傅文曉，趙文龍

（西安交通大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院，西安 710049）

一、引 言

“福”是中國(guó)社會(huì)俗文化的核心命題，也是普羅大眾念茲在茲的期盼對(duì)象（趙汀陽(yáng)，2001）[1]。古文中一般僅言“?！倍毖浴靶腋！?，現(xiàn)代白話(huà)文則借用“幸”字所具有的價(jià)值偏好與不確定性來(lái)突出“福”之難能與可貴。學(xué)術(shù)界考慮到幸福常與個(gè)體主觀(guān)價(jià)值偏好緊密相連，單純以經(jīng)濟(jì)學(xué)的“需求－滿(mǎn)足”闡述幸福必然面對(duì)價(jià)值偏好無(wú)法“對(duì)齊”的局限（金江、何立華，2012）[2]，因此習(xí)慣以主觀(guān)幸福感（Subjective Well-Being，SWB）作為“幸福”的操作性指標(biāo)（邢占軍，2002[3]；Diener，2000[4]）。也正由于幸福的獲得始終包含不確定性，人們都致力于討論幸福的靈丹妙藥，其配方中教育總是少不了的“主方”。不論是“書(shū)中自有黃金屋，書(shū)中自有顏如玉”的俗民想象，還是科舉制度下的階層流動(dòng)路徑，教育都充當(dāng)著人們“想幸?！迸c“致幸?！钡默F(xiàn)實(shí)選擇。

從生活史的角度當(dāng)然能夠找到足夠多的個(gè)案來(lái)佐證教育對(duì)幸福的正向影響，基于人口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析也提供了更有效度的證據(jù)，但這些在嚴(yán)格意義上仍然不足以確證教育致人幸福的假設(shè)。從方法論的角度來(lái)說(shuō)，這些研究存在的共同問(wèn)題表現(xiàn)為兩方面：一方面，觀(guān)察數(shù)據(jù)的地基不穩(wěn)。人口學(xué)資料利用抽樣技術(shù)去推論總體情況，但出于研究倫理與實(shí)踐特性無(wú)法使用自然隨機(jī)分組，得到的觀(guān)測(cè)性數(shù)據(jù)不能直接用于因果推論（王筱綸等，2020）[5]。這就造成現(xiàn)有研究未能有效分離個(gè)體所受非教育的外生變量，且存在嚴(yán)重的遺漏變量問(wèn)題，對(duì)于個(gè)體受教育程度作用于幸福的能力往往是錯(cuò)估的。另一方面，統(tǒng)計(jì)范式以個(gè)體為坐標(biāo)，僅考慮施加于個(gè)體之上的各種影響，未考慮個(gè)體是以“家”的方式生活的事實(shí)，將家庭狀況指標(biāo)作為個(gè)體的屬性數(shù)據(jù)來(lái)使用也并不能從結(jié)構(gòu)上解決這一問(wèn)題（肖瑛，2020）[6]。上述兩方面問(wèn)題復(fù)合起來(lái)構(gòu)成了第三重缺陷：因?yàn)椤凹摇蔽幢划?dāng)作分析方法，祖代影響未消除，從而導(dǎo)致父代所受教育對(duì)幸福的“凈”效應(yīng)無(wú)法呈現(xiàn)，父代教育與子代幸福的再生產(chǎn)機(jī)制也無(wú)法有效檢驗(yàn)。因此，為了確保模型檢驗(yàn)結(jié)果接近自然實(shí)驗(yàn)的估計(jì)值，反事實(shí)框架與傾向值匹配等計(jì)量方法需要引入，且考慮到個(gè)體發(fā)展深受家庭影響，代際間教育程度與幸福感的內(nèi)在機(jī)制也需放置在家庭場(chǎng)域內(nèi)研究。

以“己”為圓心的社交網(wǎng)絡(luò)中，家的邊界是模糊的、可伸可縮。費(fèi)孝通（1998）[7]在《生育制度》中提到“子女常被父母視作是自我的一部分，而這一部分在時(shí)間上卻是后來(lái)的。它有著另外的一個(gè)起始?！背赡觊T(mén)檻的推高、生育年齡的推遲以及居住結(jié)構(gòu)的改變等現(xiàn)實(shí)狀況為長(zhǎng)輩親屬對(duì)后代子孫發(fā)揮影響提供了代際邊界。以“子代”為中心的差異格局中，超出三代范疇的親屬影響實(shí)為有限，中國(guó)人常言的“富不過(guò)三”，就是國(guó)人對(duì)千百年來(lái)家庭物質(zhì)資本的代際傳承規(guī)律的樸素總結(jié)。作為非物質(zhì)資本，幸福的代際再生產(chǎn)更具不確定性，且幸福的生產(chǎn)與再生產(chǎn)均離不開(kāi)家庭場(chǎng)域，因此將對(duì)幸福再生產(chǎn)的判斷與檢測(cè)放置在祖－父－子三代變遷線(xiàn)上來(lái)討論更為符合生物學(xué)與社會(huì)學(xué)的代際范疇。那么，幸福的代際傳遞呈現(xiàn)怎樣的機(jī)制呢？是否也符合“不過(guò)三”的規(guī)律呢？

