中国人口老龄化对家庭教育期...老与抚幼的“双重功能之争”_陈武元.pdf

教育发展研究2023.6一、问题的提出习近平总书记指出，“我国老年人口数量最多，老龄化速度最快，应对人口老龄化任务最重”。第七次全国人口普查数据显示，2020年，中国65岁及以上人口占比达到 13.5%，远高于世界平均水平（9.3%），离“中等老龄化”社会的标准（14%）仅有一步之遥。在日趋严峻的老龄化形势下，系统研究中国人口老龄化的趋势、特点及其对经济社会发展带来的潜在风险和挑战，“事关国家发展全局，事关亿万百姓福祉”。总体而言，现有研究较多集中于人口老龄化在宏观层面的效应，如人口老龄化对地区消费、储蓄、产业结构、1社会养老负担、23劳动力技术替代和长期投资的影响。45但有学者注意到，人口老龄化与人均寿命延长或许会改变个体对未来的理性预期以及行为决策，因而将研究重点聚焦于人口老龄化的微观层面影响。自Diamond6提出世代交叠模型（OLG模型）以来，诸多学者将消费储蓄、生育决策、人力资本投资等微观因素纳入到人口老龄化的分析中，78得到许多创新性结论。然而，作为影响子女教育获得以及父母未来养老的重要因素，家庭教育期望与人口老龄化之间的关系却鲜有学者研究。家庭教育期望指父母对子女未来教育水平的期待与希望，9大量文献表明，子女性别、学业成绩、是否独生等子女特征10以及家庭收入状况、家庭文化氛围、家庭社会地位等家庭特征1112是影响家庭教育期望的重要因素，但由于其忽视了制度、文化与地区特征以及社会变化、人口变化等宏观冲击的影响，从而受到不少制度主义学者的批评。由于家庭教育决策过程并不是处于外界环境不变、真空状态下的静态行为，而是考虑了多种因素后的动态策略，当人口老龄化对养老保障、劳动就业、消费储蓄等多方面产生溢出效应时，1314中国家庭父母难以独善其身，在以工具理性为主导的教育观念下，父母对其子女的教育期望是否会被重塑？在老龄化加剧的过程中，中国传统文化、家庭代际关中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”陈武元陈名灏蔡庆丰吴冠琛摘要：根据“中国家庭追踪调查”数据以及省级层面数据，运用多元有序回归分析、中介效应检验等方法，分析2014-2018年中国人口老龄化对当地家庭教育期望的影响及其路径。结果表明：地区老龄化的加深通过结构性就业问题和父母养老策略的中介效应，最终提升了当地家庭的教育期望，这一结论在经过稳健性及内生性检验后依然成立。这表明在老龄化的冲击之下，教育仍然具有较强的风险防范功能。进一步的异质性分析表明，这一效应主要作用于城市地区、父母受教育程度高、收入水平高、养老意识强、地区宗族观念强的优势阶层家庭，而对于另一组弱势阶层家庭的影响并不明显，这意味着优势阶层家庭更重视子女的教育状况，这一结论可能会导致我国教育不平等问题的进一步加剧。关键词：人口老龄化;家庭教育期望;就业问题;养老策略;教育不平等陈武元/厦门大学教育研究院陈名灏蔡庆丰吴冠琛/厦门大学经济学院（厦门361005）专题 家庭教育研究-35DOI:10.14121/ki.1008-3855.2023.06.015系、当代公众心理等因素又将对家庭教育期望发挥怎样的作用？这些都是本文将要探讨的问题。二、分析框架与研究假说（一）养老与抚幼：教育的双重功能科举制诞生后，教育对于个人获得成就的重要作用不言而喻。1977年高考制度恢复后，接受教育并参加高考仍是普通家庭子女获得高等教育资源、实现阶层向上流动的最为公平合理的渠道。15除了中日韩等实行应试教育的东亚国家外，在英美等推崇素质教育的西方国家中，接受教育也是个人获取成就的重要途径。然而，植根于不同社会历史的经济制度与代际文化，使得中西方的教育功能走上了不同的发展道路。西方国家的家庭组织形式较为松散，形成了倡导自由平等的个人本位主义，儿童位于家庭中心，16在单向接力的代际关系以及法律制度下，父母需要保障子女的受教育权，而子女并没有赡养父母的义务，在此过程中，教育的功能相对单纯，更多是帮助子女掌握知识技能、培养子女健全的人格，而不是为了获取子女的经济回报。相比之下，中国有着深厚的宗族文化，父母在家庭中享有极高的地位，形成了以孝顺为核心的家族本位主义，17在双向反馈的代际关系以及法律约束下，父母与子女形成了利益与情感的共同体：父母需要抚育年幼的子女，子女也必须照料年老的父母，教育也由此被赋予了“反哺”的期待，其不仅要履行培育子嗣的基本功能，同时也承担着光宗耀祖、赡养父母的家庭责任。