丁從明， 張培瑩

（重慶大學(xué) 公共管理學(xué)院，重慶 400044）

一、引 言

自2003年以來，中國離婚率連續(xù)13年遞增。根據(jù)民政部發(fā)布的《2016年社會(huì)服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，我國離婚率從2003年的1.05‰，到2010年突破2‰，2016年離婚率已經(jīng)高達(dá)3.00‰。離婚率的增加帶來的是越來越多由繼父母—繼子女關(guān)系構(gòu)成的重組家庭（張春泥，2017）。子女是家庭最重要的“財(cái)富”，家庭特征影響父母對(duì)子女的教育投資決策（Becker和Tomes，1969）。教育作為人力資本投資的主要形式（Schultz，1961），具有重要的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)功能（陳建偉，2015）。因此，研究家庭重組對(duì)子女受教育水平的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，有助于為教育的公共政策改進(jìn)和增效提供新的視角。考慮到6–18歲這一年齡區(qū)間為未成年人受正式教育階段，而大多數(shù)家庭的重組正好對(duì)應(yīng)上述區(qū)間，所以我們有理由認(rèn)為重組家庭規(guī)模的不斷增加，將對(duì)子女的受教育水平產(chǎn)生重要影響，而這一群體的教育、人力資本投資也可能會(huì)對(duì)未來勞動(dòng)力市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不容忽視的影響。

鑒于當(dāng)代家庭重要性的提升和家庭能力弱化之間的矛盾，對(duì)重組家庭子女教育問題的研究可以突出公共政策討論的家庭主義視角（徐曉新和張秀蘭，2016），但有關(guān)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)子女教育問題的研究卻付之闕如。已有文獻(xiàn)主要強(qiáng)調(diào)：家庭結(jié)構(gòu)的變動(dòng)具有破壞性影響，阻礙家庭功能的發(fā)揮，增加孩子的壓力（Cherlin和Furstenberg，1994），導(dǎo)致未成年人犯罪、抑郁（Brown，1990）等各種行為問題?，F(xiàn)有研究通常基于小范圍調(diào)查數(shù)據(jù)從家庭人口的統(tǒng)計(jì)特征、家庭關(guān)系等方面對(duì)重組家庭與完整家庭①Smith (1993)將已婚夫婦與親生子女構(gòu)成的完整家庭，作為衡量其他家庭類型低效率的標(biāo)準(zhǔn)。的子女福利進(jìn)行比較（Aquilino，1991；Amato，2005）。個(gè)案研究側(cè)重對(duì)重組家庭兒童心理問題的探討（江金薇，2015），問卷調(diào)研的結(jié)果顯示重組家庭受到傷害的男童比例高于女童（曾宇明等，2017）。綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要以個(gè)案分析、統(tǒng)計(jì)性描述的定性研究為主，樣本量少，不具代表性，缺乏定量分析，且未能充分考慮到諸如父母受教育水平、子女性別、家庭類型等對(duì)重組家庭子女人力資本投資造成影響的關(guān)鍵因素。 這一方法也無法在基于大數(shù)據(jù)調(diào)查的基礎(chǔ)上進(jìn)行因果識(shí)別。

基于上述原因，本文首次采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫CHARLS（2014），探討家庭重組對(duì)子女受教育水平的影響效應(yīng)。CHARLS（2014）數(shù)據(jù)庫的優(yōu)點(diǎn)之一是其調(diào)查對(duì)象為45歲以上的成年人，已完成教育階段，可以相對(duì)完整地研究曾經(jīng)的家庭重組對(duì)其受教育程度的影響；其次，CHARLS（2014）調(diào)查對(duì)象有一萬多戶家庭，可以較為充分地保證研究結(jié)果的有效性。在研究方法上，為了增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性和可信度，我們將基于微觀計(jì)量方法進(jìn)行因果關(guān)系的推斷，采用增加控制變量、變換估計(jì)方法以及更換樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法。此外，考慮到上述估計(jì)結(jié)果受潛在遺漏變量的影響而導(dǎo)致內(nèi)生性問題，我們進(jìn)一步采用傾向值匹配法（PSM），即以重組家庭為實(shí)驗(yàn)組，尋找得分上最為接近的未重組家庭（完整家庭）作為對(duì)照組，比較實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的教育差異，從而準(zhǔn)確識(shí)別出因?yàn)榧彝ブ亟M而導(dǎo)致的教育水平的差異。

