作 者 简 介
王晓焘，南京师范大学社会学与社会工作系讲师，博士，主要从事中国独生子女研究；
徐 迟，香港城市大学博士研究生，主要从事城市研究、教育社会学研究。
· 摘 要 ·
中国独生子女家庭研究的基本思路是在独生子女的社会化进程中进行独生子女和同龄非独生子女的比较研究，但是目前研究主要集中在独生子女的出生家庭阶段。随着越来越多的独生子女结婚生子并进行子女教育，应该对生育家庭阶段的已婚独生子女进行关注。因此对已婚独生子女家庭的孩子教育投入进行研究。由于家庭教育投入中常常含有祖辈的支持，将三代家庭纳入研究视野。通过对“中国12城市育龄青年调查研究”数据的统计分析，发现：父亲的兄弟姐妹数量越少，则孩子越可能得到更多的教育投入；而与自己父母共同居住的独生女，也能为孩子提供相对更多的教育投入。表明家庭资源稀释理论在中国三代家庭的意义，也表明在成家立业之后，独生女仍然可能占据某种优势。
一、问题的提出
随着“全面二孩”政策于2016年1月1日开始在全国范围内实施，我国的计划生育政策实现了重大调整，在全国实行了三十多年以“一对夫妇只生育一个孩子”为主体的独生子女政策完全被打破。但是根据学者的估计，截至2015年，中国的独生子女人口数已高达2.246亿，其中超过85%为城镇人口。[1]另一方面，独生子女政策被打破并不意味着独生子女开始减少，不少学者表明计划生育政策调整之后的实际生育“低于预期”[2]；由于主观不愿生育或是客观经济、职业等压力，不少育龄青年并不想要生育第二个孩子[3]。可以预期的是，在“全面二孩”以及“三孩”时代，中国独生子女群体仍然会继续增长。[4]中国独生子女及其家庭仍应得到进一步关注。
中国独生子女研究受到了政策的很大影响，其研究关注点往往聚焦于独生子女政策是否带来了负面影响[5]；其研究理路往往关注随着政策而来的独生子女的社会化进程，以同年龄段非独生子女作为参照群体，对独生子女与非独生子女进行比较研究。[6]尽管早期研究也强调了独生子女的一些特性，但是越来越多的研究者通过大规模调查数据表明，独生子女与非独生子女之间并不存在显著差异。[5-7]只不过，上述对独生子女与非独生子女的比较研究往往过分强调两个群体之间的差异，而对独生子女和非独生子女生活的家庭有所忽视。[8]
将独生子女与非独生子女放回到家庭中，研究者关注的核心是家庭教育[6]，而主导范式是关注家庭子女数量与子女获得关系的家庭资源稀释理论[9]。这一理论假设家庭中的资源总是稀缺的，因此，家庭中子女人数的增加会降低每个子女能够得到的资源，进而对子女获得形成负面影响。[9]独生子女在家庭资源的竞争中没有对手，因此其获得会显著高于非独生子女。[10]尽管有研究者提出了不同看法，如汇流理论（the confluence theory）指出，独生子女在家庭中缺乏兄弟姐妹之间相互教导带来的“益处”而处于相对劣势[11]，但是不可否认独生子女确实在家庭资源的获得中占据优势。研究者也将中国家庭中的性别差异纳入已有理论框架。由于中国传统家庭具有明显的父系色彩，家庭资源的流动在很大程度上局限于父系流动[12]240，因而，家庭资源的稀释效应仅仅事关家庭中的儿子，女儿在很大程度上被直接排除在家庭资源之外。[13]但是独生女却在这一过程中处于特殊地位，当家庭中只有一个女儿时，父母没有选择，不得不将所有家庭资源都给她[14]，这在客观上提高了独生女的各项获得[15]，使得独生子女政策推进了独生子和独生女之间的性别平等[16]。