基于此，本文將“家”作為分析方法，試圖探索祖－父－子三代家庭場(chǎng)域下教育與幸福的再生產(chǎn)機(jī)制，控制祖代重要變量，“懸置”代際教育生產(chǎn)的外生性，試圖分離出代內(nèi)教育對(duì)幸福感的因果效應(yīng)，并厘清代際教育作用于主觀(guān)幸福感的連續(xù)性作用，進(jìn)而在核心家庭范疇內(nèi)對(duì)父母影響作用的差異性做出回答。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）教育對(duì)主觀(guān)幸福感的顯著效應(yīng)

在決定主觀(guān)幸福感的諸要素中，教育顯著的主效應(yīng)備受重視。國(guó)內(nèi)外有關(guān)教育與主觀(guān)幸福感關(guān)系的研究總體上證實(shí)了教育與主觀(guān)幸福感的高度相關(guān)性，僅在教育對(duì)主觀(guān)幸福感發(fā)揮效應(yīng)的方向性問(wèn)題上有所爭(zhēng)論（胡宏兵、高娜娜，2019[8]；Reynolds et al.，2011[9]）。絕大多數(shù)研究確證了教育作為重要的自致性因素，不僅能夠直接作用于個(gè)體認(rèn)知能力，還能間接提升經(jīng)濟(jì)收入、健康水平、人際交往等客觀(guān)生存條件，從而提升生活整體滿(mǎn)意度，增進(jìn)主觀(guān)幸福感（余英，2014[10]；Vila，2005[11]）。部分社會(huì)心理學(xué)研究則考慮了受教育程度越高則未來(lái)面對(duì)的工作壓力越大的負(fù)向作用（羅楚亮，2006）[12]，并發(fā)現(xiàn)受過(guò)中間程度教育的人具有較高的主觀(guān)幸福感水平，僅受過(guò)基礎(chǔ)教育和接受了高等教育的人反而幸福水平較低，總體呈現(xiàn)倒U型（Hartog&Oosterbeek，1998）[13]。同樣有證據(jù)表明，教育水平居中的人主觀(guān)幸福感可能更低，因?yàn)槠淦谕捷^低而又有更高的成就欲望，之間的落差會(huì)造成主觀(guān)幸福感的降低，教育程度與受教育水平隨之呈現(xiàn)正U型（何立華、金江，2011）[14]。

教育作用于主觀(guān)幸福感的方式不論是線(xiàn)性抑或非線(xiàn)性，正U型或者倒U型，方向性的變異部分來(lái)源于所選取的中介變量（工作壓力、期望水平等等）并非獨(dú)立，并與眾多外生變量（社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭資本等等）相互扭結(jié)而導(dǎo)致的言人人殊。但這些證據(jù)也一致性地說(shuō)明了教育作為影響主觀(guān)幸福感的重要因素發(fā)揮著顯著性作用。假如能夠采取自然實(shí)驗(yàn)這一“金標(biāo)準(zhǔn)”，隨機(jī)對(duì)個(gè)體的教育狀況進(jìn)行分配，那么就可以排除各外生變量與中介變量的干擾。此外，進(jìn)一步使用因果推斷技術(shù)，如傾向值匹配等，就能盡可能接近自然實(shí)驗(yàn)的理想估計(jì)，分離出教育對(duì)主觀(guān)幸福感的“凈效應(yīng)”。

綜上，本文在使用大樣本的基礎(chǔ)上引入傾向值匹配法來(lái)處理教育內(nèi)生性帶來(lái)的數(shù)據(jù)偏差，并提出假設(shè)1：相比較于低受教育水平組，接受高教育水平組的個(gè)體主觀(guān)幸福感更強(qiáng)。

