王勝今，李興文

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

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

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

沿著我國獨生子女研究的個體生命發(fā)展周期脈絡(luò)繼續(xù)思考，隨著第一批獨生子女進(jìn)入中年，他們的孩子也已經(jīng)進(jìn)入校園，獨生子女的父母角色將逐步成為獨生子女研究的重點課題，探究獨生子女在為人父母階段，對“獨二代”的撫養(yǎng)、教育、陪伴等方面的課題具有更高的現(xiàn)實意義和研究價值，獨生子女研究也將迎來新階段。國內(nèi)目前對獨生親代的子代撫育研究還相對較少，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，但是將親代的獨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)前家庭親代獨生狀況與家庭人力資本投資的關(guān)系和影響機制，進(jìn)一步沿著中國獨生子女研究的發(fā)展脈絡(luò)向前推進(jìn)。

獨生子女研究始于歐洲發(fā)達(dá)國家，西方學(xué)者早期對獨生子女的研究主要集中于獨生子女心理特征，主張獨生子女有性格缺陷和更差的自立能力等。［4］Toni Falbo 發(fā)現(xiàn)獨生子女和非獨生子女在進(jìn)入學(xué)校后無顯著差異，獨生子女在學(xué)習(xí)努力程度和學(xué)習(xí)成績上甚至優(yōu)于非獨生子女，成年后的獨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)獨生子女相較于非獨生子女有教育優(yōu)勢，主要體現(xiàn)在受教育年限和能否按時順利升學(xué)兩個方面，且父母社會地位越高的人這種教育溢價越高。［7］吳要武利用1990 年和2000 年人口普查數(shù)據(jù)分析得出獨生子女因?qū)ふ夜ぷ飨蚱渌鞘羞w移的時候，其父母隨同遷移的可能性大幅提高。如果獨生子女在遷移的城市定居，那么其父母也會追隨子女，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)展之間存在著很強的聯(lián)系。受教育程度較高的父母對子女的人力資本投資水平較高，對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的時間。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)歷同樣會影響子代受教育年限，母親學(xué)歷對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)老齡化會降低家庭中各項消費支出，收入是老齡化影響家庭支出的重要中間變量，老齡化對鄉(xiāng)村家庭消費降級的影響比城市更加嚴(yán)重，老齡化對城鎮(zhèn)低收入家庭各項消費的削弱也明顯強于高收入家庭。［12］李軍和周安華通過對CFPS（中國家庭追蹤調(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，父親受教育年限每提高1年，子代受教育年限提高0.16 年，子代上重點高中和全國重點大學(xué)的概率分別增加了6.5 個百分點和24.9個百分點。［13］李昊利用CFPS（中國家庭追蹤調(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，研究人口老齡化對微觀人力資本投資的作用機制，最終發(fā)現(xiàn)老齡化對家庭教育支出有負(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加重了家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致家庭對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減少了老人向成年子女的意外遺贈，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其子代的教育投入減少，這種效應(yīng)稱為老齡化的遺贈效應(yīng)；三是成年子女對于自身預(yù)期壽命的延長會產(chǎn)生儲蓄偏好，降低整體消費水平，從而減少對子女的教育投入，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］可以看出獨生子女身份會對個人和家庭狀況產(chǎn)生重要影響，這些影響會進(jìn)一步影響該成年個體所在家庭的子代教育投入水平，本文將對這種影響的內(nèi)在機制進(jìn)行中介效應(yīng)分析和檢驗，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)于獨生子女和家庭人力資本投資的研究，本文對親代獨生情況對家庭人力資本投資的影響作出如下分析：從教育優(yōu)勢的角度看，其他條件不變時，親代獨生子女人數(shù)越多，親代總教育程度越高。獨生子女擁有教育資源相對集中的優(yōu)勢，產(chǎn)生“匯流”效應(yīng)，獨生子女的教育獲得更高，會接受更多的教育；受教育程度越高的父母越喜歡少生孩子，因此獨生子女父母受教育程度更高，從而影響子代獨生子女受教育年限。在其他條件給定時，親代的受教育年限越高，對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，親代獨生人數(shù)越多，家庭老人比重越高。目前中國的養(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)行動不便需要人照顧的情況下，更可能尋求子女的幫助，而獨生子女父母只能尋求其獨生子女子代的幫助；獨生子女父母更喜歡跟著其子代遷移。其他條件不變時，老人比重越高，家庭養(yǎng)老支出越大，對子代的教育支出越少，但是收入調(diào)節(jié)了贍養(yǎng)老人對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)會消失。從直接影響來看，親代獨生子女獨特的成長環(huán)境對其育兒觀念或者消費觀念等方面與非獨生子女存在差異，實際可能影響對其子代的教育支出水平。