（二）人口老龄化与家庭教育期望：无奈之举还是未雨绸缪对中国家庭而言，教育的双重功能导致了教育的双重动机。一方面，从利己主义看，教育具有经济投资的属性，高学历的子女往往意味着更高的经济回报以及家族荣耀，导致家庭教育决策具有谋生、保险、荣耀、成就和提升等多重考虑；18另一方面，从利他主义看，“殚竭心力终为子，可怜天下父母心”，在家庭或血缘所构成的社会关系中，父母往往对其子女存在利他偏好，19为了让子女在就业市场上更具竞争力，父母会为后代投入更多教育资源、提高子女的受教育程度。而在更多情况下，家庭教育期望是出于混合型偏好的考虑，具有利他和利己的双重动机，是自我利益与家庭责任权衡后的结果，以确保家庭整体获取最大化的效用。20而人口老龄化的加剧则导致中国家庭教育决策的复杂性与特殊性，父母一方面想帮助子女应对社会人口转型，另一方面又有家族荣耀与自身养老的考虑，利他与利己的动机之争是中国家庭教育期望此消彼长的根源所在。面对人口老龄化所引发的劳动力需求转型、社会养老压力增大与大众心理转变，家庭教育期望，究竟是谁在期望、又是为谁而期望？为解答这一疑问，本文将从经济冲击、制度变迁两条路径来探讨人口转型时期我国家庭教育期望的历史性转变。为此，本文提出如下竞争性假说：假说 1a：人口老龄化的加剧会提升家庭教育期望。假说 1b：人口老龄化的加剧会降低家庭教育期望。人口老龄化对家庭教育期望的影响1.就业转变机制从功利性角度看，父母让子女接受教育，是为了帮助子女获得更多就业机会以及实现家庭的阶层跃升。在人口红利时代，低廉的人力成本促使大量劳动密集型企业出现，其对员工的学历要求不高，拉低了父母对子女的教育期望。然而，随着人口老龄化的加剧，人力成本大幅上涨，21制造业企业不堪重负而纷纷退出；22而继续运营的企业，为应对劳动力成本的上涨，纷纷采用机器替代劳动力。23结构性失业问题增大了获得工作的难度，在激烈的就业竞争下，更高程度的教育意味着更容易就业以及更好的工作，24在教育的工具理性下，父母将比以往更重视子女的教育问题，从而提高家庭教育期望。此外，人口老龄化还会引起社会对于健康产业的重视，健康服务业的发展会提升服务业就业人口比重，并加快产业结构的转型，25在这一过程中，企业会对员工的知识和技能提出新的要求，家长也不得不让子女接受相关的技能培训、提升学历水平，以帮助子女应对职业岗位对教育要求的转变，最终提高了家庭教育期望。总体而言，人口老龄化一方面加剧了结构性失中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-36业现象，另一方面导致了就业市场对劳动力需求的结构性转变，结果便是增强了教育的作用和地位，提升了父母对子女的教育期望，由此得到假说2。假说2：人口老龄化会导致结构性就业问题的加剧，由此提升了父母对子女的教育期望。2.养老替代机制CLHLS 2018问卷中“您现在与谁住在一起？”的数据表明，我国老年人主要采取家庭养老模式；此外，中国一直保持着以“孝”为核心的养老文化，确保了家庭养老模式在长期内的稳定性。26当前，我国的养老服务业仍然处于发展阶段，尚未形成规模化的产业，存在定位规划不清晰、相关产业人才培养滞后、相关政策法规不落实等特点，27难以满足日益增长的养老需求。更为严重的是，在老龄化和长寿化的总体趋势下，我国的养老金缺口呈不断扩大趋势，28倘若不实施改革方案，我国的基本养老保险基金将在未来出现亏损，面临较为严重的支付危机。29由于政府养老责任与子女养老责任存在相互替代效应，30家庭养老作为有效的养老替代方案将进一步受到家长的重视，“养儿防老”使得子女教育问题再次成为焦点。原因在于：中国家庭存在“抚养-赡养”的反馈模式，父母对年幼子女进行抚养和教育，而作为回报，子女需要承担对年老父母的赡养责任，31在这一互惠性的代际关系下，子女教育成为了实现家庭养老、提供晚年保障的先决条件之一；此外，根据人力资本理论，受教育程度越高，劳动力的工资水平越高，32高收入的子女能更好地在物质上履行赡养义务，为父母提供生活消费、衣食住行、健康医疗等各方面支出。综上，人口老龄化通过养老替代这一机制，最终提升了家庭教育期望，因此提出假说3。假说3：人口老龄化会增大社会养老制度的压力，为应对养老问题，父母会提高家庭教育期望。三、数据来源与实证策略（一）数据来源本文的实证研究基于两类数据：第一类数据是人口、经济、养老与就业的省级数据，主要来源于国家统计局、中国财政部，通过手工查阅2011-2020年期间颁布的 中国统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴 以及政府公开数据库收集整理得到，具有较高的权威性。