（二）教育對(duì)主觀(guān)幸福感的代際穿透力

教育不僅深刻影響受教育者的一生，還將帶來(lái)顯著的“外溢”作用。教育“宜爾子孫”的作用往往被放置在經(jīng)濟(jì)、文化與教育自身的層面加以考慮：作為人力資本，教育給受教育者帶來(lái)了貨幣收益，其子女也將獲得更好的物質(zhì)生活條件；作為文化資本，教育是不同階層實(shí)現(xiàn)社會(huì)再生產(chǎn)，延續(xù)階層地位的主要手段（牛海彬、白媛媛，2006[15]；Azhar et al.，2014[16]；鄭磊等，2018[17]）。國(guó)內(nèi)外研究者在探索父母教育程度、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（以下簡(jiǎn)稱(chēng)社經(jīng)地位）與大學(xué)生學(xué)業(yè)成就之間的關(guān)系時(shí)證實(shí)受過(guò)高等教育的父母更能激發(fā)子女的求學(xué)熱情，取得更好的學(xué)業(yè)成就。上述研究解釋了上一代教育經(jīng)由經(jīng)濟(jì)、文化與教育的再生產(chǎn)，能夠惠及下一代。

這一邏輯實(shí)質(zhì)上同樣存在前述外生變量的偏差：上一代的教育成就本身并非獨(dú)立發(fā)生作用，也非純粹獨(dú)立變量，據(jù)此進(jìn)行的代際間教育影響主觀(guān)幸福感的機(jī)制研究也同樣建立在并不穩(wěn)固的研究基礎(chǔ)上。如Mandemakers&Kalmijn（2014）[18]在探索離異家庭中子女主觀(guān)幸福感時(shí)證實(shí)了受過(guò)高等教育的父母在離婚后相比沒(méi)有受過(guò)高等教育的父母更能保證子女的主觀(guān)幸福感；相反，丁雪萌與孫健（2019）[19]利用中國(guó)教育追蹤調(diào)查（CEPS）考察了不同家庭文化背景下子女主觀(guān)幸福感的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)高知家庭下的子女承受了更大的壓力，主觀(guān)幸福感反而更低。如果考慮到受過(guò)高等教育的父母除了教育這一變量外，也具有經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)地位等多方面的趨同性，子女主觀(guān)幸福感的差異、漲跌并不能排除其他混雜因素的影響。

此外，現(xiàn)有研究意識(shí)到了上一代教育對(duì)下一代主觀(guān)幸福感的作用，但未有效區(qū)分上述間接影響之外的直接影響——也即教育的本體性?xún)r(jià)值。教育作用本身除了經(jīng)由經(jīng)濟(jì)、文化等系統(tǒng)傳導(dǎo)外，自身是否具有直接的幸福生產(chǎn)力？是否能夠分離出教育獨(dú)特的影響作用？有效厘清和回答這些問(wèn)題，能夠使我們對(duì)國(guó)人重視教育和將教育嵌入“家”的興衰解釋多一重理解的可能性。如能有效利用因果推斷技術(shù)控制祖父母與外祖父母一代經(jīng)濟(jì)、文化、教育等各變量對(duì)父母一代的外生性影響，則能夠利用無(wú)偏的父母一代數(shù)據(jù)探索其教育對(duì)子女一代主觀(guān)幸福感的凈效應(yīng)。

由此提出假設(shè)2：相比較于父母低受教育水平組，父母高受教育組的子女主觀(guān)幸福感更強(qiáng)。

（三）主觀(guān)幸福感的再生產(chǎn)路徑與代內(nèi)分化

人的本質(zhì)是一切社會(huì)關(guān)系的總和。中國(guó)人不僅是以“己”為圓心，更在“家”的范疇內(nèi)各得其宜，共同構(gòu)成具有差序格局的關(guān)系影響網(wǎng)絡(luò)。父母不僅是距離“己”最近的“他者”，也是“家”這一范疇中最重要的“我們”。古人將“父母俱存”列為“樂(lè)”的第一位階，今天現(xiàn)代家庭結(jié)構(gòu)的變遷也并未從根本上改變父母與子女主觀(guān)幸福感的強(qiáng)烈關(guān)聯(lián)（宋健等，2014）[20]。Ben-Zur（2003）[21]在探索個(gè)人因素和父母因素對(duì)青少年主觀(guān)幸福感的影響載荷時(shí)發(fā)現(xiàn)，父母主觀(guān)幸福感高的青少年更加樂(lè)觀(guān)自信，子代主觀(guān)幸福感更易實(shí)現(xiàn)再生產(chǎn)。而B(niǎo)rown（2010）[22]在考察父母婚姻狀況和子女主觀(guān)幸福感時(shí)提出，父母的婚姻狀態(tài)對(duì)子女主觀(guān)幸福感的影響經(jīng)由自身的主觀(guān)幸福感傳遞。由此可見(jiàn)，父母的主觀(guān)幸福感不僅直接影響子女主觀(guān)幸福感，而且常常發(fā)揮“橋接”作用，傳導(dǎo)了父母的情緒與行為（張興慧等，2015）[23]。