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

圖1 影響機制導(dǎo)圖

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

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

本文使用西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心2017 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)。該調(diào)查以2011年為基期，每兩年調(diào)查一次，目前已經(jīng)進(jìn)行了四輪隨機抽樣調(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)查樣本覆蓋全國除西藏、新疆、港澳臺之外的29個省（自治區(qū)、直轄市），有效樣本規(guī)模為40 011個家庭戶和127 012個家庭戶成員，具有全國代表性。

我國20 世紀(jì)60 年代及以前出生人口中非獨生子女?dāng)?shù)量遠(yuǎn)高于獨生子女?dāng)?shù)量，如果樣本選取不考慮年齡可能會造成較大誤差。本文以家庭戶為樣本單元進(jìn)行實證研究，為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量和參考價值，對總體樣本進(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，同時子代至少有一個在讀生，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、器材費及課外學(xué)習(xí)培訓(xùn)等活動所產(chǎn)生的費用。平均每個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)可以衡量每個孩子在家庭中的教育獲得水平。親代獨生子女人數(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)。父親和母親都是獨生子女的家庭，將其稱為“雙獨家庭”，賦值為2；父親或母親中的一方是獨生子女的家庭，將其稱為“單獨家庭”，賦值為1；父親和母親都不是獨生子女的家庭，將其稱為“無獨家庭”，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 個選項。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?？刂谱兞堪思彝ソ?jīng)濟(jì)情況、居住所在地情況、家庭成員情況三個方面。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收入的總和；一個家庭戶的受訪者在“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)代表家庭的財富流動和財富增值能力，會對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29個省級區(qū)域劃分為西部、東部、中部三個地區(qū)，城鄉(xiāng)情況也按照變量表對應(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，因為同一家庭中孩子所在教育階段不同，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

3.模型構(gòu)建

分析框架部分闡述了親代獨生人數(shù)影響家庭人力資本投資的兩條假設(shè)路徑，包含親代教育溢價和家庭老齡化程度。為了驗證上述假設(shè)的真實性，需要建立模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。檢驗中介效應(yīng)基本的方法是分步檢驗回歸系數(shù)法，本文參考了溫忠麟等人提出的模型設(shè)定和檢驗步驟，［17］以親代獨生人數(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)溫忠麟的檢驗程序設(shè)置如下檢驗過程：第一步，檢驗?zāi)Ｐ停?），若α1顯著，繼續(xù)檢驗其他模型，否則檢驗結(jié)束；第二步，檢驗β1和ω1，若β1和ω1都顯著，說明親代獨生人數(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γ1和?1，若γ1和?1都顯著，說明親代獨生人數(shù)可通過家庭老人比重來影響家庭教育支出；第四步，檢驗υ3是否顯著，如果顯著則說明親代獨生人數(shù)可直接影響家庭教育支出。

為了提高上述檢驗的穩(wěn)健性，對第一條路徑使用Sobel檢驗和Bootstrap 法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，由于第二條路徑存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，所以使用SEM 法對第二條路徑進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，用Bootstrap 法檢驗調(diào)節(jié)中介效應(yīng)。為了減少異方差對回歸的影響，對家庭總教育支出和家庭收入等變量取對數(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，因此在對模型進(jìn)行實證分析時，除了OLS基礎(chǔ)回歸外，還采用Tobit截尾回歸進(jìn)行比對，提高回歸穩(wěn)健性。