本文的研究結(jié)果顯示：與完整家庭相比，重組家庭的子女受教育年限平均降低12.18%–15.5%（約0.5年），父母較高的受教育水平可以縮小但不能消除這種差異；家庭重組使男孩受教育水平平均降低14.26%（約0.8年），女孩平均受教育水平降低約7.44%（約0.3年），這一結(jié)果顯示家庭重組對(duì)男孩的不利影響顯著大于女孩。為探索上述不利影響的原因，我們進(jìn)一步從家庭重組的類型出發(fā)，比較了生父繼母型家庭和生母繼父型家庭對(duì)不同性別兒童的影響。相比生父繼母型家庭，生母繼父型家庭男孩的受教育年限平均減少1年，即降低約24.21%，但對(duì)女孩而言，兩種家庭結(jié)構(gòu)并沒有造成顯著差異。由此可見，在討論兒童受教育問題時(shí)，除了要考慮教育體制的質(zhì)量、教育投入的比例以及公共政策的效率外，還需要高度關(guān)注家庭結(jié)構(gòu)、家庭類型對(duì)未成年人受教育水平的影響。本文的后續(xù)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述與研究假說；第三部分是模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)；第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析；最后是本文的主要結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

自Becker（1964）提出家庭行為的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析以來，家庭成員的地位和相對(duì)議價(jià)能力及其所產(chǎn)生的后果一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的重點(diǎn)（吳桂英，2002）。家庭作為基本的社會(huì)組織（徐安琪和葉文振，2001），為家庭成員提供了生理、心理、社會(huì)性等健康發(fā)展的環(huán)境條件，尤其是對(duì)兒童青少年的心理發(fā)展至關(guān)重要（方曉義等，2004）?；橐鼋怏w與重組被認(rèn)為是中國現(xiàn)代化進(jìn)程中的一種可預(yù)見性后果（彭大松，2015），婚姻穩(wěn)定性的下降意味著撫育子女的家庭環(huán)境發(fā)生變化（張春泥，2017）。家庭變動(dòng)引起家庭成員的精神緊張，更易造成對(duì)兒童、青少年的負(fù)面影響（廖北文，2008）。

家庭重組引發(fā)家庭系統(tǒng)重新排列的不完善，致使非血緣的親子教育問題尤為敏感和突出（趙佳，2015）。基于行為觀察和自我報(bào)告的研究發(fā)現(xiàn)，重組家庭的配偶比初婚配偶更公開地表達(dá)批評(píng)、憤怒等情緒（Bray和Hetherington，1993），且配偶之間的沖突通常集中在家庭規(guī)則、兒童資源分配等問題上（Pasley等，1994），因此家庭重組會(huì)對(duì)未成年繼子女的利益造成較大影響（童鈴，2010）。當(dāng)然，考慮到家庭資源減少直接對(duì)子女教育產(chǎn)生負(fù)面影響（趙穎，2016），與單親家庭相比，家庭重組通常又會(huì)緩解家庭經(jīng)濟(jì)狀況，這似乎一定程度上可以增加重組家庭人力資本投資。但是家庭重組一般伴隨著住所、新家庭成員進(jìn)入、日常生活習(xí)慣等變化，實(shí)證研究表明，重組家庭兒童的學(xué)業(yè)成績并沒有顯著高于單親家庭的兒童（Jeynes，1999）。抽樣調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，與傳統(tǒng)雙親家庭中的同齡人相比，重組家庭中的青少年在校成績顯著偏低，犯錯(cuò)率顯著偏高（Reading，2008），且經(jīng)歷過父母再婚的青少年更加容易抑郁（Shafer等，2017）。有關(guān)父母離婚和再婚的研究結(jié)果表明，家庭變動(dòng)對(duì)兒童行為、情感、學(xué)業(yè)等方面的影響大多是負(fù)面的（Shrifter，2007），重組家庭不利于子女與父母的互動(dòng)（張春泥，2017），且繼父母對(duì)繼子女追求高等教育行為的支持率明顯低于親生父母（Zvoch，1999）。