上述数据中，人口与就业数据包括65岁及以上人口占比、老年抚养比、族谱密度、地区就业人员数等数据，经济数据包括国内生产总值 GDP、城乡养老金收入及支出、地区固定资本存量等数据。以上数据既囊括省级层面，也囊括国家层面，能较好地满足本文的研究需求。第二类数据为“中国家庭追踪调查”（Chinese Family Panel Studies，以下简称CFPS）。该调查由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施，覆盖全国26个省份，自2010年以来每两年执行一次对样本家庭的追踪访问，收集了中国社会、经济、人口、教育等多方面的数据，具备较高的研究价值。考虑到数据的可得性，本文选取2014、2016、2018年作为样本，在收集到原始数据后，对信息缺失、不合逻辑、不适用的样本进行剔除，最终获得17072个有效观测值。（二）变量选择1.因变量本文的因变量是家庭教育期望，即父母对子女的教育期望。考虑到教育期望属于主观变量，无法用基数进行描述，因此本文借鉴微观经济学中对于效用的构建方法，用序数的形式表示该变量：根据CFPS 问卷中“您希望您的孩子最少念完哪一个程度？”的选项进行赋值，将“现在就不念了”、“小学”、“初中”、“高中/中专/技校/职高”、“大专”、“大学本科”、“硕士”、“博士”分别赋值为0-7，而数值的大小代表家庭教育期望的高低。2.自变量本文的自变量是地区老龄化率，以“地区65岁及以上人口数量占总人口数量之比”来表示地区老龄化程度。同时，为确保实证结果的严谨性，本文后续将以“老年抚养比”地区65岁及以上人口数量占劳动年龄人口数量之比作为人口老龄化水平的替换变量，进行稳健性检验。3.控制变量本文综合既往文献，选取地区特征、家庭经济资本特征、家庭文化资本特征、家庭社会资本特征、子女特征等五种类别的控制变量。具体而言，考虑到CFPS数据的可得性以及以往文献的做法，本文选取人均GDP对数值、地方财政一般公共预算支出比例反映地区特征；采用家庭人均净收入对数值、家庭资产对数值代表家庭的经济状况；选用家庭藏书量以中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-37及父母学历程度代表家庭的文化氛围；选取家庭每月邮电通信费用来侧面反映家庭的社会资本状况；采用子女性别、子女是否独生以及子女年龄作为子女特征的控制变量。其中家庭藏书量属于定序变量，“没有书”、“1-10本书”、“11-20本书”、“21-50本书”、“51-100本书”、“101-500本书”、“501-1000本书”、“1001本书以上”分别赋值为0-7；父亲母亲学历也属于定序变量，对“文盲/半文盲”、“小学”、“初中”、“高中/中专/技校/职高”、“大专”、“大学本科”、“硕士”、“博士”分别赋值为0-7；家庭每月邮电通信费用为原始数据除以1000；子女性别为虚拟变量，男性取值为1，否则取0；子女是否独生也为虚拟变量，独生子女取1，否则取0。在收集整理所有变量的原始数据后，首先将缺失值剔除，再将不符合事实逻辑、前后表述不一致的数据予以剔除，最后再对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理，最终获得17072个有效数据。各变量的定义及描述性统计见表1。表1变量定义及描述性统计变量样本数均值标准差最小值最大值家庭教育期望170724.7951.09007.00家庭教育期望总年限1707215.8902.868023.00家庭人均收入对数值170729.0970.9915.76111.35家庭净资产对数值1707212.5401.586015.39父亲学历170721.8941.22407.00母亲学历170721.7001.26807.00家庭藏书量170721.9171.80607.00家庭每月邮电费170720.2120.21003.50子女性别(男性=1)170720.5310.49901.00子女独生(独生=1)170720.2910.45401.00子女年龄170727.4994.362016.00地区老龄化率7511.0891.9287.58715.163地区老年抚养比7515.2422.90610.14022.690地区人均GDP对数值7510.8820.42510.18211.768地方财政一般公共预算支出比例750.2340.0760.1250.465地区劳动替代比7512.1650.41111.33313.218地区养老压力(压力大=1)750.0930.293014.