但是，上述研究关注的是独生子女的出生家庭，关注于青年前期的独生子女常常讨论的是独生子女的家庭成长。而20世纪70年代末80年代初紧随独生子女政策而来的独生子女[学者将紧随计划生育政策而来的一代独生子女称为第一代独生子女，这些出生于1980年前后的独生子女受到了研究者的大量关注。]已经长大成人，他们已经经历从“出生家庭”到“生育家庭”的转变，开始养育自己的子女。尽管已经有一些研究关注于他们在此过程中的就业、婚恋、居住、代际关系等话题[17-20]，但是从整体上看，已有研究对于独生子女在婚后的子女教育还较少涉及。延续独生子女研究的基本思路，随着独生子女进入生育家庭并生育自己的子女，我们就应该追问：独生子女在子女教育上是否存在特异性？鉴于中国家庭常常被认为是“扩大了的家庭”[12]38，三代之间总是保持着相当密切的交换与联系，因而仍然回到家庭资源稀释的基本思路的话，一个自然而然的问题是，已婚独生子女青年在孩子教育上，相对于同龄的非独生子女，是否仍然存在优势？而独生女在此过程中是否仍然处于优势位置？本研究正是以孩子的家庭教育投入为中心，试图对上述问题进行呈现与讨论。
二、三代家庭中的孩子教育投入
孩子教育一直是中国家庭关注的核心问题之一，而随着独生子女政策和社会经济发展带来家庭子女数量的减少，中国家庭往往将孩子教育置于家庭实践的核心。教育被认为是实现家庭价值和孩子人生价值的重要途径之一，对于家里的独生子女而言，他们的教育成就甚至是家庭“唯一的希望”[21]。或许正如有研究者指出的，我们正在经历“拼教养”的教育焦虑时代。[22]18
“拼教养”的背后，至少就社会学看来，是一套阶级化的话语。[23]中国式父母对于孩子教育的执著包含着对于阶级流动和阶级固化的担忧，他们急于通过教育投资，既使得孩子能够有更强的适应社会的能力，更保障自己的家庭能有一个安全的未来。[22]20作为一种阶级化的实践，教育往往并不会局限于以学校为中心的教育，而是包含父母陪伴、品位和修养提升以及情感投入的重大工程。[24]其形成的一个重要后果是家庭在孩子的教育上投入过多，不少家庭通过节俭和压缩其他消费来保证对孩子的教育投入。[25]
这意味着中国家庭往往会集中资源投资孩子的教育，这里说的家庭常常并不局限于父母孩子的核心小家庭，而是包含了三代的“扩大了的家庭”。或许隔代教育往往被认为存在多种弊端[26]，但是在家庭教育中，总是会出现祖辈的身影。祖辈常常充当家庭生活的照料者，甚至是金钱资助者的角色；不少研究表明，还不需要照顾的老年父母往往会继续向正处于家庭关键阶段的成年子女及孙辈付出[27]。
肯定祖辈对孙辈的教育投入支持，我们就可以将已有的家庭资源稀释理论扩展到中国的三代家庭。作为一项基于美国社会的理论，该理论关注的家庭是核心家庭，聚焦于父母资源对于子女的影响。但是在中国的语境下，这一家庭可以被拓展为三代家庭，关注祖辈资源通过其子女对孙辈产生的影响；尤其是在中国的现实情境下，青年人在城市中生活成本较高，自由支配的收入有限，而祖辈往往通过节俭和储蓄而有所积累。[28]
但是这一扩展并非简单地将祖辈纳入其中，而是必须对三代家庭的基本结构进行进一步讨论。在独生子女和非独生子女进入青年期形成生育家庭之后，原有的独生子女与同龄非独生子女的比较框架需要被扩展到夫妇层面，即同时讨论父亲是否独生子女以及母亲是否为独生子女，而实际形成的夫妇类型包括双方都是独生子女的“双独家庭”；一方是独生子女一方是非独生子女的“单独家庭”，包括男独女非和女独男非家庭；以及双方都是非独生子女的“双非家庭”。[29]另一方面，与祖辈之间的代际关系仍然深受性别的影响。受父权影响，往往只有父亲的父母（祖父母）会被接受为家庭成员的一部分；祖辈的支持也更可能来自于父亲的父母。[30]因此，三代家庭的资源稀释更可能会沿着父系进行。但是与此同时，独生女的特殊地位可能仍然存在，不管独生女是否结婚，她都是家里唯一的孩子，其父母的资源只能向她流动；就这个意义而言，独生女的父母相对更愿意对自己的外孙或外孙女进行支持和资助。
在此过程中，需要关注的是婚后居住状况。在传统意义上，婚后居住以“从夫居”为主，在条件允许的情况下，父母会和已婚的儿子共同居住形成典型的大家庭。[12]182从模式上看，传统的“从夫居”仍然在延续，只是随着社会经济的发展以及家庭中子女数量的减少，越来越多的夫妇会选择小家单独居住，不过仍然与父母之间保持密切联系。[31]而已有研究表明，与非独生子女不同的是，独生子女与双方父母共同居住的比例都较高，尤其是独生女更可能与自己父母共同居住形成“从妻居”模式。[29]在现实的家庭生活中，共同居住往往意味着共同承担家庭的责任，也包括祖辈对于青年及其孩子的付出。