基于上述文獻(xiàn)，我們提出第一個(gè)假說：

假說1：與完整家庭相比，家庭重組對(duì)子女受教育水平具有負(fù)面影響。

考慮到性別、年齡等人口學(xué)特征可能會(huì)影響兒童對(duì)父母婚姻變動(dòng)的適應(yīng)性（王永麗和俞國良，2005），因此在假說1的基礎(chǔ)上，我們將進(jìn)一步分析家庭重組對(duì)子女教育投資的性別差異。孩子性別是影響父母對(duì)其投資行為的關(guān)鍵因素，也是影響家庭資源分配的原因（Deolalikar和Rose，1998）。在中國的父權(quán)制家庭文化背景下，父母的男孩偏好導(dǎo)致家庭內(nèi)部資源分配偏向男孩，而撫養(yǎng)男孩和女孩的成本差異強(qiáng)化了這種家庭內(nèi)部資源分配的不平等（鄭磊，2013）；在教育投資的選擇上，農(nóng)村家庭存在著比較嚴(yán)重的“擇小擇男”傾向（龔繼紅和鐘漲寶，2005）。由此可見，家庭教育投入決策的性別歧視可能是造成男女受教育差異的主要原因（吳愈曉，2012）。考慮上述重男輕女現(xiàn)象，家庭重組似乎對(duì)子女教育投資存在顯著的性別差異。

子女對(duì)父母婚姻變動(dòng)的反應(yīng)與其自身性別有很大關(guān)系（Shrifter，2007）。來自美國心理學(xué)家Guidubaldi等進(jìn)行的一項(xiàng)全國性追蹤研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于女孩，父母離異對(duì)男孩的學(xué)業(yè)、身心健康具有長期的負(fù)面效應(yīng)。在再婚家庭中，女孩在學(xué)業(yè)成就、自我意識(shí)及適應(yīng)性三個(gè)方面都顯著好于男孩（孫婷婷，2010），也就是說家庭環(huán)境的變動(dòng)對(duì)男孩的負(fù)面影響遠(yuǎn)大于女孩（肖三蓉和徐光興，2009）。這是因?yàn)?，男孩更容易受到壓力事件的影響（Furstenberg，1990），而女孩比男孩的沖突適應(yīng)性更強(qiáng)（唐丹丹，2016），在重組家庭中的參與度也更高（Schrodt，2008）。從離異家庭過渡到重組家庭，處于青少年階段的男孩受到的消極影響顯著大于女孩（李波等，2009），表現(xiàn)為重組家庭中男孩問題行為發(fā)生率明顯高于女孩（杜亞松等，2002），如男孩酗酒概率提高（Kirby，2006）。

此外，子女對(duì)重組家庭的適應(yīng)能力還與家庭類型相關(guān)（Fine和Kurdek，1992），相比生母繼父型家庭，生父繼母型家庭更有利于兒童成長（Thomson和Mclanahan，2012），這與生物進(jìn)化理論的觀點(diǎn)是一致的，即男性更傾向于和自己的親生子女互動(dòng)（Catherine等，2002）。可見，重組家庭的類型是影響子女福利水平的重要因素（李軍和朱文娟，2006）。

根據(jù)上述文獻(xiàn)，結(jié)合家庭重組對(duì)子女教育的影響，這里提出第二個(gè)假說：

假說2：家庭重組對(duì)男孩受教育水平的負(fù)面影響大于女孩，且重組家庭的類型是造成男女受教育水平差異的重要原因。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)

（一）基準(zhǔn)模型

為研究重組家庭對(duì)子女受教育水平的影響，本文構(gòu)建如下模型：

其中，edui表示個(gè)體i的受教育年限；關(guān)鍵解釋變量stepfamilyi表示個(gè)體i是否來自重組家庭，“是”則取值為1，“否”（即來自完整家庭）則取值為0；Xi代表家庭的特征變量，包括父母身體狀況、家庭經(jīng)濟(jì)水平、戶口類型、居住地等控制變量；εi表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)說明

