外部教育支持下的家庭教育支出與代際經濟支持
——基于CFPS的實證研究

李 卉

（南京農業大學經濟管理學院，江蘇南京 210095）

1 問題的提出

2015年以后我國人口老齡化問題日益凸顯，給我國的養老體系帶來了巨大的挑戰，因此有學者提出全面放開二胎政策可以緩解人口老齡化帶來的家庭問題[1]，提升家庭幸福感。從長期看，子輩數量增加似乎能減輕家庭的養老負擔，但是短期內是否會讓家庭陷入困境？被贍養人無法馬上享受多子女的福利，甚至還會面臨與孫輩“搶占”家庭資源的困境，尤其是在教育成本逐漸增加和教育資源分配不均的境況下，是否會影響被贍養人的福利？

目前，已有大量研究從家庭和社會的角度探究其對代際經濟支持的影響，但多考慮家庭中父子兩代人的因素。主要涉及子代的經濟狀況、性別、數量等特征，子女的經濟狀況越好，給父母的經濟支持越多[2]，而且這種贍養行為還存在明顯的性別差異[3][4]，子女數量對經濟支持的獲得一直存在爭議[5][6][7]，為了克服結果的不一致性，利用Heckman兩階段備擇模型得出“競相示范”作用大于“互相卸責”作用的結論，即子女數量增加，則老人獲得經濟支持的可能性和程度都顯著上升[8]；從被贍養人特征方面，主要包括收入水平、健康水平、與兒女的互幫互助行為、居住模式等，收入與其獲得代際經濟支持的概率呈負向關系[9]，與老年人的身體健康負相關，身體越差的老人更需要生活照料而不是物質幫助[10]，代際間保持緊密的互動，代際經濟支持會增加[11][12]，父輩近期內對子代投資不會對子代的贍養行為產生顯著影響[13]，但為子女提供隔代照顧會加強子女的代際支持[14]，若與子女不同住則會給父母帶來更多的金錢或實物上的補償[15]，“分而不離”的居住模式通過促進子女的經濟支持從而提高了老年人的主觀福利水平[16]。從社會的角度，主要研究養老保險制度對代際經濟支持的影響，利用不同的數據集和計量方法得出的結論也不一致，有的學者認為來自社會的代際轉移會“擠入”家庭代際經濟支持[17]，有的學者則認為會“擠出”[18][19][20]。以上研究皆從兩代人的特征考慮其對代際經濟支持的影響，即使考慮外部條件，也僅限于研究對被贍養人產生直接影響的養老保險制度等政策，并且使用微觀數據進行計量分析時，研究對象多為個人樣本，少有文獻從家庭整體出發，將家庭視為獨立個體進行研究，強調家庭中多方個體共同進行決策，而不突出某個家庭成員的經濟行為。

若將研究框架擴展至三代人，一般從社會學角度分析背后的動機，研究家庭資源代際分配的類型及其影響因素[21][22]，影響因素包括祖輩對孫輩的經濟支持等[23]，少有文獻進行計量分析?；谝陨戏治?，本文以家庭為單位研究影響代際經濟支持的因素，并且置于三代人的分析框架，利用CFPS2016年的微觀數據進行計量分析，重點研究家庭教育支出如何影響代際經濟支持。依據郭林[25]的研究結論，家庭的養老資源不斷被稀釋，經濟支持更偏向于下一代。因此，提出假設一，即在家庭經濟資源約束下，家庭教育支出會擠出代際經濟支持，存在“擠出效應”。在最小二乘法的基礎上進一步利用工具變量進行內生性檢驗。楊繼波等學者[24]研究公共教育支出對家庭教育支出和養老保險的影響，結論表明增加教育補貼，既可以解決教育資金問題，也能有效緩解目前中國人口老齡化的養老保障問題，據此剔除本文的假設二，公共教育支出可以通過“收入效應”緩解擠出效應。根據問卷設定“外部教育支持”變量來衡量公共教育支出，通過分樣本回歸驗證假設，旨在為保障被贍養人的生活，提高其幸福感，從另一個角度檢驗公共政策對家庭及社會的影響。

