不同性别子代教育对农村老年人健康的影响——基于中介效应和干预效应的差异分析①

崔鑫妍 王琳 于爱华 刘华

（1.南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095；2.南京晓庄学院 新闻传播学院，江苏 南京 210017；3.江苏沿海地区农业科学研究所，江苏 盐城 224002）

1 引言

随着生育率的下降及预期寿命的提高，中国人口老龄化问题日益严重，据第七次全国人口普查数据显示，中国60岁及以上人口为26402万人，占18.70%，与2010年相比上升5.44%。从城乡分布看，中国人口老龄化呈现出城乡倒置的现象[1]，农村人口老龄化问题尤为突出[2]。健康老龄化是缓解人口老龄化压力的关键[3]，关乎着社会的和谐稳定与可持续发展，政府和社会也以促进健康老龄化作为长期的发展战略[4]。养老方式的选择关系着老年人生理和心理的健康状况。国家虽然大力倡导社会养老，但家庭养老仍是中国当前主要的养老方式[5]，尤其在广大的农村地区。

子女作为家庭养老的主要责任者，其自身状况对老年人的健康产生一定的影响。其中，子女教育水平带来的影响越来越被学界所关注，大多数研究发现其对老年人的健康存在积极影响[6-8]。然而，当前文献在讨论子女教育时往往将儿子和女儿的受教育水平合并分析，不加以区分。现实中，儿子和女儿的受教育水平由于性别的差异，对老年人健康的影响可能存在差异性，当前研究的普遍做法可能会造成有偏的结论。本文将子女教育细分为儿子教育和女儿教育，以期识别两者对老年人健康影响的差异性。同时，相关文献在衡量老年人的健康方面往往采用自评健康、躯体健康、精神健康等单一维度，缺乏对老年人健康状况全面且系统的评价。本文引入世界卫生组织提出的“健康相关生命质量”这一概念，主要涵盖躯体健康、精神健康、角色功能等多个维度的生存状态，并通过量表系统且客观地评价老年人的健康状况，具有较好的公信度。

更为重要的是，儿子和女儿教育为什么在对老年人健康的影响上存在差异？对此，有必要探究子女教育对老年人健康的作用路径。当前学界虽然开展了包括经济支持[9]、精神慰藉[10]、行为养成[11]等相关讨论，但是多为单独识别某一路径，即使涉及多个路径，也尚未形成统一的分析框架，对影响路径的研究难免存在遗漏的可能，且缺乏区分儿子和女儿提供代际支持的差异性路径识别分析。然而，儿子和女儿提供的各类代际支持的侧重点可能存在差异性，如果不加以区分地讨论，势必会影响到作用路径的识别结果。本文重点聚焦于子女对老年人的代际支持，基于费孝通“反馈论”，将代际支持分为经济支持、情感支持和照料支持；鉴于中国的传统文化，当前社会普遍存在老人与子女同住的情况，这种方式不同于传统意义上的代际支持，本文亦将同住加入到影响路径的探讨中，试图更为全面地分别考量儿子和女儿教育对老年人健康影响的作用路径。

随着中国社会保障体系的不断健全，社会养老日益发展，当前学界在子女教育对老年人健康影响的延伸讨论很少关注社会保障政策这一家庭外部因素的干预作用，也忽略了亲子关系这一家庭内部因素的影响。客观识别这些内外部因素的干预作用，有利于更好地理解子女教育对农村老年人健康的影响。因此，本文试图进一步讨论农村社会保障政策（包括新农保、新农合）是否会干预子女教育对老年人健康的影响？同时，探究家庭内部亲子关系在子女教育与老人健康这两者间的作用。

基于以上背景和研究问题，本文利用2018年中国健康与养老追踪调查，以下简称CHARLS）的数据，构建健康相关生命质量指标，实证考察儿子教育和女儿教育对农村老年人健康的影响，并通过中介效应检验分别识别儿子教育和女儿教育的影响机制，进一步探讨农村社会保障政策及家庭亲子关系对子女教育与农村老年人健康之间关系的干预作用。