中介变量前文指出，人口老龄化可能通过就业转变机制、养老转变机制影响家庭教育期望。关于就业预期机制，本文构造了“劳动替代比”这一中介变量，即地区固定资本存量/该地区就业总人数，再对其取对数，该指标的比值越大，表明该地区使用更多资本要素来替代劳动力要素，该地区的结构性就业问题更严重。关于养老替代机制，本文构造了“社会养老压力”这一指标，若基本养老保险基金当年收支结余小于0，则该指标取值为1，表明当年养老金入不敷出、地区的社会养老压力较大，否则该指标取值为0，表明当年养老金尚有剩余、地区的社会养老压力较小。以上数据来源于 中国统计年鉴、中国固定资产投资统计年鉴、国家统计局以及CFPS。（三）实证模型为更准确地分析地区老龄化程度对家庭教育期望的影响，本文结合样本数据的属性，采用有序Logit模型进行实证研究，模型设定如下：Edui，t=+Oldj，t+1Xi，t+2Zj，t+p+t+i，t（1）式（1）中，Edui，t为被解释变量，代表t年份对i子女个体的教育期望；而Oldj，t为本文主要关注的解释变量，代表j地区t年份的人口老龄化率；Xi，t为上文所述的家庭经济资本特征、家庭文化资本特征、家庭社会资本特征、子女特征等控制变量；Zj，t为地区特征的控制变量。p为子女上学阶段固定效应；t为年份固定效应；i，t为回归残差。是本文主要关注的参数，其量化了地区老龄化程度对家庭教育期望的影响，若为正，表明二者呈正相关关系；若为负，则表明二者为负相关关系。四、实证结果与分析（一）基准回归结果本文采用逐步回归的方法进行分析，表2展示了基准回归结果。模型 1 中只包括因变量和自变量，结果表明，地区老龄化率的系数为 0.053，且在1%的水平上显著，表明地区老龄化程度与当地家庭教育期望具有显著的正相关关系。然而，考虑到不同的年份以及子女上学的不同阶段都会影响父母对子女的教育期望，模型2在控制了年份固定效应和上学阶段固定效应后，地区老龄化率的系数仍在1%的水平上显著为正，但数值下降到0.049。同时，为识别家庭经济资本特征、家庭文化资本特征、家庭社会资本特征、子女特征、地区特征等因素对家庭教育期望的影响，模型3在模型1的基础上加入了多个控制变量，地区老龄化率的系数大幅下降到0.032。最后，模型4同时加入了固定效应与控制变量，结果表明，在控制变量方面，男性以及独生子女能得到父母更高的教育期望，并且当家庭的经济资本、文化资本、社会资本越充足，父母对子女的教育期望越高，总体而言，各控制变量的符号和显著性与已有的文献基本保持一致；而在解释变量方面，地区老龄化率的系数为0.033，且通过了1%水平的显著性检验，表中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-38明地区人口老龄化程度显著提高了当地家庭的教育期望，与前文的理论分析保持一致。表2基准回归结果变量模型1模型2模型3模型4家庭教育期望地区老龄化率0.053*0.049*0.032*0.033*(6.06)(4.80)(3.55)(3.36)家庭人均收入对数值0.072*0.075*(3.52)(3.63)家庭净资产对数值-0.027*-0.028*(-2.27)(-2.29)父亲学历0.208*0.208*(10.97)(10.95)母亲学历0.210*0.211*(10.96)(11.01)家庭藏书量0.046*0.044*(4.82)(4.53)家庭每月邮电费0.258*0.260*(3.42)(3.43)子女性别(男=1)0.078*0.078*(2.21)(2.21)子女独生(是=1)0.197*0.196*(4.86)(4.71)子女年龄-0.021*-0.010(-5.00)(-0.96)地区人均GDP对数值-0.134*-0.117*(-2.09)(-1.78)地方财政一般公共预算支出比例0.513*0.605*(2.05)(2.34)年份固定效应不控制控制不控制控制上学阶段固定效应不控制控制不控制控制样本数17072170721707217072伪 R20.00110.00460.03380.0341注：参数估计值下方括号内为 t值；*、*、*分别代表1%、5%和10%的显著性水平，下表同。表3报告了地区人口老龄化的加剧在模型1-4的边际效应。