2 計量經濟學模型

為識別家庭教育支出對代際經濟支持的擠出效應，本文采用最小二乘法（OLS）進行估計，首先設定如下形式的基準模型：其中，i為受訪家庭；supi為被解釋變量，表示家庭i對上一代的經濟支持；edui為核心解釋變量，表示家庭i對下一代的校內和校外教育支出之和；反映戶主特征、家庭特征和被贍養人特征；mi為干擾項。

此外，考慮到被解釋變量和解釋變量均為家庭層面數據，二者之間可能存在內生聯系，而基準模型（1）不能有效解決內生性問題，可能使得估計結果有偏。內生性問題產生主要來自兩方面：一方面可能存在遺漏變量問題。對上一代的經濟支持與對下一代的教育支出除了受到家庭資源稟賦的影響，還會受到“利他主義”等不可觀測因素的影響；另一方面家庭教育支出與代際經濟支持同為家庭的經濟決策行為，二者可能互為因果。

對于解決內生性問題，本文首先在基準模型（1）中控制了相關特征變量，進一步將利用家庭教育支出的工具變量進行兩階段最小二乘法回歸，從而更全面地解決內生性問題。有效的工具變量需滿足兩個條件，一是與內生變量家庭教育支出具有相關性；二是與代際經濟支持沒有直接聯系。參考楊克文[34]的做法，本文認為排除家庭本身的社區（村）平均教育支出取對數后可以作為有效工具變量。一方面，根據余麗甜[26]的研究結果表明，鄰里效應對家庭教育支出具有顯著的正向影響，因此工具變量的相關性條件在一定程度上得到滿足，本文也進行了相關性檢驗，如表3所示。另一方面，排除家庭本身的社區（村）平均教育支出與家庭不可觀測的傳統、偏好、能力等變量無關，具有很強的外生性，對該家庭的代際經濟支持不會產生直接影響。綜上，認為該變量為合適的工具變量。

將核心解釋變量除了自身外社區（村）平均教育支出作為工具變量進行兩階段最小二乘估計。其計量模型如下：

式（2）為兩階段最小二乘估計的第一階段估計模型，將內生變量edui作為被解釋變量，工具變量作為核心解釋變量，同時控制其他相關控制變量。若l系數顯著為正，則表明該工具變量滿足相關性。式（3）為第二階段估計模型，將式（2）得到的edui估計值代入式（3），得到的估計系數1a比式（1）更可靠，具有無偏性。

3 數據與變量

3.1 數據來源

本文使用的數據來自2016年北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）的“中國家庭動態跟蹤調查”（China Family Panel Studies,CFPS）。CFPS是一項具有全國代表性的社會調查，CFPS2016分為家庭、家庭成員、少兒和成人四個層次，旨在反映中國社會經濟、教育、家庭、人口和健康等方面的變遷。該數據含有完整的家庭成員信息和豐富的家庭信息，可以滿足本研究的要求。

在刪除缺失值且處理異常值后，確保家庭中包含50歲及以上的第一代和正處于教育階段的第三代，最終得到993個三代同堂的家庭樣本（5286個個體）。將第一代確定為50歲及以上是符合現代家庭人口特征的，王躍生[27]利用中國人口普查數據研究表明，目前三代家庭的年齡結構主流是中年或低齡老年父母為第一代，因為第一代父輩在家務中起主導作用，并幫助子輩撫育孫子女，并且50歲以上成員的構成占比逐年增加。

根據家庭中是否有成員獲得外部教育支持將總樣本進行劃分，獲得外部教育支持的家庭樣本為205個，未獲得的家庭有788個。個人問卷中的提問為“過去12個月，除了自家直接支付和親戚朋友支付的教育費用外，政府、學校及其他組織機構是否以獎助學金、減免學費等形式為孩子/您支付了一部分或全部的教育費用？”，其中不包括九年義務教育支付的費用。

