●高雪姮 郭叢斌

一、引言

中國的計劃生育政策有效地放緩了人口增長速度，也帶來適齡勞動人口減少、人口老齡化、性別失衡等問題。2013年11月，十八屆三中全會通過單獨二孩政策，規(guī)定夫妻雙方至少一方為獨生子女的家庭，在政策實施后可以生育兩個孩子。2015年10月29日，十八屆五中全會明確提出實施“全面二孩”政策，即在以往“二孩”政策基礎(chǔ)上進一步放開生育限制，所有夫婦無論城鄉(xiāng)、區(qū)域與民族都可以生育兩個子女。從政策實施后全國新增出生人口的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，“單獨二孩”政策效果并沒有達到預(yù)期[1]；“全面二孩”政策效果有明顯的短期效應(yīng)，農(nóng)村“二孩”生育率由2015年的0.82上升到 2017年的1.17，城鎮(zhèn)“二孩”生育率由2015年的0.47上升到2017年的0.88。[2]這兩項政策的實施使我國人口在短期內(nèi)出現(xiàn)了比較明顯的增加。2021年，中國生育政策又進行了重大調(diào)整，由“全面二孩”政策轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭ⅰ闭撸@為追求和實現(xiàn)適度生育率、調(diào)整人口數(shù)量和滿足不同人群多樣化的生育需求提供了空間。[3]

子女?dāng)?shù)量增多，父母會增加對孩子的人力資本投入，使家庭文化教育支出上升，家庭中原有的資源分配方式也勢必會發(fā)生改變。依據(jù)布雷克(Blake J)的資源稀釋理論，在家庭資源有限的條件下，兄弟姐妹之間存在著競爭關(guān)系，兄弟姐妹數(shù)量增加意味著平分到每個孩子身上的資源量變少。[4]盡管該理論得到國外實證研究的驗證[5]，然而中國的實證研究并未得到一致的結(jié)論。有研究表明，我國家庭中子女?dāng)?shù)量對單個子女獲得的教育支出有負向的影響[6]，但也有研究認為，子女?dāng)?shù)量與家庭教育支出之間的關(guān)系不顯著，[7]甚至呈現(xiàn)正向關(guān)系。[8]與此同時，生育二胎的家庭也往往存在一定特點，因此簡單將多子女家庭與獨生子女家庭作比較，會由于樣本選擇偏差而存在內(nèi)生性問題。因此，想要分析子女?dāng)?shù)量對家庭教育支出的影響，只有將生育二胎的家庭與擁有強烈的生育意愿但是受到政策限制不能生育二胎的家庭的教育支出進行對比，才能對子女?dāng)?shù)量如何影響家庭教育支出做出準(zhǔn)確的估計。

除了子女?dāng)?shù)量，生育間隔也可能會影響單個子女獲得的教育投入。陳寅歡通過對我國某省農(nóng)村27個出生于1965—1975年的父母進行訪談，發(fā)現(xiàn)當(dāng)家庭的生育間隔拉長后，“一孩”和“二孩”之間爭奪資源的現(xiàn)象會減弱。[9]還有研究表明，如果父母較為重視教育，就可能為了提高子女質(zhì)量而有意拉開生育間隔，因此每個子女獲得的教育投入也可能更高。[10]這為我們提供了新思路：生育間隔緩解了資源稀釋效應(yīng)。然而，也有研究表明，高社會經(jīng)濟背景的父母更傾向于減少生育間隔，以避免在職業(yè)生涯中有太多的中斷，但是子女獲得的教育投入也較高。[11]當(dāng)前對以上兩種解釋并沒有定論，因此生育間隔是否會影響家庭教育支出、如何影響家庭教育支出也有待探索。

中國在教育的公共支出上存在總量不足問題。有不少學(xué)者認為是家庭教育支出彌補了公共教育支出，中國教育取得的成就與家庭承擔(dān)的高教育成本有關(guān)。[12]根據(jù)2017年中國教育家庭財政調(diào)查的數(shù)據(jù)，我國中小學(xué)每生每年的家庭教育支出超過1萬元，占家庭總支出的 16%。[13]近年來甚至呈現(xiàn)子女越低齡，教育支出越多的發(fā)展態(tài)勢。2010—2016年間，我國3～5歲幼兒的家庭平均每年花費3200.99元于幼兒園教育。[14]因此，從微觀上深入分析子女結(jié)構(gòu)對家庭教育支出的影響，細致刻畫我國家庭教育投資狀況，不僅有助于了解當(dāng)前居民的教育需求和教育負擔(dān)現(xiàn)狀，而且能夯實鼓勵生育政策的家庭微觀基礎(chǔ)，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

