亲代独生对家庭人力资本投资的影响研究
——基于CHFS数据的中介效应检验

2022-03-15 05:44王胜今李兴文

人口学刊 2022年2期

王胜今，李兴文

（吉林大学东北亚研究中心，吉林长春 130012）

一、引言

随着中国社会发展进程的演变，出生于20世纪70年代和80年代的人口群体已经成为参与中国社会政治、经济、文化等方面的主力，该出生队列人口的成长阶段具有一定的特殊性，经历了新中国成立以来几次巨大的社会变革，其中就包含了人口控制理念的提出和计划生育政策的颁布，这导致我国这一阶段至今的出生人口中存在规模庞大的独生子女。我国第一代独生子女已经年过四十，根据姚引妹等在2015年对独生子女数量和年龄结构的预测，2020年我国独生子女总数将达到25 031 万人，40-59 岁的独生子女占比达到10%左右。［1］因此，我国独生子女的研究重心不应该只着眼于未成年独生子女，也应该对已经成年甚至已经成家的独生子女的家庭、婚姻、经济财产等方面进行系统化的科学研究。

中国曾经实行过控制人口增长的计划生育政策，独生子女的社会占比远高于西方国家，因此西方学者的诸多研究对于中国独生子女研究的参考价值存在局限性，中国独生子女研究应该根据中国当前的具体社会背景和人口状况进行更为广泛和深刻的研究与探讨。风笑天对以往的独生子女研究的方向和结论进行了总结并对未来研究方向进行预测，认为以往的独生子女研究主要集中在独生子女成年前的个性、人格和成年后的社会化、社会适应等方面，以及将独生子女情况作为解释变量，探究独生子女对家庭和社会的影响，并预测未来独生子女研究将着重在独生子女的老龄化、婚姻、育幼等问题，揭示了中国独生子女研究以独生子女的个体生命发展周期为基本研究脉络的研究特点。［2-3］

沿着我国独生子女研究的个体生命发展周期脉络继续思考，随着第一批独生子女进入中年，他们的孩子也已经进入校园，独生子女的父母角色将逐步成为独生子女研究的重点课题，探究独生子女在为人父母阶段，对“独二代”的抚养、教育、陪伴等方面的课题具有更高的现实意义和研究价值，独生子女研究也将迎来新阶段。国内目前对独生亲代的子代抚育研究还相对较少，虽然近几年“教育热”引起的家庭人力资本投资成为研究热点，但是将亲代的独生子女身份与其子代教育投入联系起来进行研究的文献十分有限。本文将亲代独生子女状况与子代教育投入联系起来，探究当前家庭亲代独生状况与家庭人力资本投资的关系和影响机制，进一步沿着中国独生子女研究的发展脉络向前推进。