四、實證分析與檢驗

1.總樣本回歸結(jié)果

表2 中包含了總樣本的總效應(yīng)、親代教育溢價路徑、家庭老齡化路徑與直接效應(yīng)回歸結(jié)果。本文對親代獨生人數(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回歸的實證檢驗。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)果并不存在實質(zhì)上的差距，僅t檢驗結(jié)果存在細(xì)微差距，故為了簡化表格使結(jié)果更直觀，表內(nèi)回歸均僅展示Tobit 回歸結(jié)果?；貧w（1）為親代獨生人數(shù)影響家庭教育支出的實證Tobit 回歸，結(jié)果表明家庭中親代獨生人數(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相差較多時需要計算（eβ-1）×100解釋該變量百分比彈性。下文同理。。

表2中回歸（2）（3）為親代教育溢價路徑的兩個步驟?；貧w（2）是親代教育溢價路徑的第一步檢驗，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）是親代教育溢價路徑的第二步檢驗，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%，而親代獨生人數(shù)對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)方向為正，驗證了教育溢價路徑的假設(shè)，獨生子女確實通過“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會，擁有更高的受教育程度，并且在成年養(yǎng)育下一代的時候，會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步驟。回歸（4）是家庭老齡化路徑的第一步檢驗，被解釋變量為家庭老人比重，回歸結(jié)果表明親代獨生人數(shù)每增加1 人，家庭中65 歲以上老人比重就增加0.537 個百分點。回歸（5）是家庭老齡化路徑的第二步檢驗，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，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)方向為負(fù)，獨生子女的父母相較于非獨生子女的父母更可能與成年獨生子女同住，并且通過各項老年支出擠壓獨生子女對其子代的教育支出。

2.穩(wěn)健性檢驗

表3是中介效應(yīng)親代教育溢價途徑Sobel檢驗和Bootstrap自舉法檢驗結(jié)果，目前越來越多的學(xué)者傾向于使用Bootstrap 自舉法檢驗，因為Sobel檢驗假設(shè)統(tǒng)計量滿足正態(tài)分布假設(shè)，而Bootstrap 自舉法在進(jìn)行推論檢驗時，不需要對統(tǒng)計量的抽樣分布的形狀做出任何假設(shè)。由表3 可知Sobel 檢驗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)的計算公式直接計算得到，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。Bootstrap 自舉法檢驗輸出的結(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 檢驗與Bootstrap 自舉法檢驗得到的結(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 親代教育溢價路徑穩(wěn)健性檢驗

表4 是中介效應(yīng)第二條路徑的檢驗結(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。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，提供了檢驗調(diào)節(jié)中介效應(yīng)和計算條件間接效應(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，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，并且計算在調(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)估計和使用Bootstrap自舉法估計調(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)差時徹底消失，其估計量不顯著。這說明收入具有調(diào)節(jié)親代獨生家庭老齡化負(fù)擔(dān)對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)老人的消費支出對其他支出的影響逐漸消失，家庭消費決策更傾向于主觀的消費偏好，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)健性檢驗和調(diào)節(jié)變量取值檢驗

3.分樣本回歸

表5 顯示分樣本親代獨生人數(shù)對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)家庭親代獨生人數(shù)對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)村家庭親代獨生人數(shù)對家庭教育總支出的影響為負(fù)且不顯著。同時可以發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村家庭在讀的孩子數(shù)對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。除東部地區(qū)家庭親代獨生人數(shù)對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)親代獨生人數(shù)對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，對每個分樣本進(jìn)行中介效應(yīng)回歸，檢驗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)村家庭親代獨生人數(shù)對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)村的是無論獨生子女還是非獨生子女，都屬于受教育程度較低的群體，這也會導(dǎo)致鄉(xiāng)村家庭親代獨生人數(shù)對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其子代的受教育程度和教育回報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)家庭親代獨生人數(shù)都會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)親代獨生人數(shù)對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)家庭對子代教育本身就有更高的期待，即使只有一個孩子，也會傾注大量的教育資源，因此多一個子女，家庭教育支出百分比增幅就會小，在家庭教育資源有限的情況下，單個孩子教育獲得的“擠出”效應(yīng)就會更大，從而降低受教育程度。

表6 分樣本親代教育溢價路徑回歸結(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)村家庭中獨生子女與老人同住概率比城鎮(zhèn)更高，這是因為鄉(xiāng)村中普遍都有“養(yǎng)兒防老”的觀念，父母與子女普遍同住，獨生子女父母只有一個孩子，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，同時我國鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)人口養(yǎng)老機制還不完善，鄉(xiāng)村65歲以上的老人，尤其是男性，依然可以作為勞動力進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，不會產(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，被擠壓空間相對較小。