因此，在前述教育是否能夠作用于代內(nèi)和代際主觀(guān)幸福感的探問(wèn)之外，從“家”的視角出發(fā)，還應(yīng)當(dāng)探詢(xún)的問(wèn)題是：“家”作為一種結(jié)構(gòu)性關(guān)系，父母的主觀(guān)幸福感是否對(duì)子女主觀(guān)幸福感的形成具有“同頻共振”的自激作用。鑒于父母主觀(guān)幸福感與子女主觀(guān)幸福感之間代際傳遞的客觀(guān)存在，我們提出假設(shè)3a：父母主觀(guān)幸福感越強(qiáng)，子女主觀(guān)幸福感越強(qiáng)。同時(shí)，基于相關(guān)證據(jù)表明“家”內(nèi)代際間主觀(guān)幸福感的相互影響，特別是父母幸福感具有的向下傳遞性，我們提出假設(shè)3b：父母主觀(guān)幸福感是父母教育程度與子女主觀(guān)幸福感的中介變量。

另一重常常被遮蔽的研究問(wèn)題也由此引出：主觀(guān)幸福感的家庭中介模型中，父親和母親對(duì)子女主觀(guān)幸福感的不同影響載荷是否有顯著差異性？我國(guó)基于生育制度的“家”文化強(qiáng)調(diào)父親的權(quán)威作用和母親的撫愛(ài)功能，基本可以從理性－感性的分化中區(qū)隔出二者的家庭作用分化。主觀(guān)幸福感的代際影響不同于經(jīng)濟(jì)、文化的作用方式，它更加具有內(nèi)隱性和情感性，母職分工及其教養(yǎng)方式可能導(dǎo)致其載荷更大。而國(guó)內(nèi)外學(xué)者在考察父母主觀(guān)幸福感與子女主觀(guān)幸福感的關(guān)系均指出，母親對(duì)子女主觀(guān)幸福感具有更強(qiáng)的影響力（管健、郭倩琳，2019[24]；King&Sobolewski，2006[25]）。為了析清和對(duì)比父親與母親主觀(guān)幸福感對(duì)子女的不同影響，我們提出假設(shè)3c：相比較于父親，母親對(duì)子女主觀(guān)幸福感的影響更強(qiáng)。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies，CFPS）2010年基線(xiàn)數(shù)據(jù)與2018年新發(fā)數(shù)據(jù)。該調(diào)查由北京大學(xué)“中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心”（ISSS）實(shí)施，劃分為社區(qū)、家庭、成人和少兒四類(lèi)主體問(wèn)卷，覆蓋了全國(guó)25個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)），調(diào)查以家庭為單位，樣本規(guī)模達(dá)到了16 000戶(hù)。

本次研究抽取了貫穿祖父母與外祖父母一代（為表述簡(jiǎn)潔，后文簡(jiǎn)稱(chēng)“祖代”）、父母一代（后文簡(jiǎn)稱(chēng)“父代”），及子女一代（后文簡(jiǎn)稱(chēng)“子代”）相關(guān)變量構(gòu)成的祖孫三代家庭數(shù)據(jù)集。如能有效利用因果推斷技術(shù)控制經(jīng)濟(jì)、文化、教育等各變量對(duì)一代的外生性影響，則能夠利用無(wú)偏的父代數(shù)據(jù)探索父代教育對(duì)主觀(guān)幸福感的凈效應(yīng)。

第一步選取了基線(xiàn)數(shù)據(jù)中全部少兒?jiǎn)柧順颖?，? 989人，以少兒個(gè)人ID為標(biāo)識(shí)在家庭成員數(shù)據(jù)庫(kù)中尋找對(duì)應(yīng)的父母ID；第二步根據(jù)父母?jìng)€(gè)人ID在成人問(wèn)卷數(shù)據(jù)庫(kù)中尋找研究所需變量；第三步依據(jù)父母在成人問(wèn)卷中回答的有關(guān)祖代的基本情況搜集祖代數(shù)據(jù)。經(jīng)過(guò)三步數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)，最終形成2 989組三代家庭成員數(shù)據(jù)庫(kù)，每一典型組中包含7人，即祖代4人，父代2人，子代1人，剔除部分重要變量缺失樣本后，最終進(jìn)入分析的樣本組數(shù)量為2 929人。