独生子女研究始于欧洲发达国家，西方学者早期对独生子女的研究主要集中于独生子女心理特征，主张独生子女有性格缺陷和更差的自立能力等。［4］Toni Falbo 发现独生子女和非独生子女在进入学校后无显著差异，独生子女在学习努力程度和学习成绩上甚至优于非独生子女，成年后的独生子女在工作收入和经济成就上也无显著区别。［5］Downey认为父母资源的稀缺性决定了子代个数与子代教育成就的负相关性，建立了“资源稀释”模型并指出这种负相关性是非线性的。［6］Haowen Zheng 发现独生子女相较于非独生子女有教育优势，主要体现在受教育年限和能否按时顺利升学两个方面，且父母社会地位越高的人这种教育溢价越高。［7］吴要武利用1990 年和2000 年人口普查数据分析得出独生子女因寻找工作向其他城市迁移的时候，其父母随同迁移的可能性大幅提高。如果独生子女在迁移的城市定居，那么其父母也会追随子女，迁移目的为养老而非短期迁移。［8］孙文凯和王乙杰利用北京大学CHARLS数据研究发现独生子女父母比多子女父母更多地选择与子女同住，其中男性独生子女与父母同住更为普遍，这可能与“养儿防老”的传统观念和子女的利他福利有关。［9］Brown 和Philip发现父母受教育水平的高低与儿童人力资本发展之间存在着很强的联系。受教育程度较高的父母对子女的人力资本投资水平较高，对人力资本的投资可能包括在教育支出和服务支出以及为了教育目的与孩子互动的时间。在经济不发达的地区，资源有限的家庭的父母更可能将资源在不同因素间进行调配，从而削弱了儿童人力资本投资。［10］姚遂和陈家俊利用CLDS2016年的数据分析得出不仅父亲学历能大幅影响子代受教育年限，母亲学历同样会影响子代受教育年限，母亲学历对女儿受教育年限的影响要高于儿子。［11］石明明等研究发现老龄化会降低家庭中各项消费支出，收入是老龄化影响家庭支出的重要中间变量，老龄化对乡村家庭消费降级的影响比城市更加严重，老龄化对城镇低收入家庭各项消费的削弱也明显强于高收入家庭。［12］李军和周安华通过对CFPS（中国家庭追踪调查）2014年的数据进行分析发现亲代与子代间存在教育的代际流动，父亲受教育年限每提高1年，子代受教育年限提高0.16 年，子代上重点高中和全国重点大学的概率分别增加了6.5 个百分点和24.9个百分点。［13］李昊利用CFPS（中国家庭追踪调查）多期面板数据进行中介效应分析，以医疗支出为中介变量，研究人口老龄化对微观人力资本投资的作用机制，最终发现老龄化对家庭教育支出有负向影响，该影响主要发生在中低收入家庭。［14］汪伟提出了老龄化影响家庭教育支出的三大效应：一是家中老人寿命的延长加重了家庭养老负担，导致家庭对于子代的教育投入减少，这种效应称为老龄化的负担效应；二是家中老人寿命的延长减少了老人向成年子女的意外遗赠，降低了成年子女的转移性收入，导致家庭中成年子女对其子代的教育投入减少，这种效应称为老龄化的遗赠效应；三是成年子女对于自身预期寿命的延长会产生储蓄偏好，降低整体消费水平，从而减少对子女的教育投入，这种效应称为老龄化的寿命效应。最终得出结论，老龄化程度越高，家庭的教育投资率越低。［15］可以看出独生子女身份会对个人和家庭状况产生重要影响，这些影响会进一步影响该成年个体所在家庭的子代教育投入水平，本文将对这种影响的内在机制进行中介效应分析和检验，梳理其中存在的影响路径。

二、分析框架与研究假设

基于上述关于独生子女和家庭人力资本投资的研究，本文对亲代独生情况对家庭人力资本投资的影响作出如下分析：从教育优势的角度看，其他条件不变时，亲代独生子女人数越多，亲代总教育程度越高。独生子女拥有教育资源相对集中的优势，产生“汇流”效应，独生子女的教育获得更高，会接受更多的教育；受教育程度越高的父母越喜欢少生孩子，因此独生子女父母受教育程度更高，从而影响子代独生子女受教育年限。在其他条件给定时，亲代的受教育年限越高，对子代的教育支出就越高。从赡养老人的角度看，其他条件不变时，亲代独生人数越多，家庭老人比重越高。目前中国的养老方式中家庭养老仍然占据主体地位，尤其是65 岁以上的老人大多数行动不便需要人照顾的情况下，更可能寻求子女的帮助，而独生子女父母只能寻求其独生子女子代的帮助；独生子女父母更喜欢跟着其子代迁移。其他条件不变时，老人比重越高，家庭养老支出越大，对子代的教育支出越少，但是收入调节了赡养老人对子代教育支出的挤出效应，收入到达一定程度，这种挤出效应会消失。从直接影响来看，亲代独生子女独特的成长环境对其育儿观念或者消费观念等方面与非独生子女存在差异，实际可能影响对其子代的教育支出水平。