2 分析框架与研究假说

本文基于Grossman的健康需求理论及代际支持的相关理论，并结合已有文献，提出如下分析框架（详见图1）。学界探讨了教育影响健康的正外部性，认为家庭中其他成员的教育同样可以改善个体健康。子女作为家庭中极为重要的一份子，其教育水平理论上会影响到家中老年人的健康水平[12]。同时，由于儿子和女儿先天在生理和心理上有所不同，使得其所受教育产生的正外部性也存在一定的差异，从而可能会对家中老年人的健康水平产生不一样的作用。因此，本文提出研究假说1:子女教育对农村老年人的健康具有正向影响，其中儿子与女儿教育的影响维度和大小存在差异。

图1 分析框架

在研究假说1的基础上，进一步探究子女教育对老年人健康的影响路径，其中代际支持是重点。当前学界针对各种代际支持带来的影响开展了丰富的研究，证实子女对老人的经济支持放松了老年人的经济约束，有助于提高他们的健康水平[13]，照料支持及情感支持则会改善老年人的抑郁程度，改善其精神健康[14]。同时，由于中国社会存在与子女同住的现象，因此同住模式也是代际支持关系需要考虑的内容，学界也证实与子女同住的老年人生活质量和主观幸福感会更高[15]。此外，儿子和女儿生理和心理的差异会给予其不同的代际支持优势[16]，男性一定程度上比女性拥有更加广阔的就业空间，因此提供经济支持的可能性更高，传统性别制度又会使得儿子更会和父母同住；女性则拥有更加细腻的情感，更容易体察到父母的行为及情绪的变化，因此在情感支持上更具优势。同时，子女教育水平的提高会进一步强化儿子和女儿赡养老人的责任意识并放大自身相应的代际支持优势，从而改善老年人的健康水平。因此，本文提出研究假说2:儿子教育主要通过经济支持、同住模式的作用路径影响农村老年人健康，而女儿主要通过情感支持的作用路径影响农村老年人健康。

另外，本文还试图探讨家庭内外部因素对子女教育与老年人健康之间关系的影响。外部因素方面，新农保主要通过降低老年人劳动供给强度[17]，提高医疗服务利用[18]，放松对子女的经济依附关系[19]，改善家庭内部关系[20]等方式提升老年人的生活满意度和健康水平。新农合则显著降低农村老年人的医疗支出，增进老年人预防性卫生保健服务，从而促进身心健康的改善[21]。当前文献大多证实农村社会保障虽然对子女的经济支持产生一定的挤出效应，但改善了家庭关系，增加了子女在情感和照料上的代际支持，整体上与家庭养老往往形成互补关系[22]。因此，农村社会保障政策从理论上会干预子女教育与老年人之间的关系，使得子女教育带来更大的边际效应。内部因素方面，中国常言道“家和万事兴”，融洽的亲子关系意味着更加良性的代际互动，从而使得子女教育带来的外部效应更加明显。因此，亲子关系理论上同样起着干预作用，良性的亲子关系会促进子女教育对老年人健康的积极影响。因此，本文提出研究假说3:家庭外部因素（农村社会保障政策）及家庭内部因素（亲子关系）会对子女教育与农村老年人健康的关系产生干预作用。

3 数据、变量与方法

3.1 数据来源

本文采用的数据来源于CHARLS。至2018年全国追访完成时，其样本已覆盖总计1.24万户家庭中的1.9万名受访者。鉴于本文的研究主体是老年人，参考国际规定，选取年龄在60岁及以上的样本；其次，依据户口所在地为农村，进一步筛选、获得农村样本；此外，本文重点研究子女教育带来的影响，因此选取有子女的样本进行研究；最后，剔除遗漏关键变量（如子女教育变量、老年人健康相关指标变量等）的样本，最终得到有效样本，共计2242个。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量

为更加全面、系统地衡量农村老年人的健康，本文引入健康相关生命质量的概念，它最早是由世界卫生组织提出，包括躯体健康、精神健康、角色功能等多个维度。在具体量表的选择上，本文采用欧洲五维健康量表（EQ-5D）对农村老年人的健康相关生命质量进行衡量，这是目前国际上在健康相关生命质量研究中应用最广的通用量表之一[23]。该健康量表包含问卷及效用积分换算表，主要从五大维度衡量健康相关生命质量，具体包括行动能力、自我照顾、日常活动、疼痛或不舒服、焦虑或抑郁，由于原有的EQ-5D量表每个维度只对应一个问题，很难通过这些维度进行深入分析，因此本文借鉴其他研究，将CHARLS的问卷内容进一步扩展EQ-5D五大维度的内涵（见表1）[24]。每个维度根据健康问题严重性分为三个水平:水平1代表没有问题，水平2代表有中度问题，水平3代表有严重问题，本文将CHARLS问卷中对应扩充问题的选项进行合并，进而构成3个选项与之对应。