在樣本選擇上，本文使用2014年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（以下簡稱CHARLS）數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)覆蓋150個(gè)縣450個(gè)村，約1萬戶家庭，包括受訪者的性別、出生年份、教育經(jīng)歷等個(gè)人基本信息，還記錄了受訪者的家庭結(jié)構(gòu)、撫養(yǎng)史等信息。就本文的研究問題而言，該調(diào)查針對(duì)的對(duì)象為45歲以上的成年人，已基本完成教育，可以完整地研究家庭重組對(duì)子女教育投資的影響。以下是主要變量的說明。

1. 家庭結(jié)構(gòu)的確定

本文研究家庭重組對(duì)子女教育投資的影響，根據(jù)CHARLS數(shù)據(jù)庫，我們可以確定家庭結(jié)構(gòu)，將重組家庭記作1，完整家庭記作0。在篩選樣本時(shí)，利用問卷問題確定樣本，根據(jù)問題“17歲以前的主要男性、女性撫養(yǎng)人是誰”確定樣本A①1988年美國健康訪問調(diào)查描述了17歲及以下孩子的人口、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征與家庭結(jié)構(gòu)之間的關(guān)聯(lián)，Dawson D. A. 利用該調(diào)查于1991年重點(diǎn)研究了家庭結(jié)構(gòu)與兒童健康、教育程度等福利之間的關(guān)系。在本文所用的原始數(shù)據(jù)中，同住父母再婚時(shí)子女平均年齡約為15歲，問卷中有關(guān)家庭背景問題也以17歲為界。，并剔除單親家庭、養(yǎng)父母家庭樣本，進(jìn)入分析過程的樣本量為5 456。另外，為避免樣本非隨機(jī)問題，本文還根據(jù)親生父母的婚史確定樣本B進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 教育年限度量

本文根據(jù)學(xué)制從教育經(jīng)歷換算得到受教育年限，采用受教育年限作為被解釋變量。教育指標(biāo)法是中國人力資本測(cè)算的基本方法（錢雪亞，2012），采用教育年限總和測(cè)量人力資本存量的方法得到了諸多學(xué)者的認(rèn)可（石慶焱和李偉，2014），因此對(duì)重組家庭子女受教育水平的研究在某種程度上也可以視為對(duì)其人力資本投資研究的拓展。

3. 控制變量

人力資本投資呈現(xiàn)明顯的財(cái)富效應(yīng)，即越富有的家庭對(duì)子女的人力資本投入越高（尚昀和臧旭恒，2016），家庭收入的增加與子女教育投資呈正相關(guān)關(guān)系（王進(jìn)蘭和趙剛，2001），而且父母的受教育水平、健康狀況與其對(duì)子女的教育投資能力、重視程度正相關(guān)（張?zhí)K和曾慶寶，2011）。在家庭背景較差和子女眾多的農(nóng)村家庭，教育獲得的性別差異雖然下降緩慢，但至今依然存在（許琪，2015），因此研究家庭重組對(duì)子女教育投資的影響必須控制家庭收入水平、父母受教育水平、父母身體狀況、兄弟姐妹個(gè)數(shù)等相關(guān)特征。

對(duì)城鄉(xiāng)居民教育投資能力的研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村居民家庭教育投資的能力遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民（張光宏和李杰，2011；祁翔，2013），因此本文還控制了戶口類型及居住地等變量。表1描述了主要變量的構(gòu)造。圖1描述了完整家庭與重組家庭不同性別子女的平均受教育年限。圖1顯示，總體上完整家庭子女平均受教育年限高于重組家庭。完整家庭中男孩、女孩平均受教育年限分別為5.7年和4.1年，重組家庭中男孩、女孩平均受教育年限分別為4.6年和3.8年；家庭重組使得男孩平均受教育年限降低約1.1年，女孩平均受教育年限下降0.3年左右。

表1 主要變量的構(gòu)造

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）家庭重組對(duì)子女受教育水平的影響

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 匯報(bào)了家庭重組對(duì)子女受教育水平的影響。其中，第（1）–（3）列匯報(bào)了基本方程的回歸結(jié)果，我們做如下解讀：

