庭普遍收入較低，教育支出本來就很低，被擠壓空間相對(duì)較小。

由表7可知東部地區(qū)親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭老人比重影響不顯著，方向?yàn)樨?fù)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，社會(huì)養(yǎng)老和機(jī)構(gòu)養(yǎng)老體系較為成熟，老人通過養(yǎng)老金自給自足的能力更強(qiáng)，更愿意接受機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，［21］不受是否獨(dú)生子女身份影響，另一方面獨(dú)生子女父母思想更容易走出“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念，而不選擇和子女同住。有研究表明任何年齡的獨(dú)生子女與父母同住的概率都高于非獨(dú)生子女，但是獨(dú)生子女與父母同住的概率會(huì)隨著年齡的增加而減少，［22］中部和西部地區(qū)回歸結(jié)果符合結(jié)論。中部地區(qū)親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭老人比重影響低于西部地區(qū)，通過和城鄉(xiāng)樣本差異進(jìn)行對(duì)比不難發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭老人比重影響越小。東部地區(qū)家庭老人比重對(duì)家庭教育總支出影響顯著，而中西部地區(qū)影響不顯著，說明中西部地區(qū)家庭老齡化擠壓教育支出不具有普遍性。

表7 分樣本家庭老齡化路徑回歸結(jié)果

綜合分樣本兩條路徑結(jié)果來看，鄉(xiāng)村家庭相比城鎮(zhèn)家庭對(duì)子代教育投入影響不顯著的原因主要是：鄉(xiāng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)增加，親代總教育溢價(jià)增加較弱，老齡化負(fù)擔(dān)增加更強(qiáng)，正向親代教育溢價(jià)的促進(jìn)效應(yīng)減弱，負(fù)向老齡化負(fù)擔(dān)的遮掩效用增強(qiáng)，從而導(dǎo)致農(nóng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代教育投入的影響不顯著；中部地區(qū)家庭更重視教育，“匯流”效應(yīng)不如東部地區(qū)強(qiáng)，獨(dú)生教育溢價(jià)較低，西部地區(qū)教育資源匱乏，親代獲得的教育溢價(jià)對(duì)子代教育支出的影響程度相比于東部地區(qū)更小，從而導(dǎo)致中西部地區(qū)家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代教育投入影響不顯著。

4.獨(dú)生“匯流”效應(yīng)的代際傳遞

在研究獨(dú)生“匯流”效應(yīng)的代際傳遞時(shí)，我們依然將親代獨(dú)生子女人數(shù)作為解釋變量，被解釋變量替換為子代人均教育支出對(duì)數(shù)，并且根據(jù)子代是否為獨(dú)生子女進(jìn)行分組，探究親代獨(dú)生對(duì)子代的教育“匯流”的代際影響。

在控制了家庭信息后，總樣本親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代的人均教育支出影響顯著，親代獨(dú)生人數(shù)每增加1 人，子代人均教育支出增加9.7%。在子代為獨(dú)生子女的家庭樣本中，親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代人均教育支出的影響相比總樣本更加顯著，親代獨(dú)生人數(shù)每增加1 人，子代人均教育支出增加11.3%，而子代為非獨(dú)生子女的家庭樣本中，親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代人均教育支出的影響不顯著。上述實(shí)證結(jié)果說明獨(dú)生“匯流”效應(yīng)存在代際傳遞，親代的獨(dú)生教育溢價(jià)更容易傳遞到獨(dú)生的子代身上，而非獨(dú)生子女家庭則不存在這種傳遞關(guān)系（見表8）。

表8 “匯流”效應(yīng)的代際傳遞

五、結(jié)論與建議

與以往的獨(dú)生子女研究不同，本文聚焦已經(jīng)成家并且開始對(duì)下一代進(jìn)行教育投資的出生隊(duì)列相對(duì)較早的獨(dú)生子女，研究考察了當(dāng)代中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)背景下，中生代獨(dú)生子女做為親代對(duì)子代教育投入的影響因素與傳遞機(jī)制，探索了教育溢價(jià)與老齡化兩條中介效應(yīng)路徑，延續(xù)了中國(guó)獨(dú)生子女研究的生命周期脈絡(luò)，進(jìn)一步豐富了獨(dú)生子女和家庭人力資本投資相關(guān)研究。本文采用2017 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，利用數(shù)理統(tǒng)計(jì)、中介效應(yīng)分析、中介調(diào)節(jié)效應(yīng)分析等方法對(duì)我國(guó)家庭親代獨(dú)生情況影響家庭人力資本投資機(jī)制進(jìn)行研究。主要結(jié)論如下：

首先，親代獨(dú)生人數(shù)與子代教育投入總體呈現(xiàn)正相關(guān)變動(dòng)，獨(dú)生子女通過“匯流”效應(yīng)獲得了更多的教育資源，從而獲得更多的教育機(jī)會(huì)，并且在成年養(yǎng)育下一代的時(shí)候，會(huì)為子代增加一定的教育投入，獨(dú)生子女存在教育溢價(jià)，親代獨(dú)生人數(shù)越多，親代的總教育溢價(jià)越高，子代的教育投入越高，該中介路徑為完全中介效應(yīng)，占總效應(yīng)比例超過70%。

