張皓辰，秦雪征

（北京大學 經濟學院，北京 100871）

一、導 言

古語云：“至要莫如教子?！备改傅募彝ソ逃龑η嗌倌耆肆Y本的形成發(fā)揮著至關重要的作用，而后者也一直是勞動經濟學關注的重要話題。不少文獻從人力資本跨代傳遞的角度入手，考慮父母的社會經濟條件等因素對子女發(fā)展情況（如健康、教育、收入等）的影響（Goode等，2014；Qin等，2016）。家庭對孩子的教育支出及其對孩子人力資本塑造的作用，在經濟學中也有相關研究（Mauldin等，2011；Chi和Qian，2016）。除了考察家庭環(huán)境等外部因素的影響，經濟學文獻對家庭內部人力資本的產生和積累機制也有關注，比如考察父母對孩子教育投入的時間與精力、父母關于養(yǎng)育孩子的價值觀等因素對孩子發(fā)展的影響（Zick等，2001；Gniewosz和Noack，2011）。然而，在家庭內部的人力資本生產機制中，有一個因素在經濟學中較少被關注，這就是父母的教養(yǎng)方式。對于父母的教養(yǎng)方式及其對孩子發(fā)展的重要作用，心理學和教育學文獻有著廣泛的研究（徐慧等，2008；Smetana，2017），但這方面的經濟學文獻尚少。本文旨在填補這一領域的研究空白，即通過對中國家庭追蹤調查數據的計量經濟分析，考察教養(yǎng)方式對子女發(fā)展的影響。

教養(yǎng)方式（parenting style）是發(fā)展心理學中的重要話題。最初由Baurmind（1971）提出了這一概念，將教養(yǎng)方式按照其總體特征劃分為權威型（authoritative style），專制型（authoritarian style）和溺愛型（permissive style）三種類型，后來Maccoby和Martin（1983）在此基礎上，用相互正交的兩個維度對教養(yǎng)方式的定義進行了擴展，即“要求”（demandingness）和“反應性”（responsiveness），進而通過兩個維度的交互作用，在原有三種類型基礎上界定了第四種教養(yǎng)方式類型，即忽視型（rejecting-neglecting style）。其中，要求（demandingness）代表父母是否對孩子的行為建立適當的標準，并且堅持要求孩子去達到這些標準，可以體現為設立常規(guī)的任務要求，設立優(yōu)秀的標準，對孩子日?；顒樱ㄈ缢?、看電視時間等）的規(guī)定和限制；而反應性（responsiveness）則表示父母對孩子接受和愛的程度及對孩子需求的敏感程度，可以體現為鼓勵孩子獨立的活動，鼓勵孩子的語言表達，提出要求時伴隨理由和解釋以及父母的利益不占統(tǒng)治地位等方面。根據這兩個維度的交互作用，我們可以將教養(yǎng)方式劃分成四種類型：權威型，專制型，溺愛型以及忽視型。權威型的教養(yǎng)方式是高要求與高反應性相結合，父母對孩子的行為有明確的限定，但是在限定范圍內又給孩子自主選擇的權利，對孩子的接受和鼓勵程度較高；專制型的教養(yǎng)方式是高要求與低反應性的結合，父母希望孩子對自己的要求言聽計從，無條件強制執(zhí)行，通過嚴厲管教來保障要求的實施，缺少對孩子的鼓勵和關愛；放縱型或溺愛型的教養(yǎng)方式是低要求與高反應性并存，父母對孩子行為的約束和控制較少，給孩子很大的自主權，同時給予孩子較高的關照和溫暖；而忽視型的教養(yǎng)方式則既缺乏對孩子的嚴格要求和限制，也很少給予孩子必要的鼓勵和支持。教養(yǎng)方式類型的劃分方法如圖1所示。（Lamborn等，1991；Steinberg等，1994）

越來越多的實證研究關注教養(yǎng)方式對孩子發(fā)展的影響機制，其中也包括個別的經濟學文獻。比如在孩子的學業(yè)發(fā)展方面，Blondal和Adalbjarnardottir（2009）的研究發(fā)現，權威型的教養(yǎng)方式下，父母提高參與度有助于降低孩子的輟學率；Feinstein和Symons（1999）通過實證研究說明，父母教養(yǎng)行為是家庭社會經濟條件影響孩子表現的渠道，父母參與程度與孩子的學業(yè)成績正相關；Lizzeri和Siniscalchi（2008）則通過建立經濟學理論模型來刻畫父母監(jiān)督下的孩子學習過程，并在父母保護孩子和讓孩子試錯的權衡中解出最優(yōu)的教養(yǎng)方法。此外，孩子的心理健康也是衡量其人力資本的重要指標。在心理健康方面，Dooley和Stewart（2007）基于美國全國青少年追蹤調查（NLSCY）數據發(fā)現，當加入了父母教養(yǎng)方式變量之后，家庭收入對孩子的情緒-行為表現并沒有顯著影響，而教養(yǎng)方式則對孩子的表現有顯著作用。