基于上述关于独生子女和子代教育投入的研究和分析，本文假设亲代独生人数通过两个路径影响子代教育投入（见图1）：

图1 影响机制导图

1.亲代教育溢价路径。通过亲代作为独生子女的教育资源集中优势，提高亲代作为独生子女的受教育程度，从而增加家庭对于子代的教育投入。

2.家庭老龄化路径。通过亲代独生子女赡养父母的负担，从而降低其对于子代的教育投入，其中家庭收入对该路径有调节作用。

三、数据来源、变量选取和模型设定

1.数据来源

本文使用西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2017 年中国家庭金融调查（CHFS）数据。该调查以2011年为基期，每两年调查一次，目前已经进行了四轮随机抽样调查，抽样方法包括分层、三阶段、PPS等，保证了调查数据抽样的科学性，调查样本覆盖全国除西藏、新疆、港澳台之外的29个省（自治区、直辖市），有效样本规模为40 011个家庭户和127 012个家庭户成员，具有全国代表性。

我国20 世纪60 年代及以前出生人口中非独生子女数量远高于独生子女数量，如果样本选取不考虑年龄可能会造成较大误差。本文以家庭户为样本单元进行实证研究，为了提高数据质量和参考价值，对总体样本进行筛选，保留了亲代是1970 年及以后出生的且在婚已育的双亲家庭，同时子代至少有一个在读生，剔除了部分重要数据缺失的样本，最终保留了4 938个家庭户作为有效样本。

2.变量选取

本文变量设置主要参考李超在研究微观人力资本投资中的教育投入时所选取的变量并加以修改得到。［16］家庭教育总支出由CHFS的2017年问卷第四部分问题“去年，您家在教育培训上一共支出了多少钱？”得出，其中包含了家庭中孩子上学、上兴趣班、留学、教材、器材费及课外学习培训等活动所产生的费用。平均每个孩子的家庭教育支出由家庭教育总支出除以家庭所有在读的孩子数得出，在控制家庭收入等指标的情况下，该指标可以衡量每个孩子在家庭中的教育获得水平。亲代独生子女人数是指亲代父母中没有亲生或者领养的兄弟姐妹的人数。父亲和母亲都是独生子女的家庭，将其称为“双独家庭”，赋值为2；父亲或母亲中的一方是独生子女的家庭，将其称为“单独家庭”，赋值为1；父亲和母亲都不是独生子女的家庭，将其称为“无独家庭”，赋值为0。亲代总教育年限是指父亲和母亲受教育年限的总和，受访者及其父母受教育信息在CHFS 中的问题为“您/父亲/母亲的最高教育程度”，选项为：“未上过学”“小学”“初中”“高中”“职高/中专”“大专/高职”“大学本科”“硕士研究生”“博士研究生”9 个选项。为了便于定量分析，将不同的教育程度进行赋值转化为受教育年限，分别是：未上过学=0，小学=6，初中=9，高中、职高/中专=12，大专/高职=15，大学本科=16，硕士=19，博士=22。传统观念认为子代教育获得主要与父亲的受教育程度和收入水平相关，但姚遂等人的研究表明母亲学历对子代教育获得的影响也非常显著，［11］与父亲学历的影响差异主要体现在子代的性别上，因此，本文将母亲与父亲同质化，不进行异质性区分。家庭老人比重是家庭中的老年人数除以家庭总人数，家庭中的老年人是指与家庭核心成员同住的65 岁及以上老人。控制变量包含了家庭经济情况、居住所在地情况、家庭成员情况三个方面。家庭经济情况主要包含家庭总收入、是否拥有一套房屋产权、家庭杠杆率。家庭总收入是家庭全部成员全年各项收入的总和；一个家庭户的受访者在“是否拥有一套房屋产权”问题中选择“是”，代表该家庭户拥有至少一个房屋的产权，不代表现居住地的房屋产权归属该家庭户；家庭杠杆率是家庭总负债对家庭总资产的比值，家庭杠杆率在一定范围内代表家庭的财富流动和财富增值能力，会对家庭人力资本投资水平产生影响。居住所在地情况按照CHFS变量说明表附件中的内容将全国29个省级区域划分为西部、东部、中部三个地区，城乡情况也按照变量表对应赋值，本文中的所在地情况为现常住地址所在地区，而不是户籍所在地区。家庭成员情况包含在读孩子数、孩子最高受教育年限、家庭规模、14 岁以下儿童比重、子代男孩比重。需要说明的是，孩子最高受教育年限是家庭中目前教育阶段最高孩子的教育年限，因为同一家庭中孩子所在教育阶段不同，孩子的教育阶段和家庭教育支出不具有严谨的线性关系，家庭最多的教育资源主要集中在教育程度最高的孩子身上，因此使用该变量衡量孩子整体年龄对于家庭教育支出的影响。14 岁以下儿童比重是14 岁以下儿童占家庭总人数的比重，子代男孩比重是在读的男孩人数占总在读孩子数的比重（见表1）。