结果表明，无论是哪个模型，人口老龄化的加剧均降低了父母期望子女获得大专及以下学历的概率，提升了父母期望子女获得大学本科、硕士、博士学历的概率，因此，人口老龄化的加剧能显著提升父母对子女获得高学历的期望。（二）机制分析为探究地区人口老龄化对家庭教育期望影响的作用途径，本研究采用中介效应模型进行机制检验。1.就业转变机制本文选取“劳动替代比”这一中介变量来代表结构性就业问题的加剧，进而检验就业转变机制。表4报告了机制检验的结果，模型4-5中各个变量的系数均在1%的置信水平上显著为正。其中，模型4展示的是基准回归结果，模型5则表明地区老龄化的加剧会显著增加该地区以资本要素替代劳动力要素的程度，即结构性就业问题更为严重。在加入中介变量后，模型5中地区老龄化率的系数出现下降，表明结构性就业问题的加剧导致了家庭教育期望的提升，证实了这一变量确实存在部分中介效应。表4机制检验回归结果:就业转变机制变量模型4模型5家庭教育期望劳动替代比家庭教育期望地区老龄化率0.033*0.010*0.028*(3.36)(11.39)(2.86)劳动替代比0.458*(4.54)控制变量控制控制控制固定效应控制控制控制样本数170721707217072伪 R2/R20.03410.76440.03472.养老替代机制本文选取“社会养老压力”作为中介变量进行机制检验。表5报告了机制检验的结果，模型4和6中各个变量的系数均显著为正。其中，模型4展示的是基准回归结果，模型6的结果则表明，地区老龄化的加剧会增大该地区的社会养老压力，对未来养老问变量模型1模型2模型3模型4家庭教育期望不必读书-0.0001*-0.0001*-0.0001*-0.0001*(-4.32)(-3.87)(-3.16)(-3.03)小学-0.0002*-0.0002*-0.0001*-0.0001*(-4.95)(-4.24)(-3.31)(-3.17)初中-0.0011*-0.0010*-0.0007*-0.0007*(-5.68)(-4.59)(-3.46)(-3.27)高中/中专/技校/职高-0.0056*-0.0051*-0.0033*-0.0034*(-6.02)(-4.79)(-3.55)(-3.35)大专-0.0019*-0.0017*-0.0011*-0.0011*(-5.97)(-4.78)(-3.52)(-3.34)本科0.0033*0.0030*0.0020*0.0021*(5.78)(4.71)(3.52)(3.33)硕士0.0018*0.0016*0.0010*0.0010*(5.87)(4.69)(3.51)(3.32)博士0.0038*0.0035*0.0022*0.0023*(6.03)(4.77)(3.54)(3.35)样本量17072170721707217072表3地区老龄化率的边际效应变量模型4模型6家庭教育期望社会养老压力家庭教育期望地区老龄化率0.033*0.620*0.028*(3.36)(28.64)(2.72)社会养老压力(压力大=1)0.157*(2.44)控制变量控制控制控制固定效应控制控制控制样本数170721707217072伪 R2/R20.03410.24640.0343表5机制检验回归结果:养老替代机制中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-39题的担忧将重塑父母对于子女的教育期望。此外，相较于模型4，模型6中地区老龄化率的系数出现下降，表明养老替代机制的确存在部分中介效应。综合表5的实证结果可知，地区老龄化的加剧也通过养老替代的中介效应提高了父母对子女的教育期望。（三）稳健性检验上文已初步证明人口老龄化对家庭教育期望的影响。在这一部分，本文将在基准回归模型的基础上进行一系列相关的稳健性检验。1.更换回归模型在基准回归中，本文使用的是有序logit模型，考虑到被解释变量家庭教育期望属于多元有序变量，还可采用有序probit模型进行分析。因此，进一步验证结果的稳健性，本文在更换模型后进行回归，结果报告在表6的模型7，地区老龄化率对家庭教育期望的系数仍然为正，显著性也未发生改变，与基准回归的结果一致。表6稳健性检验结果变量模型7模型8模型9模型10家庭教育期望家庭教育期望家庭教育期望家庭教育期望总年限地区老龄化率0.016*0.035*0.026*(2.88)(3.39)(1.83)地区老年抚养比0.019*(2.91)控制变量控制控制控制控制固定效应控制控制控制控制样本数17072163311707217072伪 R20.03340.03390.03410.05822.