圖1 父母教養(yǎng)方式四種類型劃分的圖示

此外，還有一些研究將教養(yǎng)方式與其他影響孩子成長的因素聯合起來考察，比如父母的教育水平和家庭的收入水平等。一些研究表明，父母的教養(yǎng)行為是家庭背景影響孩子發(fā)展的中介橋梁，不利的經濟條件、父母較低的教育水平，可能通過作用于父母的教養(yǎng)方式進而對孩子的心理健康造成負面影響（McLeod和Shanahan，1993；Gonzales等，2011）。當然，父母的教養(yǎng)方式也受到孩子行為表現的影響，這一點在心理學文獻中得到了較多理論和實證研究的支持（Kerr等，2012；Moilanen 等，2015）。同時，一些經濟學研究，如 Burton 等（2002）用博弈論模型演繹了父母與孩子之間的雙向互動關系，并對這種雙向因果關系進行了驗證。

本文試圖考察的結果變量是青少年的人力資本。根據現有文獻，青少年時期是人力資本形成的最重要階段（Heckman和Kautz，2014）。Heckman和Mosso（2014）搭建了一個家庭內人力資本形成的分析框架。其中，人力資本主要可分為認知能力（cognitive skills）和非認知能力（non-cognitive skills）兩個方面（Xiang和Yeaple，2018）。認知能力主要從受教育（schooling）方面的指標表現出來，對于上學期間的青少年來說，文獻中多用孩子的學習成績作為對認知能力的反映（Heckman，1995；Cunha和Heckman，2010）。對于非認知能力，其涉及多方面的內容，如自我控制、信任、社交和情緒等（Heckman 和Rubinstein，2001）。由于抑郁程度反映的心理健康水平直接影響了社會情緒（socio-emotional）表現，本文使用國際通行的CES-D抑郁量表來度量孩子的心理健康水平，將其作為非認知能力一個方面的代理變量。在現有文獻的基礎上，本文用計量經濟學的實證研究方法，考察父母的教養(yǎng)方式對青少年子女學業(yè)成績和心理健康兩方面發(fā)展水平的影響。我們用兩種方法對教養(yǎng)方式進行衡量，一個是父母在要求和反應性這兩個維度上的得分值，另一個是在兩個維度基礎上劃分出的四種教養(yǎng)方式類型。我們發(fā)現，父母在要求和反應性上的分值越高，其子女的學業(yè)成績越好，尤其是要求維度的正向影響更為顯著。孩子的心理健康狀況則只與父母的反應性得分呈正相關關系，而父母在要求維度的分值增加容易對孩子的心理健康造成負向的影響。根據我們的分析，教養(yǎng)方式可能是人力資本代際傳遞的一個重要渠道。同時，我們還分性別和城鄉(xiāng)對各分樣本進行了回歸，發(fā)現教養(yǎng)方式的作用在不同性別之間以及城鄉(xiāng)之間有著較為顯著的差異。

二、數據介紹

（一）數據來源與變量構造。本文所用的數據來自中國家庭追蹤調查（CFPS）2010年、2012年和2014年的數據。這項調查由北京大學中國社會科學調查中心實施，在2010年、2012年和2014年依次開展了三輪全國范圍的入戶調查，覆蓋中國25個省份，每次調查的樣本大約包括15 000個住戶，每個樣本住戶中的各個家庭成員都會成為受訪對象進入樣本。調查分別在社區(qū)層面、家庭層面和個人層面進行，個人層面的問卷又分為成人問卷和少兒問卷，問卷問題涵蓋社會經濟、人口和健康等多個領域。

關于本文所關注的教養(yǎng)方式，CFPS少兒問卷的少兒自答部分（僅由10到15歲的少兒作答）中有考察父母參與度的教養(yǎng)方式量表，在父母代答部分中也有關于父母教養(yǎng)方式的問題（Parker等，1979；喻文姍等，2017）。我們將這些問題與心理學文獻中關于教養(yǎng)方式的界定方法相結合，從要求（demandingness）和反應性（responsiveness）兩個維度，根據心理學主流文獻給出的界定，對教養(yǎng)方式的兩個維度進行細分，構造能劃分教養(yǎng)類型的教養(yǎng)方式量表。