表1 变量总体描述性统计

3.模型构建

分析框架部分阐述了亲代独生人数影响家庭人力资本投资的两条假设路径，包含亲代教育溢价和家庭老龄化程度。为了验证上述假设的真实性，需要建立模型进行中介效应检验。检验中介效应基本的方法是分步检验回归系数法，本文参考了温忠麟等人提出的模型设定和检验步骤，［17］以亲代独生人数为解释变量（用Number_parents_OC表示），亲代受教育年限和家庭老人比重为中介变量（用Years_edu_parents和Old_ratio表示），家庭教育支出为被解释变量（用Exp_edu表示），家庭收入为调节变量（用Income表示），其他控制变量用Xi表示，具体模型设置如下：

根据温忠麟的检验程序设置如下检验过程：第一步，检验模型（1），若α1显著，继续检验其他模型，否则检验结束；第二步，检验β1和ω1，若β1和ω1都显著，说明亲代独生人数可通过影响亲代受教育年限来影响家庭教育支出；第三步，检验γ1和ℓ1，若γ1和ℓ1都显著，说明亲代独生人数可通过家庭老人比重来影响家庭教育支出；第四步，检验υ3是否显著，如果显著则说明亲代独生人数可直接影响家庭教育支出。

为了提高上述检验的稳健性，对第一条路径使用Sobel检验和Bootstrap 法进行中介效应检验，由于第二条路径存在调节效应，所以使用SEM 法对第二条路径进行中介效应检验，用Bootstrap 法检验调节中介效应。为了减少异方差对回归的影响，对家庭总教育支出和家庭收入等变量取对数处理。由于被解释变量家庭教育支出恒大于等于0，且存在一定量样本的被解释变量取值为0，因此在对模型进行实证分析时，除了OLS基础回归外，还采用Tobit截尾回归进行比对，提高回归稳健性。

四、实证分析与检验

1.总样本回归结果

表2 中包含了总样本的总效应、亲代教育溢价路径、家庭老龄化路径与直接效应回归结果。本文对亲代独生人数影响家庭教育支出的总效应和中介效应两步法全部进行了基础OLS 回归和Tobit回归的实证检验。通过回归结果可以发现上述两种回归方法所得出的结果并不存在实质上的差距，仅t检验结果存在细微差距，故为了简化表格使结果更直观，表内回归均仅展示Tobit 回归结果。回归（1）为亲代独生人数影响家庭教育支出的实证Tobit 回归，结果表明家庭中亲代独生人数每增加1人，家庭总教育支出提高9.2%①由于该回归因变量取对数形式且相关系数接近于0，直接近似用相关系数乘以100 解释该变量的百分比弹性，当相关系数与0相差较多时需要计算（eβ-1）×100解释该变量百分比弹性。下文同理。。