基于上述讨论，本研究将在三代家庭的意义上讨论已婚独生子女家庭对孩子的教育投入，我们将通过全国范围的调查数据来回答，当独生子女以及同龄的非独生子女进入生育家庭之后，其对于孩子的教育投入状况如何？由于祖辈支持的存在，独生子女家庭对孩子的教育投入是否会受到父亲独生子女身份或者母亲独生子女身份的影响？而在此过程中，母亲的独生子女身份是否仍然会带来特殊的优势？
三、数据与测量
本研究的数据来自“中国12城市育龄青年调查研究”，该研究由南京大学社会学系风笑天教授主持，以多阶段抽样的方式在全国范围内抽取已育有一孩的青年进行问卷调查。由于被调查青年已经生育的一孩基本上都在15岁以下，大多处于幼儿园和义务教育的阶段，这一研究将调查对象界定为“城市中在上幼儿园和小学、及初中的儿童的父母”[32][这一界定使得该调查研究的样本不会覆盖0-2岁婴幼儿的父母，但是正如后文提及，由于本研究仅关注对义务教育阶段孩子的教育投入，所以这一做法对本研究的影响很小。]。
该问卷调查项目按照“城市—城区—学校—年级—班级”的步骤多阶段随机抽取班级，并对班级里的儿童进行整群抽取，最后通过儿童调查其父母。具体抽样过程分为四个阶段。首先，按照所处地区和城市类型随机抽取12个中国城市，即在东部、中部、西部按照分层抽样的思路分别抽取1个直辖市、1个省会城市、1个大中城市、1个县级城市。其次，在每个被抽取的城市中以简单随机抽样抽取3个城区。然后，在每个被抽取的城区中随机抽取1所幼儿园、1所小学和1所初中。最后，在被抽取的幼儿园中以简单随机抽样抽取1个大班、1个中班和1个小班，在被抽取的小学中分层抽取1个低年级班和1个高年级班，在被抽取的初中中简单随机抽取1个班。被抽取班级的所有学生都被整群抽取，而这些学生的父亲或母亲就构成了最后的调查样本。[32]
该问卷调查采用自填式问卷法，由南京大学社会学系与国内若干高校合作组织实施。经过专业培训的调查员统一到被抽取学校进行问卷填答指导，在被抽取幼儿园、小学和初中教师的帮助下，学生以家庭作业的形式将问卷带回去给自己的父亲或者母亲填答实际的调查中允许学生自由选择让父亲还是母亲来填答问卷，这一通过学生进行父母抽取的方式对于本研究特别有利，学生更可能将问卷交给关心其学习的父亲/母亲填答。[实际调查中也有一些特殊情况，如单亲家庭直接由共同生活的父亲或母亲填答；父母都不在身边则由调查时的监护人代答，当然，特殊情况在样本中非常少见。]，隔天再由教师统一收取[教师在收取问卷时会帮助进行审查，去除那些明显由非父母随意填答的问卷。调查员在此基础上还会进行进一步审查。]，调查员在检查后进行回收。[32]
“中国12城市育龄青年调查研究”实际完成有效样本7 778份[32]，本研究根据实际研究需要对样本进行了删减。首先，本研究将关注点聚焦于紧随计划生育而来的独生子女及同年龄段非独生子女，因此，本研究将样本的出生年份限定在1975到1985年之间。其次，由于幼儿园教育的差异性较大[33]，本研究将幼儿园学生的父母也排除在外。在对相关缺失数据进行list-wise删除之后，最终进入本研究的分析样本为2 546份。
本研究的因变量是家庭对孩子的教育投入。问卷要求被调查青年详细给出每年对带回问卷的这个孩子的相关教育支出。包括每年在学校教育方面的花费，如校服、辅导材料等；也包括孩子每年参加学校以外的兴趣班、培优班等的花费。我们将被调查者给出的所有花费加总形成年孩子教育支出总费用作为本研究的因变量，在实际引入模型时，我们对该变量取自然对数形式。
本研究引入以下四组解释变量和控制变量。