量表中關于“要求”和“反應性”各有5個問題，6個問題出自父母代答部分，4個出自少兒自答部分。①關于問卷問題的具體形式，家長代答部分的例如“您經常要求這個孩子完成家庭作業(yè)嗎？”“當看電視與孩子學習沖突時，您會經常放棄看您自己喜歡的電視節(jié)目以免影響其學習嗎？”，少兒自答的部分例如“請根據過去12個月的情況，選擇你家長對待你的方式：……當你做得不對時，家長會問清楚原因，并與你討論該怎樣做”。“要求”的5個問題反映父母對孩子日常行為規(guī)范的標準是否夠高，要求和控制是否嚴格，包括父母對孩子下學期考試平均成績的期望，以及父母要求孩子完成作業(yè)、檢查家庭作業(yè)、阻止或終止孩子看電視和限制孩子看的電視節(jié)目類型的頻率。我們將5個問題進行計分處理，以便后續(xù)量化。關于下學期平均成績（滿分100分）這個問題，我們根據樣本分布特征，將小于70分記為0，往后每10分為一檔，100分單獨為一檔，其值記為1到4。②在3 209個觀測值中，期望為100分的就有848個，占到總體的26.4%，因此將此單獨作為一檔；期望在70分以下的只有73個觀測值，因此不再細分。涉及頻率的四個問題，由低到高共有5個選項，我們將其賦值為0到4，其中0=從不，1=很少（每月1次），2=有時（每周1次），3=經常（每周2到4次），4=很經常（每周5到7次）。將5個問題所得答案的分值加總，得到反映父母對孩子要求程度的連續(xù)變量demandingness，取值范圍為0到20。關于“反應性”的問題也有5個，反映父母對孩子的關愛和接受程度，對孩子需求的反應程度，具體包括家長做以下幾件事的頻率：為了不影響孩子學習放棄自己喜歡看的電視節(jié)目、孩子犯錯時問清楚原因并討論怎樣做、鼓勵孩子獨立思考問題、要求孩子做事時說明原因、喜歡和孩子說話交談。同樣地，頻率答案設置均為5個選項，從低到高賦值為0到4，即0=從不，1=很少，2=有時，3=經常，4=很經常。將5個問題所得答案的分值加總，得到反應性的得分值responsiveness，取值范圍同樣為0到20。

我們參考Kristjana和Sigrun（2009）給出的劃分方法，根據demandingness和responsiveness這兩個分值，得到反映樣本父母所屬的教養(yǎng)方式的類型（虛擬變量）。具體來說，首先依據2010年，2012年和2014年每年的CFPS截面數據計算出樣本父母在demandingness和responsiveness這兩個變量上的中位數，然后將得分值小于或等于該中位數的樣本劃分為低類型，將得分值高于該中位數的樣本劃分為高類型，最后結合“要求”和“反應性”兩個維度的類型給出該父母的教養(yǎng)方式類型（虛擬變量）。由此，高要求和高反應性的父母被劃分為權威型（authoritative），高要求和低反應性的劃分為專制型（authoritarian），低要求和高反應性為溺愛型（permissive），低要求和低反應性為忽視型（neglecting）。在以教養(yǎng)方式類型為自變量的回歸中，我們將專制型教養(yǎng)方式作為基準組，在回歸中加入表示另外三種類型的虛擬變量。

關于主要因變量，即孩子的學習成績和心理健康狀況，CFPS問卷中也有相關的問題予以衡量。對于孩子的學習成績，我們根據三年問卷中共有的原則，使用父母對孩子的數學成績和語文成績的評價這兩道問題進行衡量。其中，評價的等級有四個，由低到高賦值為0到3（0=差，1=中，2=良，3=優(yōu)），再將數學成績和語文成績的等級對應的數值相加，得到一個從0到6的離散變量academic，數值越高表示孩子的學習成績越好。子女的心理健康狀況我們使用CFPS少兒自答問卷中CES-D量表來衡量。CES-D是心理學中廣泛使用的抑郁量表，其問題設計貼近日常生活，形象具體，容易得到高質量的回答，能較好地反映受訪者的心理健康狀況。具體地，在2010年和2014年的少兒問卷中，各有6個問題考察孩子的心理健康狀況，都是關于孩子在過去一個月內感到某種負面情緒的頻率，①例如“最近1個月，你感到情緒沮喪、郁悶、做什么事情都不能振奮的頻率”，“最近1個月，你感到坐臥不安、難以保持平靜的頻率”。每個題設置5個選項，我們將頻率由高到低賦值為0到4，其中0=幾乎每天，1=每周兩三次，2=每月兩三次，3=每月一次，4=從不。將6個題的分值加總，得到反映孩子心理健康的指標cesd，是一個從0到24的虛擬變量，取值越高表示心理健康狀況越好。在2012年的少兒問卷中，CES-D問卷的呈現形式有所不同，共有20個問題，問孩子在過去一周內某種感受或行為出現的頻率，其中4個問題針對積極情緒，16個問題針對消極情緒。每個題設置4個選項，賦值為0到4，對于消極情緒的部分，賦值為0=大多數時候有（5?7天），1=經常有（3?4 天），2=有些時候（1?2 天），3=幾乎沒有（不到一天）；對于積極情緒的部分，賦值方式相反，0=幾乎沒有（不到一天），1=有些時候（1?2天），2=經常有（3?4天），3=大多數時候有（5?7天）。將20個題的得分加總，得到一個從0到60的連續(xù)變量cesd_2012，數值越高代表孩子的心理健康程度越好。為了便于對三年數據中的CES-D指標進行統(tǒng)一，我們在每年的截面數據中取CES-D的百分位數值cesd_pctile。一個樣本對應的CES-D百分位數值就是具有這個數值和小于這個數值的樣本數量占當年截面數據中總樣本數量②這里的當年截面數據內總樣本數量指的是經過我們樣本選取之后的樣本數量，而非整個調查數據庫中的樣本總數，后面將詳細介紹樣本選取的過程。的百分比，這個數越大表明個體的心理健康狀況比同年樣本中的其他個體相對更好。