(一)核心理論

安娜斯塔西(Anastasi A)最早在1956的研究中提出，每個孩子從家庭得到的教育資源投入，將會因孩子數(shù)量的增加而減少；家庭規(guī)模越大，每個孩子能得到有利于他們智力發(fā)展的經(jīng)濟或非經(jīng)濟資源就越少。[15]此后布雷克(Blake J)在大量經(jīng)驗分析的基礎(chǔ)上提出了“資源稀釋理論”。該理論認為，在家庭資源有限的條件下，兄弟姐妹之間存在競爭，子女?dāng)?shù)量與每個子女獲得的教育資源數(shù)量之間呈負向關(guān)系。[16]唐尼(Downey D B)進一步提出父母的資源是有限的，新增同胞會減少原有孩子得到的資源，尤其是不可共享的資源，如教育儲蓄。由于家庭對孩子教育資源的投入被認為是影響孩子教育發(fā)展的直接原因，因此兄弟姐妹的增多通過降低孩子獲得的教育資源，最終降低孩子的教育成就。[17]有研究將生育間隔納入資源稀釋理論的分析框架中，發(fā)現(xiàn)出生間隔較大意味著第一個孩子可以在較長的時間內(nèi)獨自使用家庭資源，因此大生育間隔對年長的孩子有利。[18]與資源稀釋理論相對立的規(guī)模效應(yīng)理論，該理論認為生育間隔越短，多撫養(yǎng)一個孩子的邊際成本會降低，因此對兩個孩子都有好處。[19]然而，規(guī)模效應(yīng)理論中的家庭資源通常指可共享資源，如書籍、玩具等。當(dāng)研究對象是不可共享資源時，資源稀釋理論的解釋力度更強。

除了資源稀釋理論，數(shù)量與質(zhì)量(Q-Q)替代理論也一直受到國內(nèi)外學(xué)者的青睞。該理論由貝克爾(Becker G S)提出，他認為家庭收入的持續(xù)增加不會無限制增加對孩子的需求，在家庭收入一定時，孩子的數(shù)量和質(zhì)量之間存在替代關(guān)系，孩子的數(shù)量可能會隨著收入提高而有所增加，但增加幅度很少，甚至?xí)樨?。[20]貝克爾的理論也被用來解釋中國的現(xiàn)象，國外有研究運用中國的數(shù)據(jù)研究孩子質(zhì)量與數(shù)量的替代關(guān)系，證實了這一關(guān)系確實存在，并且在農(nóng)村地區(qū)更加明顯。[21]然而，Q-Q替代理論也遇到了一些挑戰(zhàn)。谷宏偉和楊秋平對中國的數(shù)據(jù)進行測算發(fā)現(xiàn)，兩個孩子的家庭與一個孩子的家庭相比，每年在每名子女上的教育花費要多7097元。[22]這同“數(shù)量—質(zhì)量替代”模型的預(yù)測結(jié)果不一致，對貝克爾的Q-Q替代理論提出了質(zhì)疑。

目前，學(xué)界關(guān)于家庭教育投入(Family Educational Investment)的界定分為廣義和狹義兩種。廣義上的家庭教育投入通常被理解為一種人力資本投資形式，即父母對子女的教育費用不只是滿足暫時的需要，而是子女通過教育獲得知識、技能和健康等人力資本，[23]從而在遠期提高家庭的未來收益，因此家庭教育投入不僅包含教育支出、物質(zhì)投入等貨幣性資源，而且包括教育觀念、撫養(yǎng)時間與精力等非貨幣性資源。本文采用狹義的界定，使用家庭教育支出(Family Educational Expenditure)，即購買教育的全部支出的貨幣表現(xiàn)，代表家庭對子女教育資源投入情況。

(二)實證綜述

1.影響家庭教育支出的因素

國內(nèi)外學(xué)界在影響家庭教育支出因素方面已經(jīng)積累了大量研究。提拉克(Tilak J BG)把影響家庭教育支出的因素分為主觀因素和客觀因素兩大類，客觀因素包括個人特征(如性別)、家庭特征(如家庭收入)、地區(qū)特征(如地區(qū)經(jīng)濟狀況)以及學(xué)校特征和政府教育支出等，主觀因素包括家庭教育觀念等。[24]本文對過往研究中影響家庭教育支出的因素進行梳理，總結(jié)出以下影響家庭教育支出的若干主要因素。