第（1）–（3）列使用了OLS回歸方法，在不添加任何控制變量的情況下，第（1）列關(guān)鍵解釋變量“是否重組家庭”的估計(jì)系數(shù)為–0.681，在1%水平上顯著，表明與完整家庭相比，重組家庭子女平均受教育年限減少0.68年，這一估計(jì)結(jié)果意味著家庭重組將導(dǎo)致子女受教育水平降低約14.29%（樣本中子女平均受教育年限是4.76年）。這可能與家庭變動(dòng)后子女成長的家庭氛圍有關(guān)，一般而言，繼父母對(duì)繼子女的關(guān)愛、監(jiān)督較少（Fine和Kurdek，1995）。這一估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了繼父母對(duì)繼子女的低水平投資（Daly和Wilson，1998）。

圖1 不同家庭類型子女平均受教育年限

表2 家庭重組對(duì)子女受教育水平的影響

第（2）列中我們控制一系列控制變量后發(fā)現(xiàn)，關(guān)鍵解釋變量“是否重組家庭”對(duì)子女教育水平的估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，估計(jì)效應(yīng)為0.74年，約9個(gè)月，與完整家庭相比較，重組使得子女平均受教育年限降低15.55%；如果將戶口類型換成居住地，第（3）列中的估計(jì)系數(shù)進(jìn)一步上升到一年左右的水平，估計(jì)顯示家庭重組導(dǎo)致子女受教育水平降低約21.80%。

對(duì)于控制變量，我們發(fā)現(xiàn)子女受教育水平的差異在不同家庭背景之間存在顯著的差異。家庭經(jīng)濟(jì)水平越高，子女受教育程度越高；父母身體越健康，子女受教育程度越高；城市子女受教育程度顯著高于農(nóng)村子女，這可能與農(nóng)村父母較低的經(jīng)濟(jì)水平和文化程度、功利性的教育投資策略及其對(duì)子女較低的教育期望有關(guān)（熊靜等，2016）；盡管當(dāng)前中國兒童的兄弟姐妹普遍較少，但獲得的各項(xiàng)教育資源及其學(xué)業(yè)成績依然隨兄弟姐妹的增多而顯著降低（張?jiān)略坪椭x宇，2015），即兄弟姐妹數(shù)量越多，分配到單個(gè)子女的資源就越少，受教育程度降低，但估計(jì)結(jié)果在這里并不顯著。

2. 穩(wěn)健性測(cè)試

（1）改變估計(jì)方法。雖然表2中第（1）–（3）列添加了一系列控制變量，考慮到教育年限這一變量的離散性特征，被解釋變量“受教育年限”實(shí)際上是0–16的排序變量，因此還借鑒有序Probit模型，作為估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)①有序Probit的回歸系數(shù)不能直接用來表示解釋變量的邊際影響，故下文只給出OLS回歸結(jié)果。有序Probit模型主要借鑒陳強(qiáng)的《高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用》（第二版）第209-211頁。，結(jié)果如第（4）和第（5）列所示。由于有序Probit估計(jì)參數(shù)含義不直觀，只能從顯著性與參數(shù)符號(hào)方面支持上述結(jié)論。因此我們通過進(jìn)一步的計(jì)算得出各個(gè)解釋變量對(duì)子女受教育年限的邊際效應(yīng)②限于篇幅，這里只給出關(guān)鍵解釋變量的邊際效應(yīng)。。相對(duì)完整家庭而言，重組家庭子女不接受教育的概率上升0.032，接受小學(xué)教育的概率下降0.064。根據(jù)其他變量在樣本均值處的效應(yīng)可知，父母較差的身體狀況和較低的家庭收入水平都會(huì)降低重組家庭子女接受小學(xué)教育的概率，兄弟姐妹的數(shù)量降低了子女接受初中及以上教育的概率。

（2）更換樣本。將“17歲以前的主要撫養(yǎng)人中有繼父或繼母視為家庭重組”作為依據(jù)確定樣本A，得出表2的第（1）–（5）列回歸結(jié)果；將“跟隨父母一方進(jìn)入再婚家庭視為家庭重組”作為依據(jù)確定樣本B③根據(jù)問卷調(diào)查對(duì)家庭類型的確定，我們分為樣本A和B，具體參見上一節(jié)家庭類型的說明。，得出表2的第（6）–（8）列回歸結(jié)果。估計(jì)結(jié)果再一次顯示關(guān)鍵解釋變量的回歸結(jié)果均顯著為負(fù)，表明估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的，即與完整家庭相比，重組家庭子女受教育水平的負(fù)面影響是顯著存在的?？梢园l(fā)現(xiàn)更換樣本后估計(jì)結(jié)果依然高度穩(wěn)健，因此本文后續(xù)研究將繼續(xù)以樣本A為基礎(chǔ)，即孩子未成年時(shí)期經(jīng)歷家庭重組的樣本。