表 1 EQ-5D问卷扩充及效用积分换算表

效用积分换算表方面，本文采用中国的效用值积分换算表（见表1）[25]。换算公式为总得分=1-（常数项+行动能力得分+自我照顾能力得分+日常活动能力得分+疼痛或不舒服得分+焦虑或抑郁得分+调整项）②公式中常数项为0.039，调整项在任一维度的得分等于该维度水平3的系数时为0.022，否则为0。各维度得分计算过程见表格注释。。各个维度得分由扩充后的问题赋值换算后取平均值。其中，各维度得分越高，代表相应维度的健康状况越差；总得分越高，代表健康相关生命质量整体水平越高。

3.2.2 核心解释变量

本文的核心解释变量为儿子教育和女儿教育，采用子女的受教育年限表示。由于农村老年人普遍存在拥有不止一个子女的情况，本文参考学界普遍做法[10-11]，采用家中子女的最大受教育水平来衡量，对儿子教育和女儿教育均采用这种处理办法。

3.2.3 中介变量

本文的中介变量为子女的代际支持，与核心解释变量一一对应，具体指最大受教育水平的子女提供的代际支持。本文对不同住子女的中介变量分别涉及经济支持、情感支持和照料支持这三方面。其中，经济支持由过去一年该子女提供的金钱总数和物品总价值来表示，并进行取对数处理。情感支持由与该子女通过电话、短信、信件或电子邮件联系来表示，模型中用相应频率转换成一年之内的联系次数来度量。照料支持为避免与被解释变量构成内生性，选取该子女是否居住在附近作为代理变量[26]。针对同住子女，中介变量为同住模式，即是否与子女同住。

3.2.4 控制变量

控制变量主要是子女数量、农村老年人的个体特征，包括性别、受教育年限、年龄、有无同住配偶、有无饮酒或吸烟行为、家庭流动资产。考虑到家庭背景、遗传因素的影响，加入样本15岁时的健康状况予以控制。此外，鉴于各地经济及文化的差异，对地区进行控制。

3.2.5 描述性分析

如表2所示，农村老年人健康相关生命质量总得分最大值为0.961，最小值为0.057，说明农村老年人之间健康差异较大。核心解释变量上，儿子平均受教育年限高于女儿平均受教育年限。中介变量中儿子与女儿提供的代际支持差异较大，儿子与老年人同住的情况更多。

3.3 模型设定

3.3.1 基础回归模型

为检验子女教育对农村老年人健康相关生命质量的影响，本文构建以下基础回归模型:

其中，EQi为农村老年人健康总得分或各个维度健康，EDUM为儿子教育，EDUF为女儿教育，βM、βF衡量的是儿子教育和女儿教育分别对健康相关生命质量或各个维度健康的影响，Xi表示控制变量，δi为地区固定效应，μi为随机扰动项。

表 2 变量定义及描述性分析

3.3.2 中介效应模型

为进一步考察代际支持在儿子教育和女儿教育对农村老年人健康相关生命质量中的中介效应，本文借鉴学界常用的方法和步骤[27]，分析经济支持、情感支持、照料支持、同住模式在影响路径中的中介效应，具体构建如下回归方程:

在（2）-（4）式中，EQ为农村老年人健康相关生命质量或各个维度健康，EDU为儿子或女儿的受教育年限，SUPPORTi为第i个代际支持中介变量，X为控制变量，e1、e2、e3为随机扰动项。（2）式中的c表示儿子或女儿受教育年限对农村老年人健康相关生命质量影响的总效应。（3）式中的ai为儿子或女儿受教育年限对相应第i个代际支持中介变量的影响效应。（4）式中的c’是在控制代际支持的影响后，儿子或女儿受教育年限对农村老年人健康相关生命质量影响的直接效应；bi是在控制儿子或女儿受教育年限后，第i个代际支持中介变量对农村老年人健康相关生命质量的影响效应。

