已婚獨生子女家庭對孩子的教育投入：基于全國12城市的調查研究

王曉燾 徐 遲

(1.南京師范大學 社會學與社會工作系,南京 210097；2.香港城市大學,香港)

一、問題的提出

隨著“全面二孩”政策于2016年1月1日開始在全國范圍內實施，我國的計劃生育政策實現(xiàn)了重大調整，在全國實行了三十多年以“一對夫婦只生育一個孩子”為主體的獨生子女政策完全被打破。但是根據(jù)學者的估計，截至2015年，中國的獨生子女人口數(shù)已高達2.246億，其中超過85%為城鎮(zhèn)人口。[1]另一方面，獨生子女政策被打破并不意味著獨生子女開始減少，不少學者表明計劃生育政策調整之后的實際生育“低于預期”[2]；由于主觀不愿生育或是客觀經(jīng)濟、職業(yè)等壓力，不少育齡青年并不想要生育第二個孩子[3]?？梢灶A期的是，在“全面二孩”以及“三孩”時代，中國獨生子女群體仍然會繼續(xù)增長。[4]中國獨生子女及其家庭仍應得到進一步關注。

中國獨生子女研究受到了政策的很大影響，其研究關注點往往聚焦于獨生子女政策是否帶來了負面影響[5]；其研究理路往往關注隨著政策而來的獨生子女的社會化進程，以同年齡段非獨生子女作為參照群體，對獨生子女與非獨生子女進行比較研究。[6]盡管早期研究也強調了獨生子女的一些特性，但是越來越多的研究者通過大規(guī)模調查數(shù)據(jù)表明，獨生子女與非獨生子女之間并不存在顯著差異。[5-7]只不過，上述對獨生子女與非獨生子女的比較研究往往過分強調兩個群體之間的差異，而對獨生子女和非獨生子女生活的家庭有所忽視。[8]

將獨生子女與非獨生子女放回到家庭中，研究者關注的核心是家庭教育[6]，而主導范式是關注家庭子女數(shù)量與子女獲得關系的家庭資源稀釋理論[9]。這一理論假設家庭中的資源總是稀缺的，因此，家庭中子女人數(shù)的增加會降低每個子女能夠得到的資源，進而對子女獲得形成負面影響。[9]獨生子女在家庭資源的競爭中沒有對手，因此其獲得會顯著高于非獨生子女。[10]盡管有研究者提出了不同看法，如匯流理論(the confluence theory)指出，獨生子女在家庭中缺乏兄弟姐妹之間相互教導帶來的“益處”而處于相對劣勢[11]，但是不可否認獨生子女確實在家庭資源的獲得中占據(jù)優(yōu)勢。研究者也將中國家庭中的性別差異納入已有理論框架。由于中國傳統(tǒng)家庭具有明顯的父系色彩，家庭資源的流動在很大程度上局限于父系流動[12]240，因而，家庭資源的稀釋效應僅僅事關家庭中的兒子，女兒在很大程度上被直接排除在家庭資源之外。[13]但是獨生女卻在這一過程中處于特殊地位，當家庭中只有一個女兒時，父母沒有選擇，不得不將所有家庭資源都給她[14]，這在客觀上提高了獨生女的各項獲得[15]，使得獨生子女政策推進了獨生子和獨生女之間的性別平等[16]。

但是，上述研究關注的是獨生子女的出生家庭，關注于青年前期的獨生子女常常討論的是獨生子女的家庭成長。而20世紀70年代末80年代初緊隨獨生子女政策而來的獨生子女(1)學者將緊隨計劃生育政策而來的一代獨生子女稱為第一代獨生子女，這些出生于1980年前后的獨生子女受到了研究者的大量關注。已經(jīng)長大成人，他們已經(jīng)經(jīng)歷從“出生家庭”到“生育家庭”的轉變，開始養(yǎng)育自己的子女。盡管已經(jīng)有一些研究關注于他們在此過程中的就業(yè)、婚戀、居住、代際關系等話題[17-20]，但是從整體上看，已有研究對于獨生子女在婚后的子女教育還較少涉及。延續(xù)獨生子女研究的基本思路，隨著獨生子女進入生育家庭并生育自己的子女，我們就應該追問：獨生子女在子女教育上是否存在特異性？鑒于中國家庭常常被認為是“擴大了的家庭”[12]38，三代之間總是保持著相當密切的交換與聯(lián)系，因而仍然回到家庭資源稀釋的基本思路的話，一個自然而然的問題是，已婚獨生子女青年在孩子教育上，相對于同齡的非獨生子女，是否仍然存在優(yōu)勢？而獨生女在此過程中是否仍然處于優(yōu)勢位置？本研究正是以孩子的家庭教育投入為中心，試圖對上述問題進行呈現(xiàn)與討論。