剔除直辖市数据在基准回归中，CFPS的家庭数据库包括直辖市的家庭样本，考虑到直辖市与其他省份在政治定位、经济发展、人口规模、医疗教育等多方面存在较大差异，可能会出现样本的选择偏误问题。因此，为了使样本更具代表性，本文剔除了北京、天津、上海和重庆四个直辖市的样本，使用剩余21个省级行政区的家庭样本数据进行回归分析，回归结果报告在表6的模型8，地区老龄化率的系数符号和显著性并未发生实质性变化，与前文的实证结论一致。3.更换人口老龄化指标在基准回归中，自变量是地区老龄化率，使用地区65岁及以上人口数占总人口数比例来代表。然而，人口老龄化的度量方式并不唯一，本部分使用地区老年抚养比，即地区65岁及以上人口数占地区劳动年龄人口数之比作为替代解释变量，该变量从劳动年龄人口的角度阐述地区老龄化程度，具有较强的解释力，可用于进行稳健性检验。更换自变量后的回归结果报告在表6的模型9，表明地区老年抚养比对家庭教育期望的影响仍然在1%的显著水平上正相关，与基准回归的结果一致。4.更换家庭教育期望指标在基准回归中，因变量使用0-7的定序变量来代表不同程度的家庭教育期望。但是，定序变量忽略了各种教育程度之间的差异，可能会影响实证结果的可靠性。因此，本文用家庭教育期望总年限作为替代被解释变量，对“现在就不念了”、“小学”、“初中”、“高中/中专/技校/职高”、“大专”、“大学本科”、“硕士”、“博士”的教育总年限赋值为0、6、9、12、15、16、19、23。更换因变量后的回归结果报告在表6的模型10，地区老龄化率的系数符号和显著性并未发生实质性变化，与前文的实证结论一致。（四）内生性检验上文分析可知，地区老龄化率与当地家庭的教育期望显著正相关。然而，二者之间也可能存在逆向因果关系：若某个地区的家庭教育期望普遍较高，可能意味着该地区的就业竞争较为激烈、生存成本和生育成本处于较高水平，这可能会导致结婚率和生育率进一步下降，从而加剧了该地区的老龄化进程。此外，尽管本文在基准回归中控制了年份固定效应和上学阶段固定效应，并从地区特征、家庭特征、子女特征等层面考虑了控制变量，但仍可能存在遗漏变量问题。为了降低遗漏变量和内生性问题所带来的偏误，本文借鉴Bartik33的做法，采用份额移动法，通过基期的地区老龄化率与全国的老龄化增长率构造Bartik instrument，并使用二阶段最小二乘法来进行工具变量检验。公式如下所示，其中Oldj，t-4表示j地区t-4年的老龄化率，即初始老龄化率；Gt-4，t表示t-4至t年间全国老龄化率的增长率；Bartikj，t表示j地区t年老龄化率的工具变量。一方面，由于全国老龄化率的增长率来自25个省份，单个省份的家庭教育期望并不会对全国老龄化率产生明显影响，因此工具变量与被解释变量是相对外生的；另一方面，初始老龄化率采用的是该省份老龄化率的原始数据，计算出的工具变量与解释变量（地区老龄化率）的实际值存在较强的相关性，能较好地满足内生性假设。Bartikj，t=oldj，t-4（1+Gt-4，t）中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-40在构建工具变量后，本文进行了 IV-2SLS 估计，回归结果详见表 7。第一阶段的结果显示，Bartik工具变量与地区老龄化率存在显著的正向关系，一阶段F值为 5855.95，远远大于16.38，表明不存在弱工具变量问题。第二阶段中，在考虑了控制变量及固定效应后，地区老龄化率的系数仍然显著为正，与基准回归结果基本一致。同时，对比表 7与表 1，在采用工具变量进行回归分析后，解释变量的系数明显减小，这表明内生性问题的存在会高估人口老龄化对家庭教育期望的正面效应。表7工具变量检验结果变量第一阶段第二阶段地区老龄化率家庭教育期望B工具变量1.100*(269.69)地区老龄化率0.012*(2.33)控制变量控制控制固定效应控制控制观测值1707217072伪 R2/R20.85370.0709弱工具变量检验(Cragg-Donald Wald F statistic):5853.64五、进一步研究通过前文的分析可知，制度和文化的不同可能导致中西方教育功能的异化，进而造成家庭教育期望的国别差异。因此，本文将通过异质性分析进一步探究人口老龄化对家庭教育期望的影响。（一）父母受教育程度既有研究表明，家长的教育理念、个人价值观和社会意识形态等文化资本因素会影响家庭教育支出。34同时，也有学者指出，父代受教育程度越高，对子女的教育期望越大。