（二）變量

1.因變量：子女主觀(guān)幸福感

本研究的結(jié)果變量為子女主觀(guān)幸福感。由于2010 年基線(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)中少兒樣本年齡跨度為2～15歲，10歲以下調(diào)查對(duì)象均為監(jiān)護(hù)人代答，并沒(méi)有涉及主觀(guān)幸福感類(lèi)變量，因此本研究依照2010年所選樣本對(duì)象，利用2018年最新數(shù)據(jù)庫(kù)中調(diào)查結(jié)果進(jìn)行操作。子女主觀(guān)幸福感使用問(wèn)卷中題項(xiàng)“覺(jué)得自己有多幸?！敝饔^(guān)評(píng)分來(lái)衡量總體主觀(guān)幸福感，0分代表幸福感最低，10分代表幸福感最強(qiáng)。

2.自變量：父母受教育程度

本研究的核心自變量為父母教育程度?？紤]到父代的受教育平均水平和當(dāng)時(shí)教育資源的競(jìng)爭(zhēng)性特點(diǎn)與總體受教育不高的狀況，在操作化過(guò)程中將受教育程度這一定序變量劃分為受過(guò)高中及以上教育和未接受此類(lèi)教育的兩組，以作為干預(yù)組與控制組。在數(shù)據(jù)處理中，將中專(zhuān)、職業(yè)高中、普通高中等均劃歸為高級(jí)中等教育水平，父母中只要有一位成員接受過(guò)這一層級(jí)教育即視為高教育水平組（也即干預(yù)組），父母沒(méi)有任何一位成員接受過(guò)這一層級(jí)教育則視為低教育水平組（也即控制組）。多期數(shù)據(jù)中父代教育程度有出入的，以2018數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。

3.控制變量

本研究的模型處理過(guò)程分為兩個(gè)步驟，不同步驟使用的控制變量不同。步驟一為傾向值匹配，目的是消除父代受教育程度的選擇性偏差問(wèn)題，因此需要控制有可能影響父代教育程度的協(xié)變量，即控制祖代的人口學(xué)變量以及社經(jīng)地位等重要影響變量。步驟二為使用匹配后數(shù)據(jù)進(jìn)行中介模型估計(jì)，目的是考察父代教育程度對(duì)子代幸福感的影響機(jī)制，因此需要納入除受教育程度之外的父代其他相關(guān)變量，例如父母主觀(guān)幸福感，以及除主觀(guān)幸福感之外的子代性別、年齡、戶(hù)口等重要變量（見(jiàn)表1）。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)及不同教育水平相關(guān)變量T檢驗(yàn)表

（三）模型設(shè)定與分析步驟

考慮到受教育水平這一變量的內(nèi)生性，父代是否接受較高程度（高中及以上）教育的邏輯結(jié)果受制于祖代的經(jīng)濟(jì)、文化以及政治資本狀況制約（即圖1中的路徑a）。接受較高程度教育不是一種外因選組，而是內(nèi)因選組，無(wú)法避免樣本選擇偏差（Heckman，1979）[26]。因此，基于一般均值差異分析的T檢驗(yàn)類(lèi)和回歸類(lèi)方法不可避免會(huì)將組間差異與其他因素混雜起來(lái)，無(wú)法有效分離出父代受教育程度與子代主觀(guān)幸福感之間的因果效應(yīng)（即圖1中父代教育對(duì)主觀(guān)幸福感的影響c，受到祖代對(duì)路徑a和路徑b的共同原因作用，估計(jì)值將不可靠）。因此要回答教育程度這一處理效應(yīng)是否產(chǎn)生了顯著的、可測(cè)度的影響，就需要借助于傾向值匹配方法來(lái)消除樣本選擇偏差的影響，以接近自然實(shí)驗(yàn)中隨機(jī)分配組別進(jìn)行檢驗(yàn)的“金標(biāo)準(zhǔn)”（陳云松、范曉光，2010）[27]。