我們將樣本限制在10到15歲的青少年，因為只有這個年齡段的孩子會做少兒自答問卷，而教養(yǎng)方式和心理健康情況的度量都離不開少兒自答問卷中的信息。另外，由于所用數據橫跨2010年，2012年和2014年三年，10到15歲的樣本流失比較嚴重，為了保證樣本盡量大，將這三年的數據合并使用，形成混合截面數據。同時，將在關鍵變量如教養(yǎng)方式指標、學習成績、CES-D指標等有信息缺失的樣本去掉，最終得到3 209個觀測值作為研究樣本，該樣本覆蓋全國26個省份。

（二）描述性統(tǒng)計分析。首先，按照上文所屬的劃分方法，我們得到四種教養(yǎng)方式類型在各年份截面數據中的分布情況，如表1所示?？梢钥闯觯姆N教養(yǎng)方式在各年份數據中的分布結構大致均衡，權威型和忽視型的占比各在30%左右，而專制型和溺愛型的占比在20%上下。

表1 四種教養(yǎng)方式類型在各年份截面數據中的分布情況

除了上文提到的核心變量（教養(yǎng)方式，學習成績和心理健康）之外，我們還控制了反映家庭社會經濟條件的變量，以及性別、年齡、城鄉(xiāng)和區(qū)域等基本的控制變量。其中，我們用家庭年收入考察家庭的經濟條件，這個家庭年收入的計算經過CFPS項目組調整，在三年的截面數據之間是可比的（具體的調整辦法見許琪和張春泥（2017）），將此收入取對數，作為反映家庭經濟條件的指標。關于父母的教育程度，我們采用父母的受教育年限來度量。這樣，就有了ln_income，fatheredu，motheredu這三個反映家庭社會經濟條件的變量。此外，在后面的回歸中還用到了如下控制變量：孩子的性別male（男性為1，女性為0）、孩子的年齡child_age、父母雙方的年齡father_age、mother_age、家里的孩子個數n_child，以及表示城鄉(xiāng)的虛擬變量urban（在城市為1，在鄉(xiāng)村為0）、表示區(qū)域的虛擬變量east（中國東部地區(qū)為1，其他地區(qū)為0）和west（中國西部地區(qū)為1，其他地區(qū)為 0）。

考察四種教養(yǎng)方式下因變量的特征，我們發(fā)現權威型教養(yǎng)方式下孩子的平均學習成績評價值為3.88，心理健康指標的平均百分位數值為42.29，均高于另外三種教養(yǎng)方式。而溺愛型教養(yǎng)方式下孩子兩方面表現的均值分別為3.64和41.12，高于專制型和忽視型。此外，就學習成績而言，忽視型教養(yǎng)方式下平均的學習成績最差，值為3.01；而就心理健康而言，也是忽視型教養(yǎng)方式產生的結果最差，平均的CES-D百分位數值只有37.48。

此外，我們考察家庭社會經濟條件相關的變量與教養(yǎng)方式可能的相關性。就收入而言，忽視型樣本組的平均收入水平稍低，收入的對數值為9.92；父母的受教育程度中，權威型教養(yǎng)方式的父母受教育程度略高于另外三種，分別為平均10.81年和10.01年，而忽視型教養(yǎng)方式的父母受教育程度則在四種類型中最低，平均為9.92年和8.17年。