(1)家庭收入水平。家庭收入水平可以正向影響對家庭教育支出。[25]從投資結(jié)構(gòu)看，我國低收入家庭的教育投資規(guī)模普遍較低，其教育支出負擔(dān)率高于高收入階層。[26]高收入家庭是投資校外教育資源的主力軍，其子女教育支出受收入波動影響較小，這是由于富裕家庭傾向利用儲蓄來減緩沖擊，而貧困家庭則傾向于依賴公共轉(zhuǎn)移支付來減緩沖擊。[27]

(2)家庭社會經(jīng)濟背景。家庭社會經(jīng)濟背景包括父母的受教育程度、擁有的職業(yè)聲望、社會地位等。大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，父母的受教育程度對孩子教育支出有顯著正向影響，尤其是受過高中或大學(xué)教育的母親，其家庭的教育支出比母親受教育水平較低的家庭的教育支出高60%。[28]劉保中用父母的受教育程度,以及家庭收入水平衡量家庭的社會經(jīng)濟地位，發(fā)現(xiàn)家庭的社會地位對家庭教育投入存在正向的積極作用。[29]然而，也有研究認為父母擁有更高的政治權(quán)威，能夠在一定程度上降低子女的擇校費用，[30]丁小浩和翁秋怡認為，這是由于教育制度不完善，存在對優(yōu)質(zhì)教育資源的權(quán)力尋租，因而，擁有較高職業(yè)權(quán)力的家庭有機會通過較少的教育投資得到物美價廉的教育機會。[31]

(3)子女所處的教育階段。如果子女屬于不同教育層次，那么其教育支出存在差異，教育層次越高，教育支出就越大，家庭教育支出負擔(dān)率以及教育支出占總消費支出比率也越大。[32]尤其在高中階段，由于學(xué)習(xí)競爭激烈，父母往往投入重金助力子女升學(xué)，因此高中教育支出占家庭總收入的比重較高，也為家庭帶來了沉重的負擔(dān)。[33]

(4)家庭城鄉(xiāng)屬性和所在地區(qū)。涂瑞珍與林榮日的一份研究采用單個城市的數(shù)據(jù)考察了城鄉(xiāng)家庭教育支出差異，結(jié)果表明中心城區(qū)家庭教育支出分別是城鎮(zhèn)和農(nóng)村的1.56倍和1.95倍。[34]有研究顯示，由于增長率的巨大差異，隨著時間的推移，這一差距存在擴大的趨勢。[35]

(5)性別。貧窮家庭對教育資源分配的性別不平等程度要遠遠大于富裕家庭，然而這一教育資源分配不平等的現(xiàn)象會隨著家庭收入水平的提高而改善。[36]由于中國實行計劃生育政策，有研究發(fā)現(xiàn)城市地區(qū)男孩和女孩平等地享有家庭的教育資源，甚至女孩略高于男孩，而在農(nóng)村，這一情況剛好相反。[37]

2.家庭子女結(jié)構(gòu)與家庭教育支出

家庭子女結(jié)構(gòu)包含子女?dāng)?shù)量、生育間隔、出生次序、子女性別等因素，其中的子女?dāng)?shù)量和生育間隔是本文關(guān)注的重點。國外有很多學(xué)者論述了子女?dāng)?shù)量與子女教育資源之間的負向關(guān)系。[38]裘克梅恩(Choukhmane T)等對比了獨生子女家庭和雙胞胎家庭，發(fā)現(xiàn)盡管獨生子女家庭孩子的人均教育支出比雙胞胎家庭孩子的人均教育支出高2.6%，但雙胞胎家庭的總教育支出要比獨生子女家庭的高6%。[39]然而，國內(nèi)的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量增加并不一定導(dǎo)致每個子女獲得的教育支出減少。李旻對河北省的農(nóng)村家庭進行了實地調(diào)查，發(fā)現(xiàn)子女個數(shù)及子女性別對家庭教育投資并未產(chǎn)生顯著影響，其調(diào)查的家庭中，子女間的年齡差距一般在5歲左右。[40]楚紅麗發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量對家庭教育支出的影響存在城鄉(xiāng)差異，對農(nóng)村家庭來說，子女?dāng)?shù)變量對支出有負向影響，而對城市家庭來說，由于子女?dāng)?shù)量增加導(dǎo)致的教育支出變化則不明顯。[41]