3.2 變量說明

3.2.1 被解釋變量為代際經濟支持，特指青中年人對于上一代父母的經濟支持。根據成人問卷中對于“過去6個月，您平均每個月給父親/母親多少錢？”的回答，以家庭為單位對成人個體進行求和，為了變量統計口徑一致，乘以2估算過去一年的經濟支持?？紤]到為連續變量，可能受到異方差的影響，取自然對數。

3.2.2 核心解釋變量為家庭教育支出，家庭教育支出由三部分構成，學校內支出、課外輔導費和其他教育費用，問卷對以上三項支出都進行了問題設計，“過去12個月，您家一共向“孩子/您支付了多少元？”，面向成人和少兒問卷，將這三部分教育支出分項加總得到過去一年的家庭教育支出。同樣進行取自然對數處理。

3.2.3 控制變量，包括戶主特征、家庭特征和被贍養人特征。CFPS沒有對戶主進行定義，本研究將家庭數據集中的“財務回答人”作為戶主，以此衡量家庭決策者的個人特征，包括戶主性別、年齡和年齡的平方。家庭因素包括經濟和人口特征，涵蓋家庭的城鄉分類（農村=0，城鎮=1）、家庭規模、家庭人均收入四分位數和撫養比（老年和少兒撫養比）。已有研究表明影響代際經濟支持的重要因素還包括被贍養人的特征，利用問卷中相應的變量計算出家庭中被贍養人中有多少人為孩子料理家務活并幫助照看孫輩，并計算其占被贍養人數的比重，同理計算被贍養人中與孩子同居的比例；購買醫療保險、領取退休金和養老金都會影響家庭的經濟行為，根據數據集計算出被贍養人中有多少人有以上三種行為，并分別計算出占被贍養人數的比重。因本研究以家庭為單位，為了更好地衡量被贍養人的特征，故以比重作為控制變量。針對被贍養人的子女數和教育年限個人特征，為了轉化為家庭特征，特進行平均處理，分母為家庭中被贍養人數。

3.3 描述性統計

表1中基本的描述統計顯示，家庭人均收入水平越高的家庭，教育支出水平也越高，其平均增長量約為674元，并且同一收入水平下的家庭，教育支出的變異程度較大；而代際經濟支持雖然與家庭的人均收入水平呈正比，但是與教育支出相比，平均增長量較小約為422元，變異程度也不大，這符合剛性需求的特點，再加上父輩基于利他主義更傾向于減小子輩的經濟負擔。就占家庭總消費支出的比例而言，家庭教育支出的比重高于代際經濟支持所占比重，且家庭收入水平越低這種差距越明顯，說明家庭收入水平越低，家庭越重視對下一代的人力資本投資，可能會影響被贍養人的經濟和生活水平。綜上，可以初步看出，家庭非常重視對下一代的人力資本投資，收入水平越高的家庭，家庭教育支出也越高，但對上一代的經濟贍養水平沒有明顯變化。在家庭經濟資源有限的情況下，二者具體有何關系需進行回歸分析，做下一步探討。

表1 家庭人均收入四分位數下的教育支出和代際支持水平（元/年）

樣本的描述性統計特征如表2所示。其中，代際經濟支持為被解釋變量，家庭教育支出為核心解釋變量。戶主年齡為16-85歲，戶主的性別分布較均勻；就家庭特征而言，多為農村家庭，家庭規模的最小值為3人，能最低保證樣本家庭符合三代的特征，家庭人均收入分位數以最低的25%為基準組，家庭老年和少兒撫養比均值分別為0.18和0.246；從被贍養人特征來看，平均每個家庭大約都會有一位被贍養人同住，同住比例的均值為0.8，被贍養人的平均健康均值為3.72，處于中等水平，家庭中至少有50%的被贍養人正在領取養老金，購買醫療保險的人數比也較高，但是領退休金的比例較低，可能與樣本中將被贍養人的年齡定為50歲及以上有關，平均每個被贍養人至少有一個后代，進一步說明樣本符合三代特征，被贍養人的平均教育年限為3.7年，受教育水平較低，可能會影響被贍養人的平均收入水平進而影響晚年的生活保障和質量。