三、回歸方法

（一）基準回歸模型。

1. 以學習成績作為因變量。在學習成績作為因變量時，我們使用如下的OLS模型作為基準回歸的模型：

其中，academic表示孩子的真實學習成績。PS表示父母的教養(yǎng)方式，分別用“要求-反應性”兩個維度的連續(xù)變量以及“權威型-專制型-溺愛型-忽視型”四種類型的虛擬變量表示。SES代表家庭的社會經濟條件，包括家庭年收入的對數和父母的受教育年限等變量。X為其他控制變量，包括性別、年齡、城鄉(xiāng)、區(qū)域信息以及年份虛擬變量。

同時，考慮到學習成績變量academic是一個從0到6的離散排序變量，而OLS將排序視作基數來處理，可能導致估計的偏差，因此，我們還使用了排序響應回歸這一非線性模型進行最大似然估計（MLE），將其作為對OLS結果的穩(wěn)健性檢驗。①具體地，在Ordered Probit模型中，我們構造一個連續(xù)的潛變量academic*，令其為各個自變量的線性函數，并根據其取值在不同區(qū)間的概率得出實際因變量academic取不同數值的概率，從而進行極大似然估計。

2. 以心理健康狀況作為因變量。對于心理健康指標，我們使用的是CES-D數值在當年截面數據中的百分位數，這是一個連續(xù)的變量，其取值在0到100之間。我們在基準回歸中也使用OLS模型進行估計：

其中，PS為教養(yǎng)方式變量，SES為家庭社會經濟地位變量，X為其他控制變量，這些變量的定義方式與上述相應回歸模型相同。此外，考慮到會有一部分樣本個體的取值都為100，對應的是在問卷回答中心理健康狀況最好的樣本，也就是數據的分布會在區(qū)間的上限100處有一個集聚。對于這樣的數據特征，我們也依據文獻慣例，使用Tobit模型估計作為對OLS結果的穩(wěn)健性檢驗。②具體地，在Tobit模型中，我們分別針對cesd_pctile=100和cesd_pctile < 100兩種情形寫出樣本觀測點的概率密度函數（為各個自變量的函數），從而構造樣本似然函數并進行極大似然估計。

（二）工具變量回歸。以上模型均假定父母的教養(yǎng)方式是外生的，但實際上相應的回歸可能會受到內生性問題的影響。這種內生性來自兩個方面：一是一些不可觀測的變量（家風、基因遺傳、能力等）可能同時影響父母的教養(yǎng)方式與孩子的表現；二是孩子的發(fā)展水平和行為表現也會促使父母對教養(yǎng)方式進行調整，從而導致反向因果問題，而這一點已經在心理學和經濟學界得到廣泛認同（Burton等，2002；Kerr等，2012；Moilanen 等，2015）。

為了解決上述可能存在的內生性問題，我們使用受訪者所在社區(qū)（或村落，以下統(tǒng)稱社區(qū)）的教養(yǎng)方式特征作為工具變量（IV）。具體來講，考慮到教養(yǎng)方式是一種文化現象，具有地域性的特征，即同一地區(qū)的教育文化很可能表現出一定的共同性，同一社區(qū)或村落里不同家庭的教養(yǎng)方式也有其相似之處，因此個體父母的教養(yǎng)方式往往受到社區(qū)共同教養(yǎng)方式的直接影響；另一方面，其他家庭父母的教養(yǎng)方式一般不會直接影響本家庭子女的人力資本發(fā)展水平。③同時，我們也嘗試了其他的模型設定方法，包括在工具變量中加入c_demandingness×c_reponsiveness這個交叉項或加入c_demandingness2和c_reponsiveness2這兩個二次項形成過度識別的模型，其回歸結果與我們展示在后文表5中恰好識別的回歸結果類似。基于此過度識別模型，我們進行了過度識別約束檢驗，原假設為工具變量都是外生的，檢驗得到的p值都大于0.1，不能拒絕原假設，說明所使用的工具變量滿足外生性假定。這種教養(yǎng)方式在地域上的集聚性被心理學界的大量研究所證實，例如Dwairy等（2006）就用在阿拉伯的青少年調查數據說明教養(yǎng)方式特征在各個地域之間具有明顯的差異性，Valentino等（2012）也從虐待兒童的視角研究了社區(qū)層面的特征與教養(yǎng)方式的關聯。由此，我們在要求demandingness和反應性responsiveness兩個維度上取社區(qū)層面平均值，得到反映社區(qū)教養(yǎng)方式特征的兩個變量c_demandingness和c_responsiveness。其公式為：