（1）核心自变量。本研究的核心自变量是父母的独生子女身份，即父亲是否是独生子女，以及母亲是否是独生子女，都是虚拟变量。1=父亲/母亲为独生子女；0=父亲/母亲是非独生子女。同时，本研究也引入父母的兄弟姐妹数量，即父亲/母亲有多少个兄弟姐妹，直接测量。
（2）子女信息变量。主要引入两个变量，一是子女数量，即被调查青年一共有几个孩子，直接测量；二是子女性别，即带回问卷的这个孩子的性别，虚拟变量测量，其中女性为参照组。
（3）父母信息变量。包括四个变量。第一是父母年龄，以父母的平均年龄进行测量，连续变量。第二是父母的户口，虚拟变量测量，1=城市，0=农村。第三是父母受教育年限。该变量从父母的文化程度转化而来，具体来说，初中=9，高中及中专=12，大专=15，大学本科=16，研究生及以上=19，取父母受教育年限较高者构成变量。第四是父母月收入，测量父母月收入较高者的每月全部收入，连续变量。
（4）祖辈信息变量。包括是否与祖辈共同居住，以及祖辈的受教育年限。是否与祖辈共同居住有两个变量，是否与祖父母共同居住和是否与外祖父母共同居住，都是虚拟变量，以不共同居住作为参照组。祖辈的受教育年限有两个变量，祖父母的受教育年限和外祖父母的受教育年限，与父母受教育年限相似，由学历转化而来并取高值，连续变量。
本研究将主要利用线性回归模型讨论核心自变量，即父母的独生子女身份对孩子教育投入的影响，实际的数据分析将分为三个部分。第一部分将对上述变量进行描述性呈现，并在此基础上呈现分不同独生子女身份的父母对子女的平均教育投入。第二部分将拟合模型估计父母的兄弟姐妹数量对家庭孩子教育投入的作用。第三部分拟合模型估计父母的独生子女身份对家庭孩子教育投入的影响，但是进一步考虑是否与祖辈共同居住的可能影响。
四、结果与分析
表1呈现了各个变量的描述性统计结果。从表1的第一行可以看到，在中国城市中，家庭对于孩子的教育投入是比较高的，每年在一个学龄孩子的教育上平均花费超过1万元；而根据统计资料，2015年中国城镇居民的年人均消费支出为21 932元[34]。尽管由于统计口径的不同，很难对上述两个数据进行直接对比，但是可以肯定，对孩子的教育投入是中国家庭开支的重要组成部分。
从表1可以看到，被调查的青年父亲和青年母亲仍然以非独生子女为主，独生子女的比例略高于10%；平均来说，他们会拥有两个左右的兄弟姐妹。而就祖代共同居住而言，大约30%的被调查青年与男方父母共同居住，略高于10%的被调查青年与女方父母共同居住。
正如我们已经提及，对于进入婚育过程的独生子女而言，简单进行独生子女与非独生子女的比较已不可行。在表2中，我们分别根据父亲和母亲是否具有独生子女身份，区分出四类家庭，即双独家庭、双非家庭、男独女非家庭和女独男非家庭，进一步呈现其在孩子教育投入上的差异。
从表2可以看到，在我们的研究样本中，双独家庭对孩子的教育投入是最高的（16 253元/年），其次是女独男非家庭（14 137元/年）；男独女非家庭每年对孩子的平均教育投入约为10 647元，而双非家庭是最低的，平均每年花在1个孩子身上的教育投入约为8 857元。上述差异具有统计显著性。表2的结果表明，首先，独生子女青年家庭更可能给予孩子高的教育投入，家庭资源稀释的理论可以进一步拓展到成家后的独生子女与非独生子女家庭；其次，独生女的优势地位看上去仍然存在，至少在表2中可以很明确地看到，如果母亲是独生子女，则其家庭对孩子的教育投入会相对更高。
上述简单比较的结果与我们的理论假设是一致的，但是这样的描述统计难免存在遗漏变量偏差的风险；如果想要获得更为严格而坚实的结果，则有必要建立统计模型同时引入自变量与各控制变量。因此在表3中，我们建立多元线性回归模型估计父母的兄弟姐妹数量对孩子教育投入（对数形式）的作用。与家庭资源稀释理论一致，我们在表3引入的自变量是父母的兄弟姐妹数量。模型1中我们单独讨论父母兄弟姐妹数量对孩子教育投入的影响，模型2中则在控制了所有其他变量的情况下讨论两者的关系，模型3中我们进一步将父母兄弟姐妹数量区分为父亲的兄弟姐妹数量和母亲的兄弟姐妹数量引入模型，以期将性别的可能影响也纳入模型。