二、三代家庭中的孩子教育投入

孩子教育一直是中國家庭關注的核心問題之一，而隨著獨生子女政策和社會經(jīng)濟發(fā)展帶來家庭子女數(shù)量的減少，中國家庭往往將孩子教育置于家庭實踐的核心。教育被認為是實現(xiàn)家庭價值和孩子人生價值的重要途徑之一，對于家里的獨生子女而言，他們的教育成就甚至是家庭“唯一的希望”[21]?；蛟S正如有研究者指出的，我們正在經(jīng)歷“拼教養(yǎng)”的教育焦慮時代。[22]18

“拼教養(yǎng)”的背后，至少就社會學看來，是一套階級化的話語。[23]中國式父母對于孩子教育的執(zhí)著包含著對于階級流動和階級固化的擔憂，他們急于通過教育投資，既使得孩子能夠有更強的適應社會的能力，更保障自己的家庭能有一個安全的未來。[22]20作為一種階級化的實踐，教育往往并不會局限于以學校為中心的教育，而是包含父母陪伴、品位和修養(yǎng)提升以及情感投入的重大工程。[24]其形成的一個重要后果是家庭在孩子的教育上投入過多，不少家庭通過節(jié)儉和壓縮其他消費來保證對孩子的教育投入。[25]

這意味著中國家庭往往會集中資源投資孩子的教育，這里說的家庭常常并不局限于父母孩子的核心小家庭，而是包含了三代的“擴大了的家庭”?；蛟S隔代教育往往被認為存在多種弊端[26]，但是在家庭教育中，總是會出現(xiàn)祖輩的身影。祖輩常常充當家庭生活的照料者，甚至是金錢資助者的角色；不少研究表明，還不需要照顧的老年父母往往會繼續(xù)向正處于家庭關鍵階段的成年子女及孫輩付出[27]。

肯定祖輩對孫輩的教育投入支持，我們就可以將已有的家庭資源稀釋理論擴展到中國的三代家庭。作為一項基于美國社會的理論，該理論關注的家庭是核心家庭，聚焦于父母資源對于子女的影響。但是在中國的語境下，這一家庭可以被拓展為三代家庭，關注祖輩資源通過其子女對孫輩產(chǎn)生的影響；尤其是在中國的現(xiàn)實情境下，青年人在城市中生活成本較高，自由支配的收入有限，而祖輩往往通過節(jié)儉和儲蓄而有所積累。[28]

但是這一擴展并非簡單地將祖輩納入其中，而是必須對三代家庭的基本結構進行進一步討論。在獨生子女和非獨生子女進入青年期形成生育家庭之后，原有的獨生子女與同齡非獨生子女的比較框架需要被擴展到夫婦層面，即同時討論父親是否獨生子女以及母親是否為獨生子女，而實際形成的夫婦類型包括雙方都是獨生子女的“雙獨家庭”；一方是獨生子女一方是非獨生子女的“單獨家庭”，包括男獨女非和女獨男非家庭；以及雙方都是非獨生子女的“雙非家庭”。[29]另一方面，與祖輩之間的代際關系仍然深受性別的影響。受父權影響，往往只有父親的父母(祖父母)會被接受為家庭成員的一部分；祖輩的支持也更可能來自于父親的父母。[30]因此，三代家庭的資源稀釋更可能會沿著父系進行。但是與此同時，獨生女的特殊地位可能仍然存在，不管獨生女是否結婚，她都是家里唯一的孩子，其父母的資源只能向她流動；就這個意義而言，獨生女的父母相對更愿意對自己的外孫或外孫女進行支持和資助。