其中，i和j表示個體，c表示社區(qū)，t表示年份，nct代表t年份的數據中c社區(qū)內的個體數量。即個體所居住的外在社區(qū)教養(yǎng)方式的要求程度，就是在當年截面數據中，個體所在社區(qū)內排除該個體之外的所有樣本的要求程度的算術平均，反應性平均值的計算方法類似。為保證工具變量的外生性，在社區(qū)層面計算平均時，我們將個體本身的情況排除在外。

由于前面的基準回歸使用的都是OLS模型，使用工具變量時，為便于與基準回歸結果進行比較，我們使用2SLS模型進行估計。在一階段的回歸結果中，①由于篇幅所限，我們不在正文中用表格匯報一階段回歸結果，感興趣的讀者可以向作者索取，電郵：zhanghc@pku.edu.cn。對工具變量聯合顯著性檢驗的F值都大于10，表明此處不存在弱工具變量的問題（Stock和Yogo，2002）。

四、結果與討論

（一）主要回歸結果。

1. 教養(yǎng)方式對學習成績的影響。首先關注將學習成績作為因變量的基準回歸，這部分結果呈現在表2列（1）至列（4）中。在前兩列回歸中，我們將demandingness和responsiveness兩個連續(xù)變量作為核心自變量，表示父母教養(yǎng)方式要求和反應性的程度大小。在第（1）列，只加入demandingness和responsiveness兩個變量和反映家庭社會經濟條件的三個變量，發(fā)現要求程度和反應性程度對于孩子的學習成績都有顯著的正向影響；在第（2）列，我們又加入了其他控制變量。隨著控制因素的增多，demandingness和responsiveness的系數絕對值有所減小，但依然保持高度的統(tǒng)計顯著性，體現了結果的穩(wěn)健性。在控制父母社會經濟條件及其他控制變量后，demandingness每提高1分，孩子學習成績academic的數值平均會上升0.039，父母的要求程度每提高1個標準差，孩子的學習成績將提高約0.08個標準差；類似地，反應性程度每提高1個標準差，孩子的學習成績提高約0.13個標準差。這說明，父母對孩子設置更高的要求，給予孩子更多的關懷，都對孩子學習成績的提高具有明顯的促進作用。

表2 教養(yǎng)方式對學習成績的影響

在表2的最后兩列中，我們匯報了使用前面所述的工具變量方法控制內生性之后的回歸結果。這時，反應性程度responsiveness的作用不再顯著，而要求程度demandingness的系數仍然顯著為正。這與我們在基準回歸中得到的結果有所不同，即考慮教養(yǎng)方式對孩子學習成績的影響時，父母對孩子要求的嚴格程度是影響孩子學習成績的主要因素。

2. 教養(yǎng)方式對心理健康的影響。以下，我們考察將孩子的心理健康指標（即孩子的CESD數值在當年截面數據中的百分位）作為因變量時的回歸結果?；貧w結果呈現在表3中。

在表3的列（1）、列（2）中我們加入demandingness和responsiveness兩個變量來表示父母的教養(yǎng)方式，其他變量添加和模型設定方法與表2的前兩列相同。我們發(fā)現，對于孩子的心理健康而言，要求程度的作用不再顯著，即設置更高的要求可能并不會對孩子的心理健康產生重要影響，而此時，反應性的系數則顯著為正。其他條件不變時，反應性程度的值每提高1分，其對應的CES-D百分位數值上升大約0.37個百分點。隨著控制變量的加入，反應性的系數有所減小，但依然保持統(tǒng)計顯著性。這表示，父母對孩子給予更多的關愛和反應有助于孩子的心理健康發(fā)展；而孩子的心理健康水平可能與父母要求的嚴格程度無關。

與表2類似，在表3的（3）、（4）列中，我們將表示教養(yǎng)方式類型的虛擬變量authoritative，permissive和neglecting作為核心自變量加入回歸，將專制型作為基準組。這時我們發(fā)現，就孩子的心理健康而言，權威型和溺愛型的教養(yǎng)方式都顯著優(yōu)于專制型的教養(yǎng)方式，而忽視型的教養(yǎng)方式則與專制型的教養(yǎng)方式無顯著差異。從邊際效應上看，與專制型的父母相比，在權威型和溺愛型教養(yǎng)方式下成長的孩子的心理健康CES-D的百分位數值平均要高出超過3個百分點。這也進一步印證了我們在表3列（1）至列（3）的結果分析中得到的結論，即反應性responsiveness這個維度是影響孩子心理健康的關鍵因素。也就是說，父母給予孩子更多關照，對孩子的表現做出更積極的反應，能夠有效促進孩子的心理健康發(fā)展。①此外，我們也在基準回歸中對前面模型設定部分提到的非線性模型（Ordered Probit和Tobit模型）進行了嘗試，所得的結果與我們用OLS得到的結果在系數符號和顯著性水平上基本一致。由于篇幅所限，這部分結果不在正文中匯報，有興趣者可聯系作者索取。