依次检验的过程包括:第一步，检验儿子或女儿受教育年限对农村老年人健康相关生命质量影响的总效应c是否显著，如不显著则无需进一步检验，如显著进入第二步。第二步，依次检验儿子或女儿受教育年限对相应第i个代际支持中介变量的影响效应ai、第i个代际支持中介变量对农村老年人健康相关生命质量的影响效应bi是否显著，如两者均显著，则间接效应显著，跳至第四步检验；如两者至少有一个不显著则进入第三步检验。第三步，采用bootstrap方法检验间接效应是否显著，如显著则进入第四步检验，如不显著表示不存在中介效应，则停止分析。第四步，比较aibi与c’的符号，如同号则说明存在中介效应，如异号则说明存在遮掩效应。

3.3.3 干预作用识别模型

为识别农村社会保障政策和亲子关系在儿子教育、女儿教育对农村老年人健康相关生命质量影响中的干预作用，本文构建子女教育与家庭内外部因素的交互项，具体的回归模型为:

（5）式和（6）式用于识别农村社会保障政策中新农保和新农合的干预作用，其中NONGBAO、NONGHE分别指是否有新农保、是否有新农合，均为0-1变量，实证中重点关注系数α3和β3。（7）式用于识别亲子关系的干预作用，亲子关系选取老年人对子女的满意度来衡量，其中SATIS为是否对子女满意，同样为0-1变量，重点关注系数γ3。

4 实证结果分析

4.1 不同性别子代教育对农村老年人健康的影响

表3汇报了儿子教育和女儿教育对农村老年人健康相关生命质量及其各维度影响的回归结果。结果发现，在总得分方面，儿子教育和女儿教育均对其具有正向促进作用，但并不显著。通过系数比较可知，相较于女儿教育，儿子教育的影响力度更大。从各个维度的健康来看，虽然儿子教育和女儿教育基本对各个维度的健康具有改善作用，但发挥作用的侧重点存在差异。儿子教育对自我照顾能力的改善作用大于女儿教育，且在5%的置信水平上显著。此外，儿子教育在日常活动能力、疼痛或不舒服的改善作用也更大，但均不显著。相较而言，女儿教育的改善作用主要表现在老年人的行动能力和焦虑或抑郁上，且均在10%的置信水平上显著。同时，在这两个维度，女儿教育的影响力度也比儿子教育更大。较好地验证了研究假说1的内容。

表3 不同性别子代教育对农村老年人健康相关生命质量影响的回归结果

4.2 代际支持的中介效应检验

4.2.1 代际支持在儿子教育对农村老年人健康影响中的中介效应

根据回归结果，儿子教育对总得分、自我照顾能力、焦虑或抑郁均具有显著作用，因此对这三方面继续检验。儿子教育的提升显著增加了中介变量中的经济支持和情感支持，减少了照料支持和同住模式（见表4）。在总得分方面，采用bootstrap方法进行1000次抽样检验发现，经济支持和同住模式的间接效应显著。进一步比较ab和c'的符号方向，经济支持这一路径符号相同，因此经济支持具有中介效应；同住模式这一路径符号相反，因此同住模式具有遮掩效应。在对自我照顾能力的影响路径检验中，通过bootstrap检验并比较ab和c'的符号方向，经济支持和情感支持均具有中介效应，且经济支持的中介效应占比（ab/c）明显高于情感支持；同住模式在5%的置信水平上具有遮掩效应。在对焦虑或抑郁的影响路径检验中，仅同住模式在5%的置信水平上具有遮掩效应。

表 4 代际支持在儿子教育对农村老年人健康影响中的中介效应

综上可知，儿子教育主要是通过经济支持、情感支持带来促进和改善作用，其中经济支持的中介效应占比最高。原因可能是男性相对于女性，在职场中拥有更多的就业机会和上升空间，教育水平的提高更强化了他们提供经济支持的优势。在总得分、自我照顾能力、焦虑或抑郁三方面影响路径的识别中，同住模式均表现为遮掩效应，即控制了与子女同住后，儿子教育对农村老年人健康的有利影响会进一步扩大。造成遮掩效应的原因在于儿子教育对同住模式是显著的负向作用。这种负向作用可能是因为儿子教育的提升促使其流向人力资本回报率更高的地区工作和生活，进而导致与父母分隔两地；同时长时间的求学经历可能会造成与父母不同的生活习惯和作息规律，使得双方选择分开居住来维护彼此的独立性[28]。