由表7可知東部地區(qū)親代獨生人數(shù)對家庭老人比重影響不顯著，方向為負(fù)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，社會養(yǎng)老和機構(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，更愿意接受機構(gòu)養(yǎng)老，［21］不受是否獨生子女身份影響，另一方面獨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生子女與父母同住的概率都高于非獨生子女，但是獨生子女與父母同住的概率會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)親代獨生人數(shù)對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)行對比不難發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)親代獨生人數(shù)對家庭老人比重影響越小。東部地區(qū)家庭老人比重對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)村家庭親代獨生人數(shù)增加，親代總教育溢價增加較弱，老齡化負(fù)擔(dān)增加更強，正向親代教育溢價的促進(jìn)效應(yīng)減弱，負(fù)向老齡化負(fù)擔(dān)的遮掩效用增強，從而導(dǎo)致農(nóng)村家庭親代獨生人數(shù)對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，獨生教育溢價較低，西部地區(qū)教育資源匱乏，親代獲得的教育溢價對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)家庭親代獨生人數(shù)對子代教育投入影響不顯著。

4.獨生“匯流”效應(yīng)的代際傳遞

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

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

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

首先，親代獨生人數(shù)與子代教育投入總體呈現(xiàn)正相關(guān)變動，獨生子女通過“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會，并且在成年養(yǎng)育下一代的時候，會為子代增加一定的教育投入，獨生子女存在教育溢價，親代獨生人數(shù)越多，親代的總教育溢價越高，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，親代獨生人數(shù)通過家庭老齡化程度影響子代教育投入，獨生親代相較于非獨生其與老年父母同住的可能性更高，從而擠壓獨生親代對其子代的教育投入，家庭總收入起到了調(diào)節(jié)作用，家庭收入越低，家庭老齡化程度對家庭教育支出的影響越顯著。

再次，城鎮(zhèn)家庭親代獨生人數(shù)對子代教育投入的促進(jìn)作用比農(nóng)村家庭更高，農(nóng)村家庭親代獨生人數(shù)對家庭子代教育投入的影響不顯著。東部地區(qū)家庭親代獨生人數(shù)對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)親代獨生人數(shù)對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)村家庭親代獨生人數(shù)增加，親代總教育溢價增加較弱，老齡化負(fù)擔(dān)增加更強，從而對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，獨生教育溢價較低，西部地區(qū)教育資源匱乏，親代獲得的教育溢價對子代教育支出的影響程度相比于東部地區(qū)更小，從而對家庭子代教育投入不顯著。

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

隨著早期獨生子女生命周期進(jìn)程的不斷推進(jìn)，他們在家庭中的地位不斷提高，獨生子女擔(dān)任父母角色的比例會越來越高，他們的思想、經(jīng)濟(jì)、文化程度和所處的社會家庭環(huán)境會對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，加強社會化撫養(yǎng)和社會化教育進(jìn)程，使獨生子女和非獨生子女在家庭中的教育獲得差異能夠通過社會化進(jìn)行一定程度上的稀釋，從而促進(jìn)社會教育公平。控制獨生子女成年后對其子代的教育投入與非獨生子女對其子代的教育投入的差距繼續(xù)拉大，進(jìn)一步緩解社會階級固化，盡量避免社會流動性不足等風(fēng)險。

第二，重視獨生子女家庭養(yǎng)老問題，加強與完善相關(guān)扶持政策，保障獨生子女父母養(yǎng)老服務(wù)；社會要積極引導(dǎo)獨生子女贍養(yǎng)老人的方式方法，鼓勵獨生子女父母積極參與社會活動，繼續(xù)實現(xiàn)自身價值；改變傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老的觀念，大力推廣社會養(yǎng)老或者機構(gòu)養(yǎng)老。

第三，發(fā)展“銀色”經(jīng)濟(jì)和政府社會化養(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，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，在全國各地因地制宜地推動教育發(fā)展，削弱地域引起的教育歧視，推動社會協(xié)調(diào)有序發(fā)展。

第五，深入推廣貫徹“二孩”政策的同時，要兼顧多孩對于家庭教育資源的分流作用，加強全社會的公共教育資源優(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)。