在表3的最后兩列中，我們匯報了工具變量2SLS回歸結果。一方面，responsiveness的系數依然顯著為正；另一方面，demandingness的系數顯著為負，也就是說，家長對孩子要求越嚴格，可能越不利于孩子的心理健康發(fā)展。在基準回歸中，我們發(fā)現專制型（高要求、低反應性）教養(yǎng)方式下成長的孩子其心理健康表現顯著低于高反應性的權威型和溺愛型，也就是孩子的心理健康與父母對孩子的要求程度呈負相關關系，這一結果在控制了內生性后依然穩(wěn)健。

（二）分樣本回歸結果分析。

1. 根據性別劃分子樣本?？紤]到男孩和女孩在面對的教養(yǎng)方式以及行為表現上有較為明顯的差異，我們以性別為依據進行分樣本回歸，考察教養(yǎng)方式的作用機制在男孩和女孩之間的差異性。為便于比較，所使用的模型與基準回歸中的設定相同。相應結果呈現在表4中。

表4 以性別為依據的分樣本回歸結果

在表4的列（1）至列（4）中，我們考察以學習成績?yōu)橐蜃兞康姆謽颖净貧w結果。其中，前兩列以demandingness和responsiveness作為核心解釋變量，第（3）、（4）列以教養(yǎng)方式類型的虛擬變量authoritative，permissive和neglecting作為核心解釋變量，所有的回歸中都加入了反映家庭社會經濟條件的變量以及其他控制變量。第（1）列和第（3）列是男孩的樣本，第（2）列和第（4）列是女孩的樣本。第（1）列的結果顯示，對于男孩來說，要求程度和反應程度都與學習成績有顯著的正相關關系，要使男孩學習成績好，既需要較強的控制，也需要較多的關懷。第（3）列的回歸結果顯示，權威型、專制型和溺愛型三者沒有顯著差別，只有要求和反應性都低的忽視型導致的學習成績顯著低于另外三種。而對于女孩的樣本，結論則不盡相同。要求和反應性兩個維度之中，只有表示反應性的responsiveness顯著為正，即女孩學習成績的好壞和家長對孩子要求的嚴格程度關系不大，而主要與父母對孩子的關心和反應程度相關。在第（4）列的結果中，我們發(fā)現專制型和忽視型對于女孩的學習成績的影響無顯著差別，而權威型和溺愛型這兩種高反應性的教養(yǎng)方式類型所對應學習成績顯著高于低反應性的兩種類型。這與第（2）列的結果一致。

以心理健康作為因變量的回歸結果呈現在表4的后四列中?？梢园l(fā)現，不論男孩女孩，其心理健康都與教養(yǎng)方式的要求程度沒有顯著關系，而與反應性有顯著的正相關關系。從系數和顯著性上來看，這一關系對于男孩更強，對于女孩則相對較弱，特別是在第（8）列的回歸中，不同教養(yǎng)方式下的女孩在心理健康表現不存在統(tǒng)計意義上的顯著差別。而對于男孩，則遵循了基準回歸結果中的模式，即更多的關心和反應有利于促進男孩的心理健康發(fā)展。

2. 根據城鄉(xiāng)劃分子樣本?？紤]到我國城鄉(xiāng)家庭在社會經濟條件和文化特征方面有著顯著的差異，城市和鄉(xiāng)村地區(qū)教養(yǎng)方式及其影響也可能有所不同，我們根據CFPS劃分城鄉(xiāng)虛擬變量urban（1=城市，0=鄉(xiāng)村）進行分樣本回歸。這部分回歸結果呈現在表5中。

表5 以城鄉(xiāng)為依據的分樣本回歸結果

在表5的列（1）至列（4）中，我們發(fā)現對于城市家庭而言，學習成績與要求程度demandingness沒有顯著的相關關系，而與反應性程度responsiveness有顯著的正相關關系。在第（3）列中，權威型和溺愛型的教養(yǎng)方式下，孩子的學習成績顯著優(yōu)于專制型和忽視型。而在農村，要求和反應兩個維度均對孩子的學習成績有顯著的正向影響。四種教養(yǎng)方式的比較中，權威型最優(yōu)，忽視型最差，專制型和溺愛型居中。這樣的結果可能在一定程度上反映了城鄉(xiāng)在教育質量上的差異：在城市，中小學的教學質量較高，學校對孩子的學習習慣和內容已經提出了較高的要求，因此父母對孩子的要求程度不再發(fā)揮顯著作用，而父母對孩子的關照和反應則發(fā)揮著更強的作用；在農村情況則有所不同，孩子的學習成績提高需要父母的關心和反應的同時，也需要父母提出較為嚴格的要求，以彌補學校教育的不足。