4.2.2 代际支持在女儿教育对农村老年人健康影响中的中介效应

根据回归结果，女儿教育对行动能力、焦虑或抑郁均具有显著作用，因此对这两方面继续检验。女儿教育的提升显著增加了经济支持、情感支持和同住模式（见表5）。在对行动能力的影响路径检验中，采用bootstrap抽样检验并比较ab和c'的符号方向，发现情感支持和同住模式具有显著的中介效应。其中情感支持的显著性相对更强且中介效应占比（ab/c）更高，可能是因为女性先天情感更为细腻敏感，生活中更容易捕捉到父母在日常行为上的变化，并及时给予帮助，进而改善老年人的行动能力。值得一提的是，女儿教育的影响过程中，同住模式具有中介效应，不同于儿子教育的影响过程中表现的遮掩效应。原因在于女儿教育对同住模式具有显著的正向作用，相较于儿子，女儿教育的提升可能并不足以使其远离家乡去寻求更多的发展机会。在焦虑或抑郁的影响路径检验中，采用bootstrap检验发现各路径均不存在中介效应。

表 5 代际支持在女儿教育对农村老年人健康影响中的中介效应

表 6 新农保、新农合、亲子关系干预下子女教育对农村老年人健康影响的回归结果（构建交互项）

以上实证结果部分地验证了研究假说2的内容。在中国传统观念的影响下，儿子一般作为家中的“顶梁柱”，提供经济上的主要支持，儿子教育的提升使得其更容易获得职业上的晋升及收入的增长，从而增加经济支持的优势，最终影响农村老年人的健康。相较而言，女儿一般被称作父母的“小棉袄”，她们往往在情感支持方面有着先天优势，教育的提升使得她们更具责任意识并善于运用自身优势去履行赡养义务，从而最终影响农村老年人的健康。通过以上结果的比较，也发现同住模式在儿子教育的影响路径中起遮掩作用，而在女儿教育的影响路径中具有中介效应。

4.3 进一步的讨论

通过基础回归结果和中介效应检验，本文证实不同性别子代教育均对农村老年人健康相关生命质量具有积极影响。考虑到家庭外部因素（农村社会保障政策）和内部因素（亲子关系），本文试图进一步探究这些因素对子女教育与农村老年人健康相关生命质量总得分之间关系的干预作用。

本文的农村社会保障政策选用新农保和新农合这两项，亲子关系则选取是否对子女满意来衡量，分别构建儿子教育、女儿教育与之的交互项带入回归方程，重点识别交互项的显著性情况。如表6所示，上述交互项均不显著，可能的原因是:当前新农保和新农合已经实现了大面积普及，样本中的参保率分别达到83.10%和93.76%③样本中拥有新农保的共计1863人，拥有新农合的共计2102人。，因此大多数农村老年人在新农保、新农合的差异较小；样本中高达93.84%④样本中对子女满意的共计2102人，回答该问题的共计2240人。的农村老年人对子女持满意态度，因此样本在亲子关系上的差异也很难捕捉。进一步观察发现，交互项的系数均为正，意味着随着子女教育的增加，有新农保与新农合、对子女满意的农村老年人健康状况会更好。

与此同时，本文利用分样本数据识别农村社会保障政策和亲子关系的干预作用。对于有新农保的老年人，儿子教育在10%的置信水平上显著提高老年人的健康总得分，而对那些没有新农保的老年人的作用则并不显著（见表7）。对于有新农合的老年人，儿子教育和女儿教育均正向影响老年人的健康，然而对那些没有新农保的老年人则是负向影响。可能的原因是没有新农合的老年人对子女的依附关系可能更强，子女教育程度越高，更可能存在与父母分隔两地的情况，这样反而不利于照料老人，从而老年人的健康状况可能更不好。在亲子关系上，对不满意子女的农村老年人而言，儿子教育甚至对其健康总得分具有负向影响，而在女儿教育上则没有这种现象。至此，一定程度上研究假说3得以基本证实。

表 7 新农保、新农合、亲子关系干预下子女教育对农村老年人健康影响的回归结果（分样本回归）

5 结论与讨论

本文基于2018年CHARLS数据，系统地构建健康相关生命质量指标，分别考察不同性别子代教育对农村老年人健康相关生命质量及各维度健康的影响并比较影响的差异性；本文重点聚焦于代际支持，并将其分为四种类型，通过中介效应检验识别不同性别子代教育对老年人健康影响的作用路径。此外，本文进一步探讨了家庭外部因素（农村社会保障政策）及内部因素（亲子关系）对子女教育与农村老年人健康相关生命质量之间关系的干预作用。主要研究结论如下:

（1）子女教育对农村老年人的健康相关生命质量基本均具有有利影响，但是不同性别子代教育的影响维度和大小存在差异。总得分方面，无论是儿子教育还是女儿教育均具有正向影响，但儿子教育的影响力度更大。各维度健康方面，儿子教育对老年人自我照顾能力的积极作用更加显著，且大于女儿教育的影响力度。女儿教育则显著改善农村老年人的行动能力、焦虑或抑郁，且均大于儿子教育的改善力度。

（2）儿子教育和女儿教育的影响路径存在差异，儿子教育主要通过经济支持这一路径发挥作用，而女儿主要通过情感支持这一路径发挥作用。通过中介效应检验儿子教育的影响路径发现:在总得分方面，经济支持具有中介效应，而同住模式则具有遮掩效应；在自我照顾能力方面，同住模式具有遮掩效应，经济支持和情感支持均具有中介效应，且经济支持的中介效应占比更高；在焦虑或抑郁方面，仅同住模式具有遮掩效应。检验女儿教育的影响路径发现:在行动能力方面，情感支持和同住模式均具有中介效应，其中情感支持的中介效应占比更高；在焦虑或抑郁方面，代际支持均不具有中介效应。

（3）家庭外部因素（农村社会保障政策）及家庭内部因素（亲子关系）一定程度上会对子女教育与农村老年人健康之间的关系产生干预作用。由于样本在这两大因素上的差异较小，构建交互项的回归结果并不显著。通过分样本分析发现，对于有新农保和新农合、亲子关系更好的老年人，无论是儿子教育还是女儿教育都会提高老年人的健康总得分，其中儿子教育对有新农保、有新农合的老年人的健康均具有显著地促进作用。

基于此，本文建议:（1）增加教育投入，重视子女教育。政府要出台更多教育相关政策，减轻农村家庭的教育压力，充分保障义务教育并增加高等教育的可及性，同时也要注重公共教育和技能培训。家庭要形成正确的教育观念，平等对待儿子和女儿的教育问题，尤其是当前部分农村地区忽视女儿教育的情况下，更要重视并加大女儿的教育投入。（2）加强代际关系，优化家庭分工。本文证实代际支持具有中介效应，因此要引导子女更乐意、更有针对性地提供代际支持。政府通过设计探亲假、高龄照护假等方式方便子女履行赡养和探望义务。家庭要逐步建立男女平等的规范，促使优化家庭养老分工，使得儿子和女儿都能发挥其比较优势。（3）普及保障政策，发挥干预职能。有必要继续加强农村社会保障制度建设，尽早实现农村医疗保险和养老保险的全面覆盖，并不断优化各类社会保障政策的服务功能，引导农村老年人享受政策福利。（4）营造良好氛围，崇尚敬老爱老。良好的亲子关系有利于放大子女教育的正向效应，因此弘扬敬老爱老的传统美德，提倡“常回家看看”，给予老年人更多的陪伴，建立良好的亲子关系，营造祥和共荣的社会风尚。

需要说明的是:本文在同住模式的中介效应检验中，将同住变量视为一种结果变量，侧重于考察同住在子女教育对老年人健康影响路径中的作用，忽略了同住的决策过程。然而实际上，同住与否、为何同住、与哪个子女同住是一个较为复杂的动态过程。本文试图对农村社会保障政策和亲子关系的干预作用进行探讨，然而由于新农保、新农合当前已基本普及，加之样本数据中亲子关系总体情况较为满意，造成样本之间的差异度不显著，不能充分识别这种干预作用。与此同时，对于老年人的健康而言，社会保障与子女保障之间从理论上有可能存在替代关系，但从现有文献和本文的研究结论来看，两者之间更多地表现为互补关系，本文提出一个可能的猜想是:两者之间的关系可能与资源条件有关，在资源条件约束的情况下更多呈现出替代关系，而在资源条件放松的情况下表现为互补关系。当然这些解释需要更为丰富的数据资料进行更为严谨地佐证，亦是未来的研究方向。