生育間隔也對家庭教育支出有著重要影響，子女?dāng)?shù)量和出生次序的相關(guān)文獻結(jié)論不一致的主要原因，是未能考慮兄弟姐妹之間年齡間隔的影響。[42]基得維爾(Kidwell J S)指出，如果多子女家庭中的長子(女)和弟妹之前的生育間隔較大(大于5年)，那么其成長經(jīng)歷更類似于獨生子女，但是現(xiàn)有模型往往將其與生育間隔較小的家庭中的孩子歸為一類，這會導(dǎo)致模型估計結(jié)果的不準(zhǔn)確。[43]國內(nèi)學(xué)者在研究家庭教育支出時，很少將生育間隔納入實證模型，李旻調(diào)查的家庭中生育間隔大多數(shù)在5歲左右，屬于大生育間隔(Spaced Apart)，這可能是導(dǎo)致其結(jié)論與資源稀釋理論相左的原因。

3. 現(xiàn)有研究局限及本文創(chuàng)新點

家庭的子女結(jié)構(gòu)受到生育行為的影響，而生育行為是家庭經(jīng)濟特征、人口結(jié)構(gòu)、父母特征等多因素共同決定的。生育多子女的家庭往往存在固有特征，因而難以將子女?dāng)?shù)量對家庭教育支出的影響剝離分析。梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，以往國內(nèi)討論生育問題面臨的一大困難，是由于樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題難以解決。2013年“單獨二孩”政策，開啟了將更多的生育決策交由家庭的歷程。自此，我國人口生育政策逐步趨向?qū)捤伞?015年，“全面二孩”政策出臺，表明人口生育政策依據(jù)我國人口總量與人口結(jié)構(gòu)變化不斷調(diào)整的發(fā)展方向。在生育政策逐步過渡的進程中，原本在生育選擇上受限的家庭獲得了更多的生育選擇權(quán)，這為研究家庭子女結(jié)構(gòu)的相關(guān)議題提供了外生沖擊，因此本研究將利用追蹤數(shù)據(jù)的可回溯性，借助政策約束的時間差，對同一時期擁有強烈生育意愿的家庭進行分類，匹配合理對照組，檢驗資源稀釋理論。

與此同時，當(dāng)前關(guān)于家庭子女結(jié)構(gòu)與子女教育支出水平的研究，則多集中于子女?dāng)?shù)量的討論，沒有將生育間隔對資源稀釋效應(yīng)的剝離出來。基得維爾認為，生育間隔是家庭教育支出的重要影響因素，但是一直都沒有得到其應(yīng)有的關(guān)注。[44]這一點在國內(nèi)的研究中更是如此。將生育間隔這一特征納入相關(guān)討論模型，再對家庭教育支出做深入研究，可以增強原有的資源稀釋理論對中國現(xiàn)象的解釋力度，也有利于該理論的進一步豐富和發(fā)展。

三、研究設(shè)計、方法與假設(shè)

“單獨二孩”政策于2014在全國各省份依次推進，至當(dāng)年6月在全國全面執(zhí)行，而“全面二孩”政策是從2016年1月1日起在全國范圍內(nèi)統(tǒng)一實施，因此不能通過常用的區(qū)域劃分，分離出受政策影響的實驗組和不受政策影響的控制組。但是，兩次政策的目標(biāo)家庭類型不同，“單獨二孩”政策允許其中一方是獨生子女的家庭生育二孩(以前夫妻雙方都是獨生子女才能生育“二孩”)?！叭娑ⅰ闭咦饔糜谌考彝ィ乔坝小皢为毝ⅰ闭?，因此“全面二孩”政策更多作用于夫婦雙方均不是獨生子女的非獨家庭。本研究參考已有研究，根據(jù)政策直接指向的家庭特征，將“單獨二孩”政策的目標(biāo)家庭定義為“單獨家庭”，“全面二孩”政策的目標(biāo)家庭定義為“非獨家庭”。[45]盡管二孩政策調(diào)整可能帶動整體生育意愿的提高，以及相關(guān)配套政策的實施，可能對非目標(biāo)家庭也起到激勵作用，但這種影響不具有直接性，也難以量化。因此，本文只考慮該政策對目標(biāo)家庭的直接影響。