而就心理健康而言，后四列的結果也顯示城鄉(xiāng)存在較大差別。城市的回歸結果與基準回歸相似，即孩子的心理健康狀況與反應性程度呈現顯著的正相關；對于孩子的心理健康而言，權威型和溺愛型優(yōu)于另外兩種教養(yǎng)方式類型。在鄉(xiāng)村，我們發(fā)現教養(yǎng)方式對孩子的心理健康沒有顯著的影響。可能由于農村家長對孩子的心理健康重視普遍不夠，父母陪伴孩子的時間較少，對孩子的關照和反應相比于城市更少，故而沒有通過教養(yǎng)方式的提升來促進孩子心理健康的發(fā)展。

從整個分樣本回歸的結果來看，教養(yǎng)方式對男孩的效果要強于女孩，在城市的作用效果要強于農村，這也反映出女孩群體及農村家庭等弱勢群體在家庭教育方面需要得到更多的社會關注，相關政策需要加強對其父母教育方式和觀念的培養(yǎng)和重視，以縮小青少年的人力資本發(fā)展在性別和城鄉(xiāng)上的不平等。

五、結 論

本文的主要貢獻在于，通過教養(yǎng)方式這一新的視角，探索人力資本的代際傳遞在家庭內部的形成機制。我們將心理學和教育學中研究較為廣泛的教養(yǎng)方式這一因素納入青少年人力資本形成的研究框架，探索教養(yǎng)方式在“要求”和“反應性”這兩個維度上的差異，據此區(qū)分出的不同教養(yǎng)方式類型，并將學習成績和心理健康這兩個人力資本的重要方面作為因變量，考察教養(yǎng)方式對其產生的影響?；谥袊彝プ粉櫿{查三年的混合截面數據，我們的研究得到了以下幾點結論：

第一，父母對孩子的要求和反應性程度都對孩子的學習成績有顯著的正向影響。權威型的教養(yǎng)方式能帶來最好的學習成績，溺愛型和專制型次之，忽視型的教養(yǎng)方式對孩子的學習成績最為不利。同時，教養(yǎng)方式對孩子的心理健康也有顯著影響，反應性程度與孩子的心理健康呈現顯著的正相關關系，而要求的嚴格程度可能不利于孩子的心理健康。權威型和溺愛型下孩子的心理健康狀況好于專制型和忽視型。這說明，父母一方面要加強對孩子的要求，另一方面還要加強對孩子的關愛和反應。在中國“望子成龍”、從嚴治家的文化背景下，我國父母往往更加重視前者而忽略后者，從而在教養(yǎng)方式的選擇上可能對子女的發(fā)展帶來不利影響。

第二，分性別和城鄉(xiāng)的子樣本回歸結果展示出一系列能反映中國國情、具有特殊意義的結論。教養(yǎng)方式對子女人力資本的影響在不同性別群體和城鄉(xiāng)之間存在顯著差異。該影響在男孩的身上表現得更為明顯，要求和反應性這兩個維度的指標都對男孩群體有顯著作用；對于女孩而言，則只有反應性對其學習和心理健康發(fā)揮顯著作用。從城鄉(xiāng)差異來看，農村家庭的孩子其學業(yè)成績受到父母要求和反應性的共同影響，呈現正相關關系，而城市青少年樣本的學業(yè)成績則只受到父母反應性的影響。在心理健康的發(fā)展方面，只有城市家庭的子女受到父母教養(yǎng)方式的顯著影響。經過前文的分析，這些差別可能與城鄉(xiāng)的社會經濟情況以及教育發(fā)達程度有關。

據此，我們建議：在學校教育之外，要更加重視家庭教育在青少年成長中的作用，加強對父母教養(yǎng)方式的宣傳和培養(yǎng)，在整個社會傳播先進的家庭教育理念，建設積極和睦的家風，通過家庭教育的改善，支持青少年人力資本的積累及其質量的提高；要加強家校共建，促進家庭和學校之間的信息溝通，使父母了解孩子的情況，從而科學地設置要求，適度地給予反應；要從家庭教育層面努力改善我國教育的城鄉(xiāng)不平等現象，加強對留守兒童以及農村地區(qū)青少年的關注和培育，提高鄉(xiāng)村地區(qū)教育教學質量，同時更多關注農村青少年心理健康，提高農村地區(qū)對家庭教育重要性的關注，使得父母的教養(yǎng)方式和質量能隨經濟發(fā)展和文化普及而有所改善，進而縮小城鄉(xiāng)教育不公平。