（3）遺漏變量問題。如果存在一些導(dǎo)致家庭離婚的不可觀察因素，而這些因素可能和未來子女教育投資相關(guān)，這類不可觀察的遺漏變量的存在導(dǎo)致家庭重組的估計(jì)效應(yīng)可能被低估，為克服上述可能存在的內(nèi)生性偏誤，本文進(jìn)一步采用傾向值匹配法（PSM）④PSM最早由Rosenbaum和Rubin（1983）提出。主要運(yùn)用“反事實(shí)”的思想，通過建立“處理組”和“控制組”來形成一個(gè)近似的“隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)”?！翱刂平M”中包含實(shí)際上未發(fā)生的、潛在的結(jié)果，“處理組”則指已發(fā)生的、真實(shí)的結(jié)果。如果我們可以從處理組中匹配到一個(gè)和控制組中具有相同特征的個(gè)體，則兩者的差異就是因?yàn)槭录l(fā)生帶來的平均處理效應(yīng)（ATT）。此處感謝審稿人的寶貴意見。。第（8）列是采用PSM的核匹配方法得到，結(jié)果顯示ATT值為0.575，并且在1%水平上高度顯著。結(jié)果表明，總體而言，家庭重組使得子女平均受教育年限減少0.58年，家庭重組的負(fù)面效應(yīng)為12.18%。與第（2）列的15.50%相比，雖然有所下降，但是依然顯著為負(fù)。換言之，家庭重組對(duì)子女受教育水平的負(fù)面效應(yīng)在12.18%–15.5%之間。

3. 進(jìn)一步討論：父母受教育水平可以抵消家庭重組的不利影響嗎？

父母受教育水平對(duì)子女受教育水平、職業(yè)地位有較大影響（Sewell和Hauser，1975），為考察父母受教育程度在重組家庭中對(duì)子女受教育水平的影響，本文構(gòu)建下式：

其中，fedui和medui分別對(duì)應(yīng)生父生母、生父繼母、繼父生母三種家庭類型中個(gè)體i的父親、母親受教育程度。為研究父母教育水平是否可以減緩家庭重組對(duì)子女受教育水平的不利影響，我們將父母教育水平與家庭類型進(jìn)行交乘。根據(jù)式（2），家庭重組對(duì)子女教育投資的偏效應(yīng)為根據(jù)預(yù)期，如果父母受教育水平較高，則子女的受教育程度將更高，我們可以預(yù)期β2、β3系數(shù)為正。

表3匯報(bào)了父母受教育水平對(duì)重組家庭與完整家庭子女受教育水平的影響。第（1）–（4）列中，我們分別控制（繼）父母的教育水平，教育水平與家庭重組的交互。結(jié)果顯示，重組家庭對(duì)子女受教育水平的不利影響依然顯著，第（2）–（4）列也顯示出（繼）父母的學(xué)歷可以顯著地減緩因?yàn)榧彝ブ亟M給子女教育帶來的不利影響。同時(shí)根據(jù)第（4）列結(jié)果發(fā)現(xiàn)（繼）母親學(xué)歷的“溢出”效應(yīng)要高于（繼）父親，前者估計(jì)系數(shù)為0.29，后者為0.17，均在1%顯著水平上顯著。這與已有研究是一致的，即一般而言，母親受教育水平對(duì)孩子受教育情況的影響大于父親（張?zhí)K和曾慶寶，2011；李旻等，2006）。進(jìn)一步地，我們可以計(jì)算父母受教育年限需要提高多少才能抵消因?yàn)榧彝ブ亟M帶來的不利影響。樣本中重組家庭父母受教育年限分別只有1.3年和0.5年，根據(jù)表3及方程（4）可以計(jì)算，在父親受教育年限取均值時(shí)，母親受教育年限需要從0.5年提高到3.65年才能消化家庭重組對(duì)子女受教育年限的不利影響①計(jì)算如下，要使得重組效應(yīng)從負(fù)變?yōu)檎瑒t：-1.021+1.3×0.17+0.285×Δyear＞0，即Δyear＞3.15年，綜合需要將母親受教育水平從0.5年提高到3.65年；父親教育增量計(jì)算相同。。與之相對(duì)應(yīng)，在母親受教育年限取均值0.5年，父親受教育年限需要從均值1.3年提高到7.05年，才能消除重組的不利影響，顯然父母受教育年限能達(dá)到3.65或者7.05年的，在本樣本研究中是非常稀少的。基于此，本文認(rèn)為總體上父母受教育年限提高可以降低但是不能消除家庭重組給子女教育帶來的負(fù)面影響。