表2中回归（2）（3）为亲代教育溢价路径的两个步骤。回归（2）是亲代教育溢价路径的第一步检验，被解释变量为亲代总教育年限，回归结果表明家庭中亲代独生人数每增加1人，家庭亲代总教育年限提高1.058 年。回归（3）是亲代教育溢价路径的第二步检验，在回归（2）的基础上加入了中介变量亲代受教育年限，被解释变量为家庭教育支出，回归结果表明家庭亲代总教育年限每增加1年，家庭教育支出提高7.1%，而亲代独生人数对教育支出的影响不显著。综合回归（2）（3）的结果可以证明亲代独生人数通过亲代总教育年限影响家庭教育支出，并且该路径为完全中介效应，中介效应方向为正，验证了教育溢价路径的假设，独生子女确实通过“汇流”效应获得了更多的教育资源，从而获得更多的教育机会，拥有更高的受教育程度，并且在成年养育下一代的时候，会更为子代增加一定的教育投入。

表2 总效应及中介效应两步法回归结果

表2 中回归（4）（5）为家庭老龄化路径的两个步骤。回归（4）是家庭老龄化路径的第一步检验，被解释变量为家庭老人比重，回归结果表明亲代独生人数每增加1 人，家庭中65 岁以上老人比重就增加0.537 个百分点。回归（5）是家庭老龄化路径的第二步检验，在回归（4）的基础上加入了中介变量家庭老人比重和其与收入的交互项，被解释变量为家庭教育支出，综合回归（4）（5）的结果可以证明亲代独生人数通过家庭老人比重影响家庭教育支出，家庭收入起到了调节作用，家庭收入越高，老人比重对家庭教育支出的影响越小。该路径为部分中介效应中的遮掩效应，中介效应方向为负，独生子女的父母相较于非独生子女的父母更可能与成年独生子女同住，并且通过各项老年支出挤压独生子女对其子代的教育支出。

2.稳健性检验

表3是中介效应亲代教育溢价途径Sobel检验和Bootstrap自举法检验结果，目前越来越多的学者倾向于使用Bootstrap 自举法检验，因为Sobel检验假设统计量满足正态分布假设，而Bootstrap 自举法在进行推论检验时，不需要对统计量的抽样分布的形状做出任何假设。由表3 可知Sobel 检验输出的第一条途径的中介效应结果在1%的水平上显著，间接效应的影响系数经过中介效应的计算公式直接计算得到，间接效应系数结果为0.917×0.071=0.065，总效应的系数比基础OLS 法（系数=0.092）小了0.001，但在1%的水平上显著，显著性比基础OLS 法更强。Bootstrap 自举法检验输出的结果不包含总效应影响系数，因此Bootstrap 法的中介效应占总效应比重中的总效应系数使用表3 回归（1）的数值为0.092，得到中介效应的占比为74.9%。Sobel 检验与Bootstrap 自举法检验得到的结果与两步法得到的结果在间接效应、直接效应和总效应的数值上存在偏差但总体结论一致，即存在中介效应第一条路径，亲代独生人数越多，亲代受教育年限越高，家庭教育支出越高。