其次，親代獨(dú)生人數(shù)通過家庭老齡化程度影響子代教育投入，獨(dú)生親代相較于非獨(dú)生其與老年父母同住的可能性更高，從而擠壓獨(dú)生親代對(duì)其子代的教育投入，家庭總收入起到了調(diào)節(jié)作用，家庭收入越低，家庭老齡化程度對(duì)家庭教育支出的影響越顯著。

再次，城鎮(zhèn)家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代教育投入的促進(jìn)作用比農(nóng)村家庭更高，農(nóng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭子代教育投入的影響不顯著。東部地區(qū)家庭親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭子代教育投入的影響依然顯著，中部地區(qū)和西部地區(qū)親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)家庭教育總支出的影響都不顯著。通過分路徑中介效應(yīng)分析可知，農(nóng)村家庭相比城鎮(zhèn)家庭而言，農(nóng)村家庭親代獨(dú)生人數(shù)增加，親代總教育溢價(jià)增加較弱，老齡化負(fù)擔(dān)增加更強(qiáng)，從而對(duì)家庭微觀人力資本投資影響不顯著；中部地區(qū)家庭更重視教育，“匯流”效應(yīng)不如東部地區(qū)強(qiáng)，獨(dú)生教育溢價(jià)較低，西部地區(qū)教育資源匱乏，親代獲得的教育溢價(jià)對(duì)子代教育支出的影響程度相比于東部地區(qū)更小，從而對(duì)家庭子代教育投入不顯著。

最后，子代為獨(dú)生子女的家庭，親代獨(dú)生人數(shù)對(duì)子代教育投入有正向促進(jìn)效應(yīng)且效應(yīng)顯著，子代為非獨(dú)生子女則不顯著，說明親代是獨(dú)生子女身份的人數(shù)越多，對(duì)于獨(dú)生子代的個(gè)體教育投入就越多，而非獨(dú)生的子代個(gè)體所獲得的教育投入則不會(huì)隨著親代獨(dú)生人數(shù)的增加而增加。

隨著早期獨(dú)生子女生命周期進(jìn)程的不斷推進(jìn)，他們?cè)诩彝ブ械牡匚徊粩嗵岣?，?dú)生子女擔(dān)任父母角色的比例會(huì)越來越高，他們的思想、經(jīng)濟(jì)、文化程度和所處的社會(huì)家庭環(huán)境會(huì)對(duì)其子代的教育投入造成一定程度的客觀影響。從上述結(jié)論出發(fā)，提出以下建議：

第一，加強(qiáng)社會(huì)化撫養(yǎng)和社會(huì)化教育進(jìn)程，使獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女在家庭中的教育獲得差異能夠通過社會(huì)化進(jìn)行一定程度上的稀釋，從而促進(jìn)社會(huì)教育公平。控制獨(dú)生子女成年后對(duì)其子代的教育投入與非獨(dú)生子女對(duì)其子代的教育投入的差距繼續(xù)拉大，進(jìn)一步緩解社會(huì)階級(jí)固化，盡量避免社會(huì)流動(dòng)性不足等風(fēng)險(xiǎn)。

第二，重視獨(dú)生子女家庭養(yǎng)老問題，加強(qiáng)與完善相關(guān)扶持政策，保障獨(dú)生子女父母養(yǎng)老服務(wù)；社會(huì)要積極引導(dǎo)獨(dú)生子女贍養(yǎng)老人的方式方法，鼓勵(lì)獨(dú)生子女父母積極參與社會(huì)活動(dòng)，繼續(xù)實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值；改變傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老的觀念，大力推廣社會(huì)養(yǎng)老或者機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。

第三，發(fā)展“銀色”經(jīng)濟(jì)和政府社會(huì)化養(yǎng)老體系，積極促進(jìn)老年人就業(yè)，減輕家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，從而減輕老齡化負(fù)擔(dān)對(duì)于家庭教育支出的擠出效應(yīng)，尤其讓家庭收入較低的孩子能夠擁有更多的教育資源。

第四，徹底改變城鄉(xiāng)二元的發(fā)展定式，在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的同時(shí)，也要兼顧新農(nóng)村建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，保障農(nóng)村就業(yè)人數(shù)，避免農(nóng)村獨(dú)生子女在接受教育后大批量地離開農(nóng)村，從而使農(nóng)村老齡化嚴(yán)重，人才嚴(yán)重匱乏。協(xié)調(diào)不同地區(qū)的教育資源分配，在全國(guó)各地因地制宜地推動(dòng)教育發(fā)展，削弱地域引起的教育歧視，推動(dòng)社會(huì)協(xié)調(diào)有序發(fā)展。

第五，深入推廣貫徹“二孩”政策的同時(shí)，要兼顧多孩對(duì)于家庭教育資源的分流作用，加強(qiáng)全社會(huì)的公共教育資源優(yōu)化，讓不同家庭類型的孩子都能接受更多的教育，減輕多孩家庭的教育負(fù)擔(dān)。