表2 樣本特征

4 研究結果及其分析

4.1 家庭教育支出對代際經濟支持的影響

本文做了兩次回歸，其一不考慮模型中的內生性問題，利用最小二乘法（OLS）回歸，其二考慮模型中的內生性問題，利用工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）回歸。為了檢驗工具變量的相關性，第一階段的回歸結果可知，社區（村）其他家庭的平均教育支出對該家庭的教育支出具有顯著的正向影響，在1%顯著水平上通過檢驗，并且F統計量的值遠大于10，因此可以排除弱工具變量的問題，結果如表3所示。

表3 工具變量相關性檢驗

注：第二列為穩健標準誤，P<0.01，P<0.05，P<0.1。控制變量（如表2）和常數項均未列出。

為了便于比較，將兩種回歸結果同時放入表4中，對于變量系數的解釋，以工具變量的回歸結果為主。

從表4可看出，OLS模型和2SLS模型的回歸結果都顯示家庭教育支出顯著影響代際經濟支持，系數在5%的顯著性水平上為負，與OLS模型估計結果相比，使用工具變量處理內生變量之后家庭教育支出對代際經濟支持有更大的負向影響。從模型（4）可知，在其他條件不變的情況下，家庭對下一代的教育投資每增加1%，對上一代的經濟支持額度下降了0.046%，證實了假說一。

從其他特征變量可得，家庭特征變量中，收入和家庭規模為主要影響因素，皆為正相關，且在1%的顯著性水平上通過檢驗。家庭人均收入四分位數以最低的25%為基準組放入模型進行回歸，隨著家庭人均收入分位數的增加，對上一代的支持力度也越大，根據模型（4），與基準組相比，人均收入處于中等偏下的家庭對上一代的經濟支持水平高出12.9%，中等偏上的家庭高出47.6%，最富有的家庭與收入水平最低的家庭相比代際經濟支持將近翻一番，說明家庭收入對于被贍養人的生活水平有重要的影響，家庭收入差距一定程度上也擴大了被贍養人的經濟和生活水平差距；根據模型（4），家庭中每增加一名家庭成員，代際經濟支持增加12.9%，即家庭規模越大，對上一代的扶持力度也越大，因為本研究中的家庭不單指單核家庭，可能與兄弟姐妹為一個家庭樣本，所以家庭規模的擴大意味著提高了家庭提供經濟贍養的能力。在控制其他變量不變的情況下，從居住方式來看，被贍養人中與子女合住的比例每增加一個單位，代際經濟支持減少37.3%，且在1%顯著性水平上通過檢驗，也就是說與子女分居則會給父母帶來更多的金錢或實物上的補償，與已有結論相符[15]；從被贍養人的社會保障收入來源分析，由于本文將被贍養人的年齡規定在50歲及以上，還未達到領取養老金或者退休金的要求，所以本文利用人數比衡量社會保障收入對代際經濟支持的影響，被贍養人中購買醫療保險的人數比每增加一個單位，子輩給與父輩的代際經濟支持額度下降11.3%，但是統計上不顯著；被贍養人中領取退休金的人數比每增加一個單位，家庭的經濟支持提高21.6%，而領取養老金的人數越多，子輩的經濟支持減少23%，前者正相關，后者負相關，可能與社會保障性收入的支持力度有關，顯然社會養老保障能顯著減輕子代的經濟負擔；被贍養人的子女數量顯著擠出了子輩對父輩的贍養額度，與已有研究結論“競相示范”作用大于“互相卸責”相悖[10]。父輩的受教育水平越高，自身的能力和收入水平也越高，相應也提高了子輩各方面的條件，下一代出于對父輩的回饋和感恩，給予父輩的也越多。