表3 亲代教育溢价路径稳健性检验

表4 是中介效应第二条路径的检验结果，由于存在调节效应，所以不能直接使用Sobel 方法检验。Hayes（2013）和Preacher（2007）详细阐述了调节中介效应的理论背景和框架，提供了检验调节中介效应和计算条件间接效应大小的方法，具体步骤包括：先使用stata中sem和nlcom命令进行基于正态分布假定的方法估计，然后再使用Bootstrap 自举法获得标准误和置信区间的估计，并且计算在调节变量取值为均值减标准差、均值和均值加标准差的条件间接效应，结构方程模型（SEM）条件间接效应可以通过将结构方程模型的估计系数与调节变量相乘得到（见表4）。由上文模型（3）（5）可知，条件间接效应（即含有调节变量的中介效应）为γ1(ℓ1+ℓ3Income)，表4 结构方程模型SEM 部分估计了该公式中的重要参数，并通过这些参数解释了条件间接效应与调节变量家庭收入之间的关系：条件间接效应随着收入的增加而减小，即家庭收入越高的家庭中，亲代独生人数通过老人比重影响教育支出的遮掩效应越大。表4其他部分（调节变量不同取值下的条件间接效应）分别使用nlcom 命令正态分布假设估计和使用Bootstrap自举法估计调节变量取值为均值减标准差、均值和均值加标准差的情况下，条件间接效应系数的大小和显著性。结果显示在正态分布假设下和Bootstrap自举法得到的结果几乎没有差别，条件间接效应整体上随着调节变量从均值减标准差、均值到均值加标准差，遮掩效应越来越小，直到调节变量取值为均值加标准差时彻底消失，其估计量不显著。这说明收入具有调节亲代独生家庭老龄化负担对家庭教育支出的挤出效应的作用，随着收入的增加而逐渐降低直到消失，符合之前学者的研究结论，［18］收入到达较高水平的家庭，基础物质生活条件得到较大满足，赡养老人的消费支出对其他支出的影响逐渐消失，家庭消费决策更倾向于主观的消费偏好，而不是客观的生存和抚养压力。

表4 家庭老龄化路径稳健性检验和调节变量取值检验

3.分样本回归

表5 显示分样本亲代独生人数对于家庭教育支出的影响与总样本相比发生了显著的变化。城镇家庭亲代独生人数对家庭教育总支出的影响相比总样本有较小提高，总体方向不变，乡村家庭亲代独生人数对家庭教育总支出的影响为负且不显著。同时可以发现乡村家庭在读的孩子数对于家庭教育总支出的影响远远大于城镇家庭，这说明城镇家庭的子代教育“汇流”效应比乡村更强。除东部地区家庭亲代独生人数对家庭教育总支出的影响依然显著外，中部地区和西部地区亲代独生人数对家庭教育总支出的影响都不显著，其中西部地区甚至方向转为负。此外，仍然值得注意的是中部地区家庭收入对于家庭教育支出的影响不显著，这说明中部地区各省中低收入家庭格外重视教育，中部地区的几个省，如吉林、黑龙江、河南和湖北等都是教育大省，基础教育普及率名列前茅，但高等教育水平并不突出。［19］为了探究这种变化的原因，对每个分样本进行中介效应回归，检验分样本影响路径差异。

表5 分样本总效应回归结果

分样本亲代教育溢价路径中介效应回归结果如表6 所示。由结果可知城镇家庭亲代独生子女人数越多，亲代受教育年限越高，从而增加家庭教育总支出。乡村家庭虽然也具备这种影响特征，但乡村家庭亲代独生人数对亲代受教育年限的影响比城镇家庭小，显著性也更低。这种现象的成因除了城镇家庭“汇流”效应更强之外，还可能与乡村人才流失密切相关，受教育年限越高的年轻人越倾向于离开乡村到城镇发展，最后留在乡村的是无论独生子女还是非独生子女，都属于受教育程度较低的群体，这也会导致乡村家庭亲代独生人数对亲代受教育年限影响比城镇家庭低。乡村亲代受教育程度每增加1 年，家庭教育支出增加8.3%，高于城镇的6.2%，说明乡村父母受教育程度的增加对其子代的受教育程度和教育回报率的期待相比城市影响程度更高。

由表6 可知东部、中部和西部地区第一条路径的结果在相关系数方向上基本一致，说明不同地区家庭亲代独生人数都会通过亲代受教育年限影响家庭教育支出。东部地区和西部地区亲代独生人数对亲代受教育年限影响几乎相同，中部地区反而是最低的，以亲代作为子代时的教育经历为视角来解释这种现象，这说明中部地区家庭对子代教育本身就有更高的期待，即使只有一个孩子，也会倾注大量的教育资源，因此多一个子女，家庭教育支出百分比增幅就会小，在家庭教育资源有限的情况下，单个孩子教育获得的“挤出”效应就会更大，从而降低受教育程度。