在此過程中，需要關注的是婚后居住狀況。在傳統(tǒng)意義上，婚后居住以“從夫居”為主，在條件允許的情況下，父母會和已婚的兒子共同居住形成典型的大家庭。[12]182從模式上看，傳統(tǒng)的“從夫居”仍然在延續(xù)，只是隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展以及家庭中子女數(shù)量的減少，越來越多的夫婦會選擇小家單獨居住，不過仍然與父母之間保持密切聯(lián)系。[31]而已有研究表明，與非獨生子女不同的是，獨生子女與雙方父母共同居住的比例都較高，尤其是獨生女更可能與自己父母共同居住形成“從妻居”模式。[29]在現(xiàn)實的家庭生活中，共同居住往往意味著共同承擔家庭的責任，也包括祖輩對于青年及其孩子的付出。

基于上述討論，本研究將在三代家庭的意義上討論已婚獨生子女家庭對孩子的教育投入，我們將通過全國范圍的調查數(shù)據(jù)來回答，當獨生子女以及同齡的非獨生子女進入生育家庭之后，其對于孩子的教育投入狀況如何？由于祖輩支持的存在，獨生子女家庭對孩子的教育投入是否會受到父親獨生子女身份或者母親獨生子女身份的影響？而在此過程中，母親的獨生子女身份是否仍然會帶來特殊的優(yōu)勢？

三、數(shù)據(jù)與測量

本研究的數(shù)據(jù)來自“中國12城市育齡青年調查研究”，該研究由南京大學社會學系風笑天教授主持，以多階段抽樣的方式在全國范圍內抽取已育有一孩的青年進行問卷調查。由于被調查青年已經(jīng)生育的一孩基本上都在15歲以下，大多處于幼兒園和義務教育的階段，這一研究將調查對象界定為“城市中在上幼兒園和小學、及初中的兒童的父母”[32](2)這一界定使得該調查研究的樣本不會覆蓋0-2歲嬰幼兒的父母，但是正如后文提及，由于本研究僅關注對義務教育階段孩子的教育投入，所以這一做法對本研究的影響很小。。

該問卷調查項目按照“城市—城區(qū)—學?！昙墶嗉墶钡牟襟E多階段隨機抽取班級，并對班級里的兒童進行整群抽取，最后通過兒童調查其父母。具體抽樣過程分為四個階段。首先，按照所處地區(qū)和城市類型隨機抽取12個中國城市，即在東部、中部、西部按照分層抽樣的思路分別抽取1個直轄市、1個省會城市、1個大中城市、1個縣級城市。其次，在每個被抽取的城市中以簡單隨機抽樣抽取3個城區(qū)。然后，在每個被抽取的城區(qū)中隨機抽取1所幼兒園、1所小學和1所初中。最后，在被抽取的幼兒園中以簡單隨機抽樣抽取1個大班、1個中班和1個小班，在被抽取的小學中分層抽取1個低年級班和1個高年級班，在被抽取的初中中簡單隨機抽取1個班。被抽取班級的所有學生都被整群抽取，而這些學生的父親或母親就構成了最后的調查樣本。[32]

該問卷調查采用自填式問卷法，由南京大學社會學系與國內若干高校合作組織實施。經(jīng)過專業(yè)培訓的調查員統(tǒng)一到被抽取學校進行問卷填答指導，在被抽取幼兒園、小學和初中教師的幫助下，學生以家庭作業(yè)的形式將問卷帶回去給自己的父親或者母親填答(3)實際的調查中允許學生自由選擇讓父親還是母親來填答問卷，這一通過學生進行父母抽取的方式對于本研究特別有利，學生更可能將問卷交給關心其學習的父親/母親填答。實際調查中也有一些特殊情況，如單親家庭直接由共同生活的父親或母親填答；父母都不在身邊則由調查時的監(jiān)護人代答，當然，特殊情況在樣本中非常少見。，隔天再由教師統(tǒng)一收取(4)教師在收取問卷時會幫助進行審查，去除那些明顯由非父母隨意填答的問卷。調查員在此基礎上還會進行進一步審查。，調查員在檢查后進行回收。[32]