35因此，本文根据同一家庭父母的平均受教育程度的中位数，将样本分为父母受教育程度高组和父母受教育程度低组，分组回归的结果报告见表8。结果表明，在父母受教育程度低的家庭中，地区老龄化率的系数为0.025，该数值远低于父母受教育程度高组家庭的0.074，表明地区人口老龄化对家庭教育期望的促进效应在父母受教育程度高的家庭中更为明显。本文认为，对于受教育程度较高的父母而言，受益于较高的学历程度和认知水平，他们相比普通人能更快地意识到人口老龄化对养老保障的负面冲击，更迅速地调整对子女的教育期望，提前为将来的老年生活增添保障。相比之下，对于受教育程度较低的父母而言，他们可能认为子女孝顺父母是天经地义的、子女赡养父母与其受教育程度关系不大，因而对于子女教育并没有较大的迫切性，导致家庭教育期望变化幅度较低。（二）父母养老意识中国家长自古便有养老防老意识，这可能会导致家庭教育期望的异化。为此，本文根据 CFPS中“您参保了哪几种养老保险项目？”的回答，以同一家庭父母参与养老保险项目的数量多少来代表父母对于养老问题的防范意识强弱。按照家庭参与养老保险项目数量的中位数，将样本分为父母养老意识强组和父母养老意识弱组，分组回归的结果见表 8。结果表明，在父母养老意识较强的家庭中，地区老龄化率的系数在1%的置信水平上显著为正，而在父母养老意识较弱的家庭中该系数并不显著。本文认为，对于养老意识较强的父母而言，为降低未来养老的不确定性，他们不仅会通过增加储蓄、缴纳社保以及购买保险的方式实现自我养老和社会养老，还会通过生养教育子女的方式实现家庭养老，通过构建“养老组合”以最大程度地降低未来的养老风险。而对于养老意识较弱的父母而言，由于对养老问题的不了解以及不重视，他们既不会认为人口老龄化会对他们产生负面影响，也不能认识到子女教育对其养老保障的重要作用，因此不会采取积极措施加以应对，家庭教育期望并未发生明显变化。（三）地区宗族文化“养儿防老”思想源自我国的宗族文化，很大程度上影响了家庭教育决策，因此，本文借鉴潘越等36的做法，使用地区宗族族谱作为衡量地区宗族文化的代理指标，根据宗族族谱数量的中位数，将样本划分为地区宗族文化强组和地区宗族文化弱组，分组回归的结果见表8，在宗族文化较强的地区，地区老龄化率的系数在1%的置信水平上显著为正，而在宗族文化较弱的地区，该系数并不显著。本文认为，在宗族文化较强的地区赡养习俗、孝悌文化较为流行，子女十分注重对父母的孝顺与赡养；此外，宗族文化还将形成外在的舆论压力，在宗族这一非正式制度的强力约束下，父母与子女之间维系着稳固的双向反馈关系，“养儿防老”的传统仍在延续，因此人口老龄化会显著提高家庭教育期望。相反，在宗族文化较弱的地区，大宗族被拆分为小家庭，传统的家中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-41庭伦理被新型平等的家庭关系所取代，家庭的养老功能被弱化、抚幼功能被增强，在这一转变下，孙辈取代长辈成为了家庭系统的核心。37代际关系从向上传递转变为向下传递，父母对子女教育的出发点也从赡养老人转变为培育子嗣，导致子女教育的养老功能被大大削弱。因此，在宗族文化较弱的地区，人口老龄化并不会对家庭教育期望产生显著影响。表8异质性分析：文化与心理变量父母受教育程度父母养老意识地区宗族文化低组高组弱组强组弱组强组家庭教育期望地区老龄化率0.025*0.074*0.0170.051*0.0360.043*(1.79)(5.32)(1.14)(4.02)(1.58)(3.56)控制变量控制控制控制控制控制控制年份固定效应控制控制控制控制控制控制上学阶段固定效应控制控制控制控制控制控制样本数8565850759381113477759297伪 R20.01730.02380.03360.03610.03130.0394（四）家庭城乡差异由于城乡地区的人口老龄化程度存在较大差异，家庭教育期望可能会产生明显分化。为检验这一假设，本文根据CFPS问卷数据，将样本家庭分为农村家庭和城市家庭后再进行分组回归。表9的回归结果表明，地区老龄化率的系数在城市家庭样本中显著为正，而在农村家庭样本中并不显著，说明人口老龄化对当地家庭教育期望的促进作用集中于城市家庭。本文认为，在城市地区，劳动力供给充足，就业竞争本就激烈，当人口老龄化进一步加剧结构性就业问题时，教育更受到父母的重视，因为更高程度的教育能带来更好的工作、更高的就业概率，38由此提高了城市家庭对子女的教育期望。