由于孕育孩子需要9到10個月的時間，考慮到從政策頒布到孩子出生，中間存在將近1年的時間差，因此進行如下設(shè)定：(1)將“單獨二孩”的政策沖擊年份設(shè)定為2014年，將全樣本設(shè)定為所有2013年子女?dāng)?shù)量為1、2015年子女?dāng)?shù)量為2的家庭，將其劃分為實驗組。(2)將“全面二孩”的政策沖擊年份設(shè)定為2016年，將全樣本設(shè)定為所有2015年子女?dāng)?shù)量為1、2017年子女?dāng)?shù)量為2的家庭，將其劃分為對照組。對照組和實驗組對政策反應(yīng)都較為靈敏，在政策實施的第二年就發(fā)生了生育行為，因此可以認為對照組和實驗組都有強烈的生育意愿，將兩者作比較合理且有價值。本研究的子女結(jié)構(gòu)將包括子女?dāng)?shù)量和生育間隔兩方面內(nèi)容，利用追蹤家戶ID的可回溯性，可以得到對照組在2015年的家庭教育支出情況，將其與2015年的實驗組進行對比，即可剝離出子女結(jié)構(gòu)與家庭教育支出的關(guān)系。

此外，研究實驗組家庭進行了進一步處理，對于現(xiàn)有政策目標(biāo)家庭：(1)去除位于少數(shù)民族聚集地的家庭；(2)去除屬于“在政策實施前一個家庭即可生育兩個孩子”地區(qū)(村/社區(qū))的家庭；(3)去除屬于“一孩為女孩，可生育第二個孩子”地區(qū)(村/社區(qū))的家庭；(4)政策前孩子數(shù)量不為1，政策后孩子數(shù)量大于2的樣本；(5)去除婦女年齡超過55歲的家庭；(6)去除雙胞胎家庭。通過上述處理，可以保證實驗組和對照組家庭的生育行為在“二孩”政策實施前受到管控。

本文認為，“二孩”政策的實施本質(zhì)是放開原本生育受管控的家庭。以“單獨二孩”政策為例，政策實施后，單獨家庭獲得了“二孩”生育的自由選擇權(quán)，對于“雙獨家庭”而言，其本就已獲得這項權(quán)利。對于非獨家庭而言，其“二孩”生育權(quán)利依舊受到管控，因此單獨家庭是“單獨二孩”政策的直接作用群體。結(jié)合政策要求，本研究將以二胎家庭作為多子女家庭中的代表類型，并在此基礎(chǔ)上進一步討論子女結(jié)構(gòu)的家庭的教育支出差異，以家庭為分析單元，分析子女?dāng)?shù)量和生育間隔對家庭教育支出的影響。本研究將對經(jīng)典的資源稀釋理論進行驗證，對比未生育二胎家庭和生育二胎家庭中家庭教育支出總量和平均每個子女獲得的教育支出(盡管家庭教育支出不一定會在兩個孩子之間平均分配，但是為了簡化分析，本文使用平均教育支出這一概念來表示資源稀釋效應(yīng)的多少，下文簡稱“平均教育支出”)。由此提出假設(shè)1：子女?dāng)?shù)量可以影響家庭教育支出，子女?dāng)?shù)量增加會使家庭教育支出的總量上升，同時存在資源稀釋效應(yīng)，即二胎家庭中平均教育支出小于獨生子女家庭中平均教育支出。

既有研究表明，在二胎家庭中，生育間隔是影響家庭教育支出的重要因素，平均教育支出可能會受到生育間隔的影響。這是因為隨著第二個孩子的誕生，家庭育兒消費支出增多，在收入沒有明顯變化的情況下，父母可能會“勒緊褲腰帶”，盡量減少其他類型的消費，從而對第一個孩子的教育支出產(chǎn)生擠占效應(yīng)。[46]如果生育間隔拉大，意味著父母推遲生育二胎的時間，這可能包含了父母不愿意降低第一個孩子的培養(yǎng)質(zhì)量的考慮，同時隨著時間的推移，父母年收入增加，也可以減少資源稀釋帶來的影響。據(jù)此提出假設(shè)2：在二胎家庭中，生育間隔可以影響平均家庭教育支出，生育間隔大的家庭中，孩子獲得的教育支出更多。