表6 分样本亲代教育溢价路径回归结果

分样本家庭老龄化路径中介效应回归结果如表7 所示。由结果可知城镇家庭亲代独生子女人数越多，家庭中65岁以上老人比重越高，在家庭总收入的调节下家庭教育总支出越高，城镇样本下，该路径条件间接效应与直接效应异号且直接效应不显著，因此为部分中介效应的遮掩效应。乡村家庭中独生子女与老人同住概率比城镇更高，这是因为乡村中普遍都有“养儿防老”的观念，父母与子女普遍同住，独生子女父母只有一个孩子，因此和父母同住的概率更大。乡村家庭65岁以上老人比重对家庭教育支出的影响不显著，家庭收入的调节效应也不显著，农村家庭普遍收入较低，生产方式以农业生产为主，同时我国乡村农业人口养老机制还不完善，乡村65岁以上的老人，尤其是男性，依然可以作为劳动力进行农业生产，不会产生过多的老龄化负担挤压子代教育支出，［20］从另一方面来看，乡村家庭普遍收入较低，教育支出本来就很低，被挤压空间相对较小。

由表7可知东部地区亲代独生人数对家庭老人比重影响不显著，方向为负，东部地区经济发达，社会养老和机构养老体系较为成熟，老人通过养老金自给自足的能力更强，更愿意接受机构养老，［21］不受是否独生子女身份影响，另一方面独生子女父母思想更容易走出“养儿防老”的传统观念，而不选择和子女同住。有研究表明任何年龄的独生子女与父母同住的概率都高于非独生子女，但是独生子女与父母同住的概率会随着年龄的增加而减少，［22］中部和西部地区回归结果符合结论。中部地区亲代独生人数对家庭老人比重影响低于西部地区，通过和城乡样本差异进行对比不难发现经济越发达的地区亲代独生人数对家庭老人比重影响越小。东部地区家庭老人比重对家庭教育总支出影响显著，而中西部地区影响不显著，说明中西部地区家庭老龄化挤压教育支出不具有普遍性。

表7 分样本家庭老龄化路径回归结果

综合分样本两条路径结果来看，乡村家庭相比城镇家庭对子代教育投入影响不显著的原因主要是：乡村家庭亲代独生人数增加，亲代总教育溢价增加较弱，老龄化负担增加更强，正向亲代教育溢价的促进效应减弱，负向老龄化负担的遮掩效用增强，从而导致农村家庭亲代独生人数对子代教育投入的影响不显著；中部地区家庭更重视教育，“汇流”效应不如东部地区强，独生教育溢价较低，西部地区教育资源匮乏，亲代获得的教育溢价对子代教育支出的影响程度相比于东部地区更小，从而导致中西部地区家庭亲代独生人数对子代教育投入影响不显著。

4.独生“汇流”效应的代际传递

在研究独生“汇流”效应的代际传递时，我们依然将亲代独生子女人数作为解释变量，被解释变量替换为子代人均教育支出对数，并且根据子代是否为独生子女进行分组，探究亲代独生对子代的教育“汇流”的代际影响。

在控制了家庭信息后，总样本亲代独生人数对子代的人均教育支出影响显著，亲代独生人数每增加1 人，子代人均教育支出增加9.7%。在子代为独生子女的家庭样本中，亲代独生人数对子代人均教育支出的影响相比总样本更加显著，亲代独生人数每增加1 人，子代人均教育支出增加11.3%，而子代为非独生子女的家庭样本中，亲代独生人数对子代人均教育支出的影响不显著。上述实证结果说明独生“汇流”效应存在代际传递，亲代的独生教育溢价更容易传递到独生的子代身上，而非独生子女家庭则不存在这种传递关系（见表8）。