表3 父母受教育水平對(duì)重組家庭與完整家庭子女受教育水平的影響

（二）假說2的計(jì)量檢驗(yàn)：家庭重組與性別差異

前文的實(shí)證結(jié)果表明家庭重組顯著降低了子女受教育水平，且父母的受教育水平可以緩解但不能完全消除這種負(fù)面影響。接下來我們將進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭重組是否會(huì)對(duì)男女教育投資具有的不同影響。

1. 家庭重組對(duì)男孩、女孩受教育水平負(fù)面影響的差異

前文提到重組家庭中男孩參與度相對(duì)更低（Schrodt，2008），而女孩比男孩的沖突適應(yīng)性更強(qiáng)（唐丹丹，2016）。為檢驗(yàn)重組家庭中子女受教育水平的性別差異，繼續(xù)利用交互項(xiàng)的思想，在式（1）中引入性別以及家庭與性別的交互項(xiàng)：

其中，femalei表示個(gè)體i的性別，女孩取值為1，男孩取值為0。根據(jù)（3）式，重組家庭子女受教育水平的性別效應(yīng)是根據(jù)預(yù)期，如果家庭重組對(duì)男孩教育投資的負(fù)面影響更大，我們可以預(yù)期θ1系數(shù)為負(fù)，θ2系數(shù)為正。實(shí)證結(jié)果如表4所示。

表4 重組家庭與完整家庭男女受教育水平的差異

根據(jù)式（3），表4匯報(bào)了重組家庭與完整家庭男女受教育水平的差異。控制其他變量后，與完整家庭男孩相比，重組家庭男孩受教育年限平均減少約0.8年，即降低約14.26%（樣本中男孩平均受教育年限為5.61年）；與完整家庭女孩相比，重組家庭女孩受教育年限平均減少約0.3年，即降低約7.44%（樣本中女孩平均受教育年限為4.03年）。由此可見，家庭重組對(duì)男孩教育投資的負(fù)面影響遠(yuǎn)大于女孩。加上一系列控制變量的方程（2）–（4）顯示，估計(jì)結(jié)果高度顯著且穩(wěn)健。在一個(gè)重男輕女的傳統(tǒng)社會(huì)中，完整家庭中的男孩受教育年限比完整家庭中女孩受教育年限平均高約1.6年；但是在重組家庭中，男孩受教育年限比重組家庭女孩平均受教育年限僅高約1年。即家庭重組使得男孩、女孩受教育水平的差異縮小了約半年。這個(gè)差異的縮小不是女孩受教育水平提高導(dǎo)致，而是重組家庭男孩受教育水平更大幅度下降所導(dǎo)致。

2. 重組家庭類型對(duì)男孩、女孩教育投資負(fù)面影響的差異

表4表明家庭重組對(duì)男孩教育投資的負(fù)面影響遠(yuǎn)大于女孩，下面我們將進(jìn)一步嘗試從家庭組合類型的視角找出背后的原因，我們將檢驗(yàn)“生父繼母型家庭”和“生母繼父型家庭”兩種不同家庭類型對(duì)子女受教育水平的影響。為此，我們?cè)O(shè)置一個(gè)二元變量biomotheri，個(gè)體i跟隨親生母親進(jìn)入重組家庭時(shí)，二元變量取值為1（生母繼父型家庭），跟隨親生父親進(jìn)入重組家庭取值為0（生父繼母型家庭），對(duì)男孩、女孩進(jìn)行分樣本回歸，回歸方程如下：

其中，γ1表示生父繼母型家庭與生母繼父型家庭對(duì)子女受教育水平投資的差異，Xi代表（繼）父母受教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)水平等控制變量。