表3的模型1仅引入父母兄弟姐妹一个自变量，这一变量对孩子的教育投入有着显著的负向影响，父母每多一个兄弟姐妹，孩子的教育投入就会减少11.3%。但是模型1的R2仅3.1%。模型2中继续引入了所有控制变量，模型得到了很大改善，模型2的R2增加到了18.2%。而模型2中，父母的兄弟姐妹数量对孩子教育投入仍然存在显著的负向影响。当所有其他变量保持不变时，父母每多一个兄弟姐妹数量，家庭对孩子的教育投入将减少3.9%。
模型3中我们引入性别，将父母兄弟姐妹数变量区分为父亲的兄弟姐妹数量和母亲的兄弟姐妹数量两个变量引入模型。有意思的是，在模型3中，父亲的兄弟姐妹数量的影响是显著的，但是母亲的兄弟姐妹数量的影响并不显著。这表明，模型2中的父母兄弟姐妹数量的作用对于父亲和母亲并非等同的；实际上，只有父亲的兄弟姐妹数量有显著影响：在相同条件下，父亲的兄弟姐妹数量每多一个，家庭对孩子的教育投入就会减少4.9%。模型3的结果表明，对于中国家庭而言，传统的资源代际传递还是明显地延续父系发生；而正是由于这一父系特征，父亲的兄弟姐妹数量会稀释来自祖辈的资源，而母亲的兄弟姐妹数量则不会。然而，模型3的结果实际上肯定的是独生子的优势，而并没有揭示出独生女的可能优势。因此，我们进一步以父亲/母亲是否是独生子女变量引入模型，结果见表4。
表4中拟合了三个模型。模型4引入父亲/母亲是否是独生子女变量，替代模型3中的父母兄弟姐妹数量变量，以突出独生子女身份的显著影响。由于独生子女往往在婚后居住方式上存在特异性[29]，我们进一步拟合模型5和模型6，讨论独生子女身份与祖辈共同居住之间的交互影响。模型4的结果与模型3保持了相当的一致性，就父亲/母亲是否独生子女变量而言，父亲的独生子女身份对孩子的教育投入有显著作用（p<0.1），但是母亲的独生子女身份的影响并不显著。具体而言，当其他变量保持不变时，独生子女父亲对孩子的教育投入要比非独生子女父亲高16.2%。尽管在样本中独生子女母亲也具有相对于非独生子女母亲的优势，但是这一优势并没有通过显著性检验。
独生女优势在模型4中的不显著使得我们必须放开一个假设：所有的独生女都会与她们的父母保持良好的连接。毕竟在中国传统观念中，父子关系才是家庭继替的核心。在此基础上，我们引入祖辈居住模式，并在模型5和模型6中讨论祖辈居住模式与是否独生子女的交互效应。模型5中引入父亲的独生子女身份以及是否与祖父母共同居住的交互项，正如我们可以看到，这一交互项并不显著。模型6中引入了母亲的独生子女身份与是否与外祖父母共同居住的交互项，而这一交互项是显著的（p<0.1）。当其他变量保持不变时，与自己父母共同居住的独生女，在孩子的家庭教育投入上，比不与自己父母共同居住的独生女高4.1%，比与自己父母共同居住的非独生女高40.5%，比不与自己父母共同居住的非独生女高9.4%。模型6的结果表明，独生女在建立家庭之后其优势地位仍然存在，但是受到是否与自己父母共同居住的调节作用。
本研究的数据结果提供了直接的证据表明，当中国独生子女进入以成家立业、教育子女为主要社会化任务的生育家庭阶段时，家庭资源的稀释作用在中国扩大了的三代家庭中仍然可以找到，独生子女家庭相对能够给自己的子女提供更多的教育投入；而在这一过程中，独生女仍然处于相对特殊的地位，婚后与自己的父母共同居住的独生女在子女的教育投入上相对更高；已婚独生女的优势地位值得进行进一步讨论。
五、结论与讨论