表4 基礎回歸分析

注：括號中為穩健標準誤；***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1

4.2 異質性分析

不同于已有文獻使用養老保險投資作為研究對象[24]，本文直接使用家庭對上一代人的經濟支持，便于更為直觀地得到結論，即外部教育支持是否能緩解教育支持對經濟贍養的擠出效應，為解決家庭養老問題提供一些政策依據。將總樣本分為獲得外部教育支出（左）和未獲得（右）兩個樣本，結果如表5所示，計量方法同上，分析以工具變量的回歸結果為主。

通過表5的分樣本回歸結果可見，模型（5）和（6）表明在獲得外部教育支持的家庭組，教育支出對代際經濟支持沒有顯著影響。而在未獲得的家庭組，即模型（7）和（8）表明家庭教育支出依然對代際經濟支持存在顯著的擠出效應，解決內生性問題后擠出效應增加，即在其他條件不變的情況下，全樣本中家庭教育支出每增加1%，對上一代的經濟支持減少0.046%，而剔除了獲得外部教育支持的家庭后擠出效應增加到0.052%，證實了假說2，說明家庭獲得外部教育支持可以通過減少家庭教育支出對代際經濟支持的擠出效應，從而提高家庭養老的經濟能力；家庭收入水平和家庭規模依然是影響代際經濟支持的主要影響因素。但在不同的樣本下，不同收入水平的家庭對代際經濟支持力度存在較大差異，即在獲得外部教育支持的樣本中，人均收入分位數越高的家庭與基準組家庭之間對代際經濟支持的差異越大。由此可見，獲得外部教育支持從整體上增強了家庭收入的擠入效應，同時也加劇了不同收入水平家庭的代際經濟支持差異，尤其是低收入水平家庭。說明外部教育支持對于家庭收入提高進而增加了被贍養人的經濟福利有促進作用，尤其是對于中低收入家庭。

表5 分樣本回歸分析

注：括號中為穩健標準誤；***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1

5 結論及其政策含義

本文實證檢驗了家庭教育支出對代際經濟支持的影響，并對上述結果進行了穩健性檢驗，進一步根據“是否獲得外部教育支持”分樣本回歸探究其緩解作用?？傻贸鋈缦陆Y論：以家庭為計量單位進行研究，家庭教育支出對代際經濟支持產生顯著的“擠出效應”。從家庭特征來說，以家庭人均收入四分位數中最低的25%為基準組，與之相比，人均收入分位數越高，對上一代的支持力度也越大。從社會保障性收入來說，領取退休金的人數比與家庭代際支持呈正比，而領取養老金的人數與之呈反比；外部教育支持能有效緩解家庭教育支出對代際經濟支持的“擠出效應”，并且家庭人均收入分位數的影響效果在組別之間有顯著差異。

上述結論具有以下政策含義：（1）現階段，家庭養老和社會養老相結合的方式才能滿足被贍養人日益增長的多元化需求，并且依據社會保障性收入的特點來滿足不同層次的被贍養人。（2）依據分組回歸可知，家庭獲得外部教育支持可以緩解“擠出效應”，并且從整體上增強了家庭收入的擠入效應，對于家庭收入提高進而增加了被贍養人的經濟福利有促進作用，尤其是對于中低收入家庭。這一結論則從另一個角度證明了，政府和學校等外部主體通過不同的教育支持形式，比如減免學費或獎學金等形式，不僅能夠緩解家庭的教育負擔，也能對家庭養老產生間接影響。因此，在今后的社會養老政策與措施中可以嘗試從不同主體出發，達到一石二鳥的作用。

本文還存在如下不足：變量測量方法和數據的局限。本研究使用的是公開數據庫，雖然可信度和有效性都有保證，但因為問卷的設計并不是圍繞本研究展開，所以難免在研究時不夠理想甚至缺少重要變量。同時，因為統計口徑與變量設置問題，本研究只選擇了CFPS一年的截面數據，而研究家庭成員之間的關系是長期的，更好地方法應該是使用縱向數據來解釋家庭教育支出與代際經濟支持之間的關系。