四、數(shù)據(jù)分析及描述性統(tǒng)計

(一)變量說明

本研究將使用西南財經(jīng)大學(xué)開展的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)。為了盡可能分離出干凈的實驗組和控制組，本研究選取了CHFS數(shù)據(jù)庫中2013年、2015年和2017年3期的相關(guān)數(shù)據(jù)。2013年的調(diào)查樣本覆蓋全國29個省(自治區(qū)、直轄市)，2015年和2017年的調(diào)查分別對上一輪調(diào)查進行了追蹤，并在此基礎(chǔ)上擴大了樣本量。

本研究選取的因變量家庭教育支出來自問卷中“您家在教育培訓(xùn)上一共支出了多少錢”這一題項，該題項中的教育培訓(xùn)包括上學(xué)、上興趣班、留學(xué)等。核心自變量為家庭生育結(jié)構(gòu)，包括在2015年是否生育二胎和生育間隔，其中生育間隔的定義為兩個孩子之間的年齡差。控制變量選取了以下變量：(1)家庭年可支配收入水平，即樣本期內(nèi)的家庭年均可支配收入來衡量家庭的收入狀況；(2)家庭總資產(chǎn)，由金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)組成，金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金存款、社保賬戶余額、股票基金等，非金融資產(chǎn)包括各種經(jīng)營資產(chǎn)、土地資產(chǎn)、房產(chǎn)、車輛等；(3)母親年齡，家庭調(diào)查時母親的實際年齡；(4)父母受教育水平，考慮到通常情況下父親的受教育程度較高，而母親在子女教養(yǎng)過程中擁有更多參與度和話語權(quán)，本研究將同時保留父親和母親的受教育程度；(5)雇主屬性，分為“體制內(nèi)”和“體制外”家庭，父親或者母親中的一方在體制內(nèi)即為“體制內(nèi)”家庭；(6)一孩性別；(7)一孩所處教育階段；(8)家庭城鄉(xiāng)屬性，分為非農(nóng)戶口和農(nóng)業(yè)戶口家庭；(9)家庭區(qū)域?qū)傩裕O(shè)置處于東中西部地區(qū)的分類變量。

(二)描述性統(tǒng)計

根據(jù)前文中的設(shè)定，最終“單獨二孩”政策樣本共篩選出271個觀測值，“全面二孩”政策樣本共篩選出492個觀測值。通過描述性統(tǒng)計，可以看到樣本總體在家庭教育開支、家庭人口特征和家庭所在地等維度上的分布情況。盡管受到2014年“單獨二孩”政策干預(yù)的家庭的總資產(chǎn)和年收入，都少于受2016年“全面二孩”政策干預(yù)的家庭，但是前者的家庭教育經(jīng)費平均為每年4030.65元，多于后者的3622元。這一方面是因為2015年在生育二胎時，受到2014年“單獨二孩”政策干預(yù)的家庭中的“一胎”子女已經(jīng)開始上小學(xué)，開支相對增加。另一方面，受到2016年“全面二孩”政策干預(yù)的家庭中，父母的受教育水平、父母至少有一方在體制內(nèi)工作的家庭占比也更高，并且有更多的家庭來源于城鎮(zhèn)和東、中部地區(qū)。

如前文所述，本研究的對照組和實驗組分別在2014年的“單獨二孩”政策、2016年的“全面二孩”政策頒布后的第二年生育二胎。因此，本研究對2015年和2017年二胎家庭教育支出和生育間隔進行了描述性統(tǒng)計。在2015年這一時間節(jié)點，受“單獨二孩”政策影響家庭的教育支出比未受政策影響的對照組家庭多大約400元；在2017年這一時間節(jié)點，對照組和實驗組的家庭均已生育二胎，而受“全面二孩”政策影響家庭的教育支出多于受“單獨二孩”政策影響的家庭。另外，兩組家庭的生育間隔較為類似，均為7年左右。

五、子女結(jié)構(gòu)對家庭教育支出的影響

(一)子女?dāng)?shù)量對家庭教育支出的影響

1.子女?dāng)?shù)量對家庭中教育支出總量與平均教育支出的影響

考慮到被解釋變量為連續(xù)變量，因此使用OLS模型估計子女?dāng)?shù)量對家庭的教育支出的影響。本文設(shè)置虛擬變量λi為組間虛擬變量，用來表示家庭是否受到政策影響從而生育，對于在2014年受到“單獨二孩”政策影響從而生育二胎的實驗組樣本取1，對于在2016年受“全面二孩”政策影響，并回溯至2015年的對照組樣本取0。建立如下模型來分析影響教育支出的因素:

Yi+α+β1·λi+β2·Xi+εi

公式左邊Yi為被解釋變量，即家庭教育支出總量和平均家庭教育支出。平均家庭教育支出為平攤給每個孩子的教育支出，由于實驗組家庭中的子女?dāng)?shù)量為2，因此實驗組家庭中平均子女教育支出為家庭教育支出總量的二分之一。除政策外，還有很多其他因素會影響家庭的生育行為，因此本文選取了一組控制變量Xi，分別包括了家庭經(jīng)濟特征(家庭平均年收入、家庭總資產(chǎn))、家庭個體特征(母親年齡、父母受教育水平、父母工作性質(zhì))、孩子特征(一孩性別、一孩所處教育階段)及區(qū)域特征(東中西區(qū)域、城鎮(zhèn)/農(nóng)村家庭)。ε為殘差值。

研究表明，家庭子女?dāng)?shù)量增加使家庭教育支出的總量增加，相比于對照組，生育二胎的家庭教育支出增加839元。但是，家庭的平均教育支出下降，意味著每個孩子可以獲得的教育投入減少了1297元，存在資源稀釋效應(yīng)。其可能的原因在于，生育二胎使家庭育兒消費支出增多，從而減少了家庭的可支配收入，以及近年來早教、學(xué)前教育市場的蓬勃發(fā)展為家長提供了數(shù)量繁多的產(chǎn)品，對一孩的教育支出產(chǎn)生了擠壓。在影響家庭教育支出的經(jīng)濟因素中，家庭總資產(chǎn)數(shù)量的多少比家庭收入水平有更加顯著的影響，家庭總資產(chǎn)增加1%，家庭教育支出總量增加近500元。這是因為由于孩子將來的生活、教育等各方面的經(jīng)濟投入會大幅增加，因此家庭資產(chǎn)較少的家庭會基于“預(yù)防性儲蓄”動機增加儲蓄[47]，從而抑制了家庭教育支出水平的提高。家庭中父母的受教育年限均會對家庭教育支出產(chǎn)生正向影響，文化程度高的教育代際傳遞有助于提升教育投資效率，激勵家庭有更高的教育投入水平，這一點對家庭教育支出的總量和均值都是如此。在所有影響因素中，子女所處的教育階段對家庭教育支出的影響最大，當(dāng)子女進入更高一層級的教育階段后，家庭教育支出的總量和平均家庭教育支出分別增加1475元和1144元。

2.不同收入家庭的異質(zhì)性分析

基于家庭年收入的高低，將樣本中家庭三等分為高收入、中等收入、低收入家庭。結(jié)果顯示，低收入家庭中，子女?dāng)?shù)量增加對家庭教育支出影響不顯著，其余家庭特征因素中，家庭教育支出隨子女受教育階段的變動最為明顯。尤其是中等收入家庭，隨著子女進入下一個教育階段，家庭教育支出總量和平均家庭教育支出分別增加2058元和1385元。與之相對應(yīng)的是，隨著子女?dāng)?shù)量增加，高收入家庭的教育支出增加的數(shù)量最大，是中低收入家庭的三到四倍，但是仍然存在資源稀釋效應(yīng)，這可能是因為高收入家庭中原有的家庭教育支出水平較高，因此即便教育支出的總量增加，平均到單個孩子的教育支出還是存在一定程度的減少。中等收入家庭中平均教育支出對子女?dāng)?shù)量最為敏感，生育二胎使每個孩子獲得的教育支出都減少了1761元。可見，中等收入階層最為重視教育，因此收入增加帶來的教育支出增加數(shù)量最大，但與此同時資源稀釋效應(yīng)也最為明顯。由此可以推斷，中等收入家庭中的教育消費水平主要是受到預(yù)算約束的限制。

(二)生育間隔對家庭教育支出的影響

兩組樣本在生育間隔這一變量上的數(shù)據(jù)分布較為類似，因此本研究將對照組和實驗組合并，討論生育間隔對家庭教育支出的影響。兩組在2017年的子女?dāng)?shù)量相同，因此平均家庭教育支出為家庭教育支出總量的二分之一。研究將使用OLS模型，因變量為平均家庭教育支出，自變量生育間隔為連續(xù)變量，控制變量不變。模型的具體設(shè)置方式與前文中相同，在此不再贅述。