“中國12城市育齡青年調查研究”實際完成有效樣本7 778份[32]，本研究根據(jù)實際研究需要對樣本進行了刪減。首先，本研究將關注點聚焦于緊隨計劃生育而來的獨生子女及同年齡段非獨生子女，因此，本研究將樣本的出生年份限定在1975到1985年之間。其次，由于幼兒園教育的差異性較大[33]，本研究將幼兒園學生的父母也排除在外。在對相關缺失數(shù)據(jù)進行l(wèi)ist-wise刪除之后，最終進入本研究的分析樣本為2 546份。

本研究的因變量是家庭對孩子的教育投入。問卷要求被調查青年詳細給出每年對帶回問卷的這個孩子的相關教育支出。包括每年在學校教育方面的花費，如校服、輔導材料等；也包括孩子每年參加學校以外的興趣班、培優(yōu)班等的花費。我們將被調查者給出的所有花費加總形成年孩子教育支出總費用作為本研究的因變量，在實際引入模型時，我們對該變量取自然對數(shù)形式。

本研究引入以下四組解釋變量和控制變量。

(1)核心自變量。本研究的核心自變量是父母的獨生子女身份，即父親是否是獨生子女，以及母親是否是獨生子女，都是虛擬變量。1=父親/母親為獨生子女；0=父親/母親是非獨生子女。同時，本研究也引入父母的兄弟姐妹數(shù)量，即父親/母親有多少個兄弟姐妹，直接測量。

(2)子女信息變量。主要引入兩個變量，一是子女數(shù)量，即被調查青年一共有幾個孩子，直接測量；二是子女性別，即帶回問卷的這個孩子的性別，虛擬變量測量，其中女性為參照組。

(3)父母信息變量。包括四個變量。第一是父母年齡，以父母的平均年齡進行測量，連續(xù)變量。第二是父母的戶口，虛擬變量測量，1=城市，0=農(nóng)村。第三是父母受教育年限。該變量從父母的文化程度轉化而來，具體來說，初中=9，高中及中專=12，大專=15，大學本科=16，研究生及以上=19，取父母受教育年限較高者構成變量。第四是父母月收入，測量父母月收入較高者的每月全部收入，連續(xù)變量。

(4)祖輩信息變量。包括是否與祖輩共同居住，以及祖輩的受教育年限。是否與祖輩共同居住有兩個變量，是否與祖父母共同居住和是否與外祖父母共同居住，都是虛擬變量，以不共同居住作為參照組。祖輩的受教育年限有兩個變量，祖父母的受教育年限和外祖父母的受教育年限，與父母受教育年限相似，由學歷轉化而來并取高值，連續(xù)變量。

本研究將主要利用線性回歸模型討論核心自變量，即父母的獨生子女身份對孩子教育投入的影響，實際的數(shù)據(jù)分析將分為三個部分。第一部分將對上述變量進行描述性呈現(xiàn)，并在此基礎上呈現(xiàn)分不同獨生子女身份的父母對子女的平均教育投入。第二部分將擬合模型估計父母的兄弟姐妹數(shù)量對家庭孩子教育投入的作用。第三部分擬合模型估計父母的獨生子女身份對家庭孩子教育投入的影響，但是進一步考慮是否與祖輩共同居住的可能影響。

四、結果與分析

表1呈現(xiàn)了各個變量的描述性統(tǒng)計結果。從表1的第一行可以看到，在中國城市中，家庭對于孩子的教育投入是比較高的，每年在一個學齡孩子的教育上平均花費超過1萬元；而根據(jù)統(tǒng)計資料，2015年中國城鎮(zhèn)居民的年人均消費支出為21 932元[34]。盡管由于統(tǒng)計口徑的不同，很難對上述兩個數(shù)據(jù)進行直接對比，但是可以肯定，對孩子的教育投入是中國家庭開支的重要組成部分。