根據(jù)式（4），表5報(bào)告了生父繼母型、生母繼父型家庭對(duì)子女教育投資影響的估計(jì)效應(yīng) 。第（1）、（2）列是針對(duì)所有重組家庭樣本進(jìn)行的分析，它們的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，與跟隨親生父親進(jìn)入重組家庭相比，跟隨親生母親進(jìn)入重組家庭的子女受教育年限更低，但是整體而言估計(jì)結(jié)果并不顯著；第（3）–（6）列我們將不同性別的子女受教育年限對(duì)重組家庭類型分別進(jìn)行分樣本回歸，家庭組合類型的影響則清楚地顯現(xiàn)出來。第（3）、（4）列結(jié)果顯示對(duì)男孩而言，與跟著親生父親相比，跟著親生母親進(jìn)入重組家庭的受教育年限平均減少大約1年，即受教育水平降低約24.21%（重組家庭樣本中男孩平均受教育年限是4.13年）；第（5）、（6）列的女孩樣本則不存在這種差異，即對(duì)男孩而言，生母繼父型家庭更不利于對(duì)男孩的教育投資。上述方程估計(jì)結(jié)果綜合顯示：生母繼父型家庭和生父繼母型家庭整體而言對(duì)子女受教育水平并不存在顯著差別（當(dāng)然與完整家庭相比較，其子女受教育年限是更低的）；但是對(duì)男孩而言，生母繼父型家庭對(duì)其受教育水平的不利影響是顯著的，而對(duì)女孩并不存在這種差異性影響。那么現(xiàn)實(shí)中，重組家庭的男孩是跟著生母還是生父呢？CHARLS樣本數(shù)據(jù)顯示，61%的男孩跟隨親生母親與繼父重組家庭，這一結(jié)果就意味著表4中家庭重組對(duì)男孩更大的不利影響，其中一個(gè)非常重要的原因可能來自重組家庭的組合類型，即生母繼父型家庭組合類型。

表5 重組家庭類型對(duì)男孩和女孩受教育水平的影響

五、研究結(jié)論

教育是家庭和個(gè)體階層流動(dòng)的重要渠道，也是一國人力資本積累的重要途徑。在經(jīng)濟(jì)社會(huì)急劇轉(zhuǎn)型的今天，婚姻的穩(wěn)定性逐漸下降，離婚率攀升，重組家庭規(guī)模不斷擴(kuò)大。與此同時(shí)，重組家庭子女日益增多，且未成年子女居多，該群體的人力資本投資水平對(duì)未來勞動(dòng)力市場(chǎng)及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不容忽視，而有關(guān)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)子女受教育水平影響的定量研究卻付之闕如。本文首次采用CHARLS（2014）微觀數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了家庭重組對(duì)子女受教育水平的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與完整家庭相比，重組家庭子女受教育水平降低約12.18%–15.5%，父母較高的受教育水平可以減緩但并不能消除這種差異；家庭重組對(duì)男女受教育水平存在顯著的差異，使男孩、女孩受教育水平分別下降約14.26%和7.44%；本文基于重組家庭的組合類型進(jìn)一步探討了上述性別差異背后的原因，發(fā)現(xiàn)與生父繼母型家庭相比，生母繼父型家庭使得男孩的受教育水平降低約24.21%，但對(duì)女孩而言，家庭重組類型并不存在顯著差異。

本研究基本證實(shí)了家庭重組對(duì)未成年子女教育投資的負(fù)面影響，而且這一負(fù)面影響因子女性別不同而存在異質(zhì)性。此外，與跟隨繼母生父生活的男孩相比，跟隨親生母親進(jìn)入重組家庭的男孩的受教育水平反而更低，這一發(fā)現(xiàn)也許有助于反思“惡毒繼母”的輿論評(píng)價(jià)，即家庭重組時(shí)，生父繼母型家庭反而對(duì)兒子教育投資的負(fù)面影響更小。因此，為減少家庭結(jié)構(gòu)和家庭變動(dòng)對(duì)子女教育投資的潛在不利影響，需要提高夫妻婚姻的穩(wěn)定性，優(yōu)化家庭環(huán)境，進(jìn)而為未成年子女成長營造完整的家庭氛圍。

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