由回歸結(jié)果可知，生育間隔拉大的確可以增加家庭教育支出的總量，生育間隔每增加一年，家庭教育支出總量增加164元。這可能是由于生育間隔大的家庭父母較為重視子女質(zhì)量，有重視子女教育的理念，因此主觀拉開兩個孩子的生育間隔。另外一種解釋是當(dāng)生育間隔較大時，家庭資源較為充沛，資源稀釋效應(yīng)減弱，因此可以同時為兩個孩子提供更充沛的教育投入，而當(dāng)生育間隔較小時，家庭養(yǎng)育子女的負擔(dān)較重，因此平均給每個孩子教育的可支配收入減少。

考慮到生育間隔對家庭教育支出的影響可能是非線性的，研究將生育間隔的二次項納入回歸模型。結(jié)果表明，生育間隔與家庭教育支出存在“U”型關(guān)系，拐點為6年左右。即當(dāng)生育間隔小于6年時，家庭教育支出隨著生育間隔的增大而減小，在拐點右側(cè)，家庭教育支出隨著生育間隔的增加而增加。以往國外的文獻中往往將4年作為大生育間隔與小生育間隔的分界點，考慮到樣本中的子女?dāng)?shù)量均為2個，因此資源稀釋的邊際效應(yīng)更明顯，可以認為6年這一拐點是合理的。

六、結(jié)論與政策建議

利用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的3期數(shù)據(jù)，本研究驗證了資源稀釋理論，實證分析了家庭子女?dāng)?shù)量和家庭教育支出的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上將生育間隔納入研究，確定了生育間隔是影響資源稀釋效應(yīng)的重要因素。本研究試圖通過量化分析方法研究家庭子女結(jié)構(gòu)對家庭教育支出的影響，并對當(dāng)前中國家庭是否存在最優(yōu)生育方案進行探索。研究結(jié)果表明，盡管“二胎”家庭中的教育支出總量多于獨生子女家庭，但是其單個子女獲得的教育資源少于獨生子女家庭的孩子，由此可以推斷家庭中的子女?dāng)?shù)量增多，每個子女獲得的教育資源變少。在二胎家庭中，子女之間的生育間隔越大，單個子女獲得的教育資源會增多。這個結(jié)果驗證了我們的假設(shè)。

當(dāng)然本研究也存在不足。首先，使用平均家庭教育支出來衡量資源稀釋效應(yīng)可能存在不準(zhǔn)確的問題，因為家庭中對于兩個孩子的教育資源分配未必是完全相同的。其次，在現(xiàn)實中，家庭生育行為會受到多方面影響。如，一些家庭雖然選擇生育二胎，但是由于生育能力或者經(jīng)濟實力限制等方面的非經(jīng)濟因素，導(dǎo)致無法短期內(nèi)實現(xiàn)生育，因此“二孩”政策的效果會出現(xiàn)一定的滯后性和不確定性。最后，受到研究設(shè)計的限制，樣本數(shù)量較少，這也可能會影響結(jié)論的說服力。在當(dāng)下，受教育機會的性別平等是廣受關(guān)注的社會性問題，關(guān)注在“二胎”家庭中資源稀釋程度的性別差異，有利于從微觀層面刻畫我國家庭的生育和教育決策行為，進而為推動教育機會的性別平等提供現(xiàn)實建議。在此基礎(chǔ)上，還可以討論長子(女)在工作后對原生家庭的“反哺”現(xiàn)象，這些都是本研究在未來進一步深入的方向。

生育間隔作為一種政策手段已退出歷史舞臺， 但仍然有很多學(xué)者認為恰當(dāng)?shù)纳g隔對母嬰健康的益處， 應(yīng)當(dāng)倡導(dǎo)間隔生育 (Birth Spacing) 和適當(dāng)?shù)纳g隔。[48]本文佐證了這一觀點。政府應(yīng)當(dāng)從微觀上深入分析生育間隔如何影響家庭的子女教育支出的相關(guān)問題，并通過了解當(dāng)前公民的教育需求、教育負擔(dān)和教育公平現(xiàn)狀，建立一個既公平又滿足個性化需求的教育體系。