表1 描述性統(tǒng)計(n=2 546)

從表1可以看到，被調查的青年父親和青年母親仍然以非獨生子女為主，獨生子女的比例略高于10%；平均來說，他們會擁有兩個左右的兄弟姐妹。而就祖代共同居住而言，大約30%的被調查青年與男方父母共同居住，略高于10%的被調查青年與女方父母共同居住。

正如我們已經(jīng)提及，對于進入婚育過程的獨生子女而言，簡單進行獨生子女與非獨生子女的比較已不可行。在表2中，我們分別根據(jù)父親和母親是否具有獨生子女身份，區(qū)分出四類家庭，即雙獨家庭、雙非家庭、男獨女非家庭和女獨男非家庭，進一步呈現(xiàn)其在孩子教育投入上的差異。

表2 分父母獨生子女身份的孩子教育投入描述(n=2 546)

從表2可以看到，在我們的研究樣本中，雙獨家庭對孩子的教育投入是最高的(16 253元/年)，其次是女獨男非家庭(14 137元/年)；男獨女非家庭每年對孩子的平均教育投入約為10 647元，而雙非家庭是最低的，平均每年花在1個孩子身上的教育投入約為8 857元。上述差異具有統(tǒng)計顯著性。表2的結果表明，首先，獨生子女青年家庭更可能給予孩子高的教育投入，家庭資源稀釋的理論可以進一步拓展到成家后的獨生子女與非獨生子女家庭；其次，獨生女的優(yōu)勢地位看上去仍然存在，至少在表2中可以很明確地看到，如果母親是獨生子女，則其家庭對孩子的教育投入會相對更高。

上述簡單比較的結果與我們的理論假設是一致的，但是這樣的描述統(tǒng)計難免存在遺漏變量偏差的風險；如果想要獲得更為嚴格而堅實的結果，則有必要建立統(tǒng)計模型同時引入自變量與各控制變量。因此在表3中，我們建立多元線性回歸模型估計父母的兄弟姐妹數(shù)量對孩子教育投入(對數(shù)形式)的作用。與家庭資源稀釋理論一致，我們在表3引入的自變量是父母的兄弟姐妹數(shù)量。模型1中我們單獨討論父母兄弟姐妹數(shù)量對孩子教育投入的影響，模型2中則在控制了所有其他變量的情況下討論兩者的關系，模型3中我們進一步將父母兄弟姐妹數(shù)量區(qū)分為父親的兄弟姐妹數(shù)量和母親的兄弟姐妹數(shù)量引入模型，以期將性別的可能影響也納入模型。

表3 估計父母兄弟姐妹數(shù)量對孩子教育投入作用的OLS回歸(n=2 546)

表3的模型1僅引入父母兄弟姐妹一個自變量，這一變量對孩子的教育投入有著顯著的負向影響，父母每多一個兄弟姐妹，孩子的教育投入就會減少11.3%。但是模型1的R2僅3.1%。模型2中繼續(xù)引入了所有控制變量，模型得到了很大改善，模型2的R2增加到了18.2%。而模型2中，父母的兄弟姐妹數(shù)量對孩子教育投入仍然存在顯著的負向影響。當所有其他變量保持不變時，父母每多一個兄弟姐妹數(shù)量，家庭對孩子的教育投入將減少3.9%。

模型3中我們引入性別，將父母兄弟姐妹數(shù)變量區(qū)分為父親的兄弟姐妹數(shù)量和母親的兄弟姐妹數(shù)量兩個變量引入模型。有意思的是，在模型3中，父親的兄弟姐妹數(shù)量的影響是顯著的，但是母親的兄弟姐妹數(shù)量的影響并不顯著。這表明，模型2中的父母兄弟姐妹數(shù)量的作用對于父親和母親并非等同的；實際上，只有父親的兄弟姐妹數(shù)量有顯著影響：在相同條件下，父親的兄弟姐妹數(shù)量每多一個，家庭對孩子的教育投入就會減少4.9%。模型3的結果表明，對于中國家庭而言，傳統(tǒng)的資源代際傳遞還是明顯地延續(xù)父系發(fā)生；而正是由于這一父系特征，父親的兄弟姐妹數(shù)量會稀釋來自祖輩的資源，而母親的兄弟姐妹數(shù)量則不會。然而，模型3的結果實際上肯定的是獨生子的優(yōu)勢，而并沒有揭示出獨生女的可能優(yōu)勢。因此，我們進一步以父親/母親是否是獨生子女變量引入模型，結果見表4。