本研究基于全国12城市的调查研究讨论已婚独生子女家庭对孩子的教育投入，力图将中国独生子女的研究理路继续推进到生育家庭阶段，并通过讨论共同居住与祖辈支持，将已有的家庭资源稀释理论扩展到中国的三代家庭。本研究聚焦的核心问题是，父母的独生子女身份是否会影响到对孩子的教育投入？而独生女在此过程中是否占据特殊的位置？通过对中国12城市调查数据进行分析，本研究表明：中国城市青年家庭对于孩子的教育投入普遍较多；祖辈的相关支持更可能来自于父系，因而父亲如果是独生子女会显著增加对孩子的教育投入；但独生女在此过程中仍然处于特殊地位，婚后与自己的父母共同居住的独生女（母亲）家庭对孩子的教育投入相对更高。
这一结果提示我们进一步讨论共同居住的意义和作用。本研究表明婚后与自己父母共同居住的独生女存在相对优势，但是对于这一共同居住的实际含义尚不清楚。就已有研究而言，婚后居住模式虽然是一种传统的家庭规范，但是中国家庭总是根据自己的实际资源以及生活需要灵活地安排自己的居住；实际上，传统家庭中如果只有女儿的话，父母也是倾向于与女儿共同居住的。[31]因此，共同居住在家庭代际资源流动和代际关系中的作用仍然有待进一步研究。一方面，独生女的“从妻居”模式确实可能意味着对传统家庭居住模式的改变，另一方面，与父母的共同居住也有着实际考量，与城市住房、社会流动、家务帮助、子女照管等联系在一起。本研究的独生子女和同龄非独生子女还处于青年期，他们的父母（祖辈）年龄还不算大，但是随着时光推移，与子女的共同居住还会带有明确的家庭养老的含义。
本研究的结果将继续推进对中国独生子女的研究。正如我们已经提及的，已有的中国独生子女研究主要集中在独生子女的出生家庭阶段并逐渐转向生育家庭的研究，而在这一过程中，家庭会作为一个重要的研究单位而凸显。常见的独生子女与同龄非独生子女比较的研究框架会逐渐变得不适用，我们必须既考虑丈夫（父亲）是否是独生子女，同时考虑妻子（母亲）是否是独生子女，这使得我们必须在家庭（夫妇）的层次上进行研究与讨论。本研究的结果甚至提醒我们，我们的视角不应该仅仅局限于已婚独生子女和非独生子女的核心家庭，而应该将“扩大了的家庭”考虑在内。实际上，独生子女与非独生子女进行对比研究的思路受到独生子女政策的影响很大，随着独生子女主要基于夫妇选择而非政策强制而产生，本就应该加强对独生子女家庭的研究。
本研究也将资源稀释理论的研究范式继续向前推进。作为一个基于美国社会的研究范式，家庭子女数量和孩子获得之间的负向关系主要基于核心家庭。而已有研究首先将中国家庭的子女性别结构纳入考量，由于中国家庭的男孩偏好，女孩尤其是长女在很大程度上被排除在了家庭资源之外。[13]后续研究则进一步将独生子女因素引入，当家里只有一个独生女儿时，中国家庭不得不加强对于独生女的投资，客观上形成了对独生女的充权。[14-15]本研究则继续将家庭资源稀释理论推向中国的三代家庭，由于中国家庭在三代之间总是保持着密切的联系和交换，则家庭资源稀释也应该在“扩大了的家庭”中进行研究。至少就本研究的结果而言，三代家庭的资源稀释同样重要，且需要在不同的家庭周期中得到进一步讨论。
本研究也留下了一些遗憾。由于在整体上父亲和母亲的兄弟姐妹数量都不多，本研究没有进一步讨论父亲和母亲的兄弟数和姐妹数的不同影响。而对于家庭资源稀释理论非常重视的出生间隔问题，本研究由于缺乏测量也未涉及。对于本研究所关注的因变量家庭对孩子的教育投入，我们在测量上还略显得粗糙。进一步的研究有必要继续区分校内基础教育投入、校外影子教育投入以及校外兴趣教育投入等。我们也有必要将研究从义务教育阶段的子女继续扩展到学前教育阶段和高中阶段。此外，本研究对孩子的家庭教育投入进行了讨论，却对家庭教育的内在过程和机制缺乏关注，后续研究当进入孩子家庭教育的内在过程作进一步论述。最后，本研究所讨论的祖辈的影响基本上是以理论假设的形式进行的，后续研究需要进一步搜集祖辈参与孙辈教育的各类资料，以丰富和扩展我们的结论。
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引用格式：王晓焘,徐迟.已婚独生子女家庭对孩子的教育投入：基于全国12城市的调查研究[J].教育学报，2022，18（3）：117-129.