相比之下，农村地区的产业结构以农业为主，对知识技能的要求相对较低，更高程度的教育并不能发挥相应的就业优势；而且农村地区的总体经济水平较为落后，工资水平较低，接受教育并不能带来较高的经济回报。上述因素都将使得农村父母对子女接受高层次教育的意愿并不强烈。表9异质性分析：城乡与经济变量家庭城乡位置家庭收入状况农村城市低组高组家庭教育期望地区老龄化率0.0210.063*0.0130.072*(1.64)(3.94)(0.90)(5.31)控制变量控制控制控制控制年份固定效应控制控制控制控制上学阶段固定效应控制控制控制控制样本数10249682384328640伪 R20.02470.03960.02400.0372（五）家庭收入状况在人口老龄化背景下，经济问题是影响父母养老决策以及子女教育决策的重要出发点。因此，本文根据同一家庭中父母平均收入的中位数，将样本分为高收入家庭和低收入家庭，再进行分组回归，结果报告见表9。地区老龄化率的系数在高收入家庭中显著为正，而在低收入家庭中系数不显著，这表明人口老龄化会显著提升高收入家庭的教育期望。其原因在于，不同阶层的家庭对教育“成本与机会”的认知存在较大差异。39低收入家庭囿于微薄的收入水平，无力维持较高的教育投资，即使父母在内心深处可能希望子女接受高等教育，但在综合权衡之后也不得不放弃这一想法，他们希望子女能尽快地参与工作，承担起赡养父母和回馈家庭的责任，因此人口老龄化并不是他们考虑子女教育问题的首要出发点。相反，高收入家庭在经济方面没有后顾之忧，他们有能力在子女教育问题上给予长期的经济支持，对子女的教育深造抱以较高的期望；此外，人口老龄化会导致实物资本的投资回报率下降以及人力资本的投资回报率上升，40这也会改变高收入家庭的投资决策，促使父母将更多的资源投入到子女教育上，导致对子女教育期望的提升。六、结论与启示本文基于 2014-2018 年三期中国家庭追踪调查、人口普查以及1%人口变动的抽样调查数据，通过有序Logit回归模型，考察人口老龄化程度对家庭教育期望的影响。结果表明：地区老龄化程度的加剧会显著提高当地家庭对子女的教育期望。同时，为了确保该结论的可靠性，本文还通过更换回归模型、更换教育期望指标、更换老龄化指标、剔除直辖市数据以及采用Bartik工具变量等方式，进行了一系列的稳健性和内生性检验，研究结论并未发生实质性变化，仍与基准回归结果保持一致。考虑到既有文献并未对二者之间的因果关系进行检验，本文尝试采用中介效应检验，对二者之间的因果效应进行分析，以补充现有研究领域的空白。机制检验结果表明，人口老龄化会通过加剧结构性就业问题、加大社会养老压力，从而显著提高家庭教育期望。此外，考虑到不同群体在经济、文化、心理等方面的差异性可能导致家庭教育期望的异化，本文进一步通中国人口老龄化对家庭教育期望的影响：养老与抚幼的“双重功能之争”-42过分组回归方式进行异质性研究，发现在城镇地区、父母收入高、父母受教育程度高、父母养老意识强烈、地区宗族观念浓厚的样本家庭中，地区老龄化对家庭教育期望的促进作用尤为显著，而这种效应在农村地区、父母收入低、父母养老意识薄弱、地区宗族观念淡薄的样本家庭中并不显著。值得注意的是，由于西方发达国家的社会保障制度、家庭代际关系、教育理念均与我国存在明显区别，中西方家庭对其子女的教育期望可能会存在异化。在分析我国的老龄化现象以及教育问题时，应意识到国别之间的差异性。本文的研究表明，中国家庭教育的期望转变，既是老龄化转型下的无奈之举，也是理性预期驱动下的未雨绸缪，政府应充分重视中国日益增长的养老需求，加快养老服务产业建设，为庞大的老年群体提供晚年生活保障。同时，政府应积极解决我国养老金缺口问题，实行养老体系改革，避免在将来出现严重的养老危机。此外，地处城市、高收入、高学历的优势家庭相比于弱势家庭，其在对待人口老龄化问题上更具前瞻性，更倾向于让子女接受更高程度的教育以应对社会转型的负面冲击，这可能会造成教育资源的另一种隐性垄断，并导致我国贫富差距的进一步扩大以及社会阶层的固化，这也提示相关部门要尤为关注教育公平问题，在制定相关教育政策时，应充分考虑不同家庭的差异性，对弱势家庭予以更多的政策及经济资源扶持，以确保教育公平、促进社会阶层的流动性。本文系国家社科基金后期资助项目“教育公平与共同富裕研究家庭教育期望的研究视角”（22FJKB002）的部分成果。蔡庆丰系本文通讯作者。（责任编辑南钢）注释 计算方法：基本养老保险基金当年收支结余=（城镇职工基本养老基金当年收入-城镇职工基本养老基金当年支出）+（城乡居民社会养老保险基金当年收入-城乡居民社会养老保险基金当年支出