表4 估計父母獨生子女身份以及祖輩同住對孩子教育投入作用的OLS回歸(n=2 546)

表4中擬合了三個模型。模型4引入父親/母親是否是獨生子女變量，替代模型3中的父母兄弟姐妹數(shù)量變量，以突出獨生子女身份的顯著影響。由于獨生子女往往在婚后居住方式上存在特異性[29]，我們進一步擬合模型5和模型6，討論獨生子女身份與祖輩共同居住之間的交互影響。模型4的結果與模型3保持了相當?shù)囊恢滦裕透赣H/母親是否獨生子女變量而言，父親的獨生子女身份對孩子的教育投入有顯著作用(p<0.1)，但是母親的獨生子女身份的影響并不顯著。具體而言，當其他變量保持不變時，獨生子女父親對孩子的教育投入要比非獨生子女父親高16.2%。盡管在樣本中獨生子女母親也具有相對于非獨生子女母親的優(yōu)勢，但是這一優(yōu)勢并沒有通過顯著性檢驗。

獨生女優(yōu)勢在模型4中的不顯著使得我們必須放開一個假設：所有的獨生女都會與她們的父母保持良好的連接。畢竟在中國傳統(tǒng)觀念中，父子關系才是家庭繼替的核心。在此基礎上，我們引入祖輩居住模式，并在模型5和模型6中討論祖輩居住模式與是否獨生子女的交互效應。模型5中引入父親的獨生子女身份以及是否與祖父母共同居住的交互項，正如我們可以看到，這一交互項并不顯著。模型6中引入了母親的獨生子女身份與是否與外祖父母共同居住的交互項，而這一交互項是顯著的(p<0.1)。當其他變量保持不變時，與自己父母共同居住的獨生女，在孩子的家庭教育投入上，比不與自己父母共同居住的獨生女高4.1%，比與自己父母共同居住的非獨生女高40.5%，比不與自己父母共同居住的非獨生女高9.4%。模型6的結果表明，獨生女在建立家庭之后其優(yōu)勢地位仍然存在，但是受到是否與自己父母共同居住的調節(jié)作用。

本研究的數(shù)據(jù)結果提供了直接的證據(jù)表明，當中國獨生子女進入以成家立業(yè)、教育子女為主要社會化任務的生育家庭階段時，家庭資源的稀釋作用在中國擴大了的三代家庭中仍然可以找到，獨生子女家庭相對能夠給自己的子女提供更多的教育投入；而在這一過程中，獨生女仍然處于相對特殊的地位，婚后與自己的父母共同居住的獨生女在子女的教育投入上相對更高；已婚獨生女的優(yōu)勢地位值得進行進一步討論。

五、結論與討論

本研究基于全國12城市的調查研究討論已婚獨生子女家庭對孩子的教育投入，力圖將中國獨生子女的研究理路繼續(xù)推進到生育家庭階段，并通過討論共同居住與祖輩支持，將已有的家庭資源稀釋理論擴展到中國的三代家庭。本研究聚焦的核心問題是，父母的獨生子女身份是否會影響到對孩子的教育投入？而獨生女在此過程中是否占據(jù)特殊的位置？通過對中國12城市調查數(shù)據(jù)進行分析，本研究表明：中國城市青年家庭對于孩子的教育投入普遍較多；祖輩的相關支持更可能來自于父系，因而父親如果是獨生子女會顯著增加對孩子的教育投入；但獨生女在此過程中仍然處于特殊地位，婚后與自己的父母共同居住的獨生女(母親)家庭對孩子的教育投入相對更高。