表8 “汇流”效应的代际传递

五、结论与建议

与以往的独生子女研究不同，本文聚焦已经成家并且开始对下一代进行教育投资的出生队列相对较早的独生子女，研究考察了当代中国家庭结构背景下，中生代独生子女做为亲代对子代教育投入的影响因素与传递机制，探索了教育溢价与老龄化两条中介效应路径，延续了中国独生子女研究的生命周期脉络，进一步丰富了独生子女和家庭人力资本投资相关研究。本文采用2017 年中国家庭金融调查（CHFS）数据，利用数理统计、中介效应分析、中介调节效应分析等方法对我国家庭亲代独生情况影响家庭人力资本投资机制进行研究。主要结论如下：

首先，亲代独生人数与子代教育投入总体呈现正相关变动，独生子女通过“汇流”效应获得了更多的教育资源，从而获得更多的教育机会，并且在成年养育下一代的时候，会为子代增加一定的教育投入，独生子女存在教育溢价，亲代独生人数越多，亲代的总教育溢价越高，子代的教育投入越高，该中介路径为完全中介效应，占总效应比例超过70%。

其次，亲代独生人数通过家庭老龄化程度影响子代教育投入，独生亲代相较于非独生其与老年父母同住的可能性更高，从而挤压独生亲代对其子代的教育投入，家庭总收入起到了调节作用，家庭收入越低，家庭老龄化程度对家庭教育支出的影响越显著。

再次，城镇家庭亲代独生人数对子代教育投入的促进作用比农村家庭更高，农村家庭亲代独生人数对家庭子代教育投入的影响不显著。东部地区家庭亲代独生人数对家庭子代教育投入的影响依然显著，中部地区和西部地区亲代独生人数对家庭教育总支出的影响都不显著。通过分路径中介效应分析可知，农村家庭相比城镇家庭而言，农村家庭亲代独生人数增加，亲代总教育溢价增加较弱，老龄化负担增加更强，从而对家庭微观人力资本投资影响不显著；中部地区家庭更重视教育，“汇流”效应不如东部地区强，独生教育溢价较低，西部地区教育资源匮乏，亲代获得的教育溢价对子代教育支出的影响程度相比于东部地区更小，从而对家庭子代教育投入不显著。

最后，子代为独生子女的家庭，亲代独生人数对子代教育投入有正向促进效应且效应显著，子代为非独生子女则不显著，说明亲代是独生子女身份的人数越多，对于独生子代的个体教育投入就越多，而非独生的子代个体所获得的教育投入则不会随着亲代独生人数的增加而增加。

随着早期独生子女生命周期进程的不断推进，他们在家庭中的地位不断提高，独生子女担任父母角色的比例会越来越高，他们的思想、经济、文化程度和所处的社会家庭环境会对其子代的教育投入造成一定程度的客观影响。从上述结论出发，提出以下建议：

第一，加强社会化抚养和社会化教育进程，使独生子女和非独生子女在家庭中的教育获得差异能够通过社会化进行一定程度上的稀释，从而促进社会教育公平。控制独生子女成年后对其子代的教育投入与非独生子女对其子代的教育投入的差距继续拉大，进一步缓解社会阶级固化，尽量避免社会流动性不足等风险。

第二，重视独生子女家庭养老问题，加强与完善相关扶持政策，保障独生子女父母养老服务；社会要积极引导独生子女赡养老人的方式方法，鼓励独生子女父母积极参与社会活动，继续实现自身价值；改变传统家庭养老的观念，大力推广社会养老或者机构养老。

第三，发展“银色”经济和政府社会化养老体系，积极促进老年人就业，减轻家庭养老负担，从而减轻老龄化负担对于家庭教育支出的挤出效应，尤其让家庭收入较低的孩子能够拥有更多的教育资源。

第四，彻底改变城乡二元的发展定式，在推进新型城镇化发展的同时，也要兼顾新农村建设，促进农村经济发展，保障农村就业人数，避免农村独生子女在接受教育后大批量地离开农村，从而使农村老龄化严重，人才严重匮乏。协调不同地区的教育资源分配，在全国各地因地制宜地推动教育发展，削弱地域引起的教育歧视，推动社会协调有序发展。