這一結果提示我們進一步討論共同居住的意義和作用。本研究表明婚后與自己父母共同居住的獨生女存在相對優(yōu)勢，但是對于這一共同居住的實際含義尚不清楚。就已有研究而言，婚后居住模式雖然是一種傳統(tǒng)的家庭規(guī)范，但是中國家庭總是根據(jù)自己的實際資源以及生活需要靈活地安排自己的居住；實際上，傳統(tǒng)家庭中如果只有女兒的話，父母也是傾向于與女兒共同居住的。[31]因此，共同居住在家庭代際資源流動和代際關系中的作用仍然有待進一步研究。一方面，獨生女的“從妻居”模式確實可能意味著對傳統(tǒng)家庭居住模式的改變，另一方面，與父母的共同居住也有著實際考量，與城市住房、社會流動、家務幫助、子女照管等聯(lián)系在一起。本研究的獨生子女和同齡非獨生子女還處于青年期，他們的父母(祖輩)年齡還不算大，但是隨著時光推移，與子女的共同居住還會帶有明確的家庭養(yǎng)老的含義。

本研究的結果將繼續(xù)推進對中國獨生子女的研究。正如我們已經(jīng)提及的，已有的中國獨生子女研究主要集中在獨生子女的出生家庭階段并逐漸轉向生育家庭的研究，而在這一過程中，家庭會作為一個重要的研究單位而凸顯。常見的獨生子女與同齡非獨生子女比較的研究框架會逐漸變得不適用，我們必須既考慮丈夫(父親)是否是獨生子女，同時考慮妻子(母親)是否是獨生子女，這使得我們必須在家庭(夫婦)的層次上進行研究與討論。本研究的結果甚至提醒我們，我們的視角不應該僅僅局限于已婚獨生子女和非獨生子女的核心家庭，而應該將“擴大了的家庭”考慮在內。實際上，獨生子女與非獨生子女進行對比研究的思路受到獨生子女政策的影響很大，隨著獨生子女主要基于夫婦選擇而非政策強制而產(chǎn)生，本就應該加強對獨生子女家庭的研究。

本研究也將資源稀釋理論的研究范式繼續(xù)向前推進。作為一個基于美國社會的研究范式，家庭子女數(shù)量和孩子獲得之間的負向關系主要基于核心家庭。而已有研究首先將中國家庭的子女性別結構納入考量，由于中國家庭的男孩偏好，女孩尤其是長女在很大程度上被排除在了家庭資源之外。[13]后續(xù)研究則進一步將獨生子女因素引入，當家里只有一個獨生女兒時，中國家庭不得不加強對于獨生女的投資，客觀上形成了對獨生女的充權。[14-15]本研究則繼續(xù)將家庭資源稀釋理論推向中國的三代家庭，由于中國家庭在三代之間總是保持著密切的聯(lián)系和交換，則家庭資源稀釋也應該在“擴大了的家庭”中進行研究。至少就本研究的結果而言，三代家庭的資源稀釋同樣重要，且需要在不同的家庭周期中得到進一步討論。

本研究也留下了一些遺憾。由于在整體上父親和母親的兄弟姐妹數(shù)量都不多，本研究沒有進一步討論父親和母親的兄弟數(shù)和姐妹數(shù)的不同影響。而對于家庭資源稀釋理論非常重視的出生間隔問題，本研究由于缺乏測量也未涉及。對于本研究所關注的因變量家庭對孩子的教育投入，我們在測量上還略顯得粗糙。進一步的研究有必要繼續(xù)區(qū)分校內基礎教育投入、校外影子教育投入以及校外興趣教育投入等。我們也有必要將研究從義務教育階段的子女繼續(xù)擴展到學前教育階段和高中階段。此外，本研究對孩子的家庭教育投入進行了討論，卻對家庭教育的內在過程和機制缺乏關注，后續(xù)研究當進入孩子家庭教育的內在過程作進一步論述。最后，本研究所討論的祖輩的影響基本上是以理論假設的形式進行的，后續(xù)研究需要進一步搜集祖輩參與孫輩教育的各類資料，以豐富和擴展我們的結論。