圖1 模型分析示意圖

傾向值匹配法可以分為樣本“匹配”和計(jì)算“傾向值”兩個(gè)環(huán)節(jié)。在本研究中，“匹配”的過(guò)程就是有效找出祖代相關(guān)變量極其相似的兩組對(duì)象，它們唯一的區(qū)別就是干預(yù)組父代接受了高中及以上教育，控制組則沒(méi)有，此時(shí)兩組在主觀(guān)幸福感的差異可以視為父代教育水平差異的“凈效應(yīng)”。但是，把祖代每一個(gè)有可能產(chǎn)生影響的變量全部嚴(yán)格匹配是不現(xiàn)實(shí)的，因此需要用到“傾向值”。傾向值就是把多維的精準(zhǔn)匹配簡(jiǎn)化為一維的個(gè)體接受“處理”的概率（本研究中即接受高中及以上層次教育），使得操作過(guò)程具有可實(shí)施性（蘇毓淞，2017）[28]。

本研究考慮到家庭樣本框的流動(dòng)性和資源轉(zhuǎn)化的累積性，本研究以父代為分析“錨點(diǎn)”，通過(guò)對(duì)祖代各變量影響父代受教育程度的傾向值估計(jì)，進(jìn)而消除父代受教育程度非隨機(jī)化分布帶來(lái)的樣本選擇性偏差。主要分析步驟如下：

第一步，傾向值匹配與平衡性檢驗(yàn)。

首先使用Logit模型進(jìn)行邏輯回歸，以確定祖代各變量對(duì)父代教育程度的概率預(yù)測(cè)值并轉(zhuǎn)換為傾向值，再根據(jù)傾向值得分使用無(wú)限放回1∶1 最近鄰匹配法進(jìn)行配對(duì)，并使用半徑匹配、核匹配、局部線(xiàn)性匹配和樣條匹配進(jìn)行了Bootstrap檢驗(yàn)以提高匹配效果的穩(wěn)健性。然后考察匹配結(jié)果的平衡性，通過(guò)對(duì)匹配前后各變量偏差縮減比例的檢驗(yàn)與不同組別共同支持域的檢驗(yàn)進(jìn)一步確定匹配效果。即通過(guò)對(duì)祖代主要變量的傾向值匹配，得到接近自然選擇的干預(yù)組與對(duì)照組，兩組的傾向值保持基本一致（即在路徑a上不存在系統(tǒng)性差異）。

第二步，因果效應(yīng)計(jì)算與敏感性檢驗(yàn)。

經(jīng)過(guò)傾向值匹配消除了樣本選擇性偏差問(wèn)題，干預(yù)組與控制組在結(jié)果變量上的差異就只能用分組變量即教育程度來(lái)解釋?zhuān)ㄟ^(guò)計(jì)算平均因果效應(yīng)（ATE）、干預(yù)組因果效應(yīng)（ATT）和控制組因果效應(yīng)（ATU），可以對(duì)教育程度導(dǎo)致的主觀(guān)幸福感水平差異進(jìn)行反事實(shí)結(jié)果的有效估計(jì)（消除a、b路徑的選擇性偏差效應(yīng)，分離出真實(shí)的路徑c效應(yīng)量）。同時(shí)考慮到遺漏變量等可能影響，需進(jìn)行Rosenbaum敏感性分析以檢驗(yàn)結(jié)論在一定偏差范圍內(nèi)的穩(wěn)健性與有效性。

第三步，匹配后中介效應(yīng)分析。

通過(guò)傾向值匹配后樣本，可以進(jìn)一步將父代教育程度的影響路徑分離為直接效應(yīng)（路徑d）與間接效應(yīng)（路徑c與路徑e的交互項(xiàng)），一方面確定父代教育程度對(duì)子代主觀(guān)幸福感的直接因果效應(yīng)，另一方面考察父代教育程度經(jīng)由其自身主觀(guān)幸福感而間接影響子代主觀(guān)幸福感的間接因果效應(yīng)程度，最后通過(guò)Bootstrap檢驗(yàn)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的顯著程度與解釋比例。

四、數(shù)據(jù)結(jié)果與分析

（一）描述性分析

本次研究所使用的變量涵蓋了祖孫三代的社會(huì)人口學(xué)與政治經(jīng)濟(jì)相關(guān)情況。從表1對(duì)于祖代全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)可以看到“家”在不斷的流動(dòng)中即嵌入了社會(huì)發(fā)展的要素，又同時(shí)保持了自身的連續(xù)性，并兼有家庭內(nèi)的結(jié)構(gòu)不均衡。

首先，從祖代受教育年限較低（3.054、3.535），到父代教育年限已成倍上升（7.014、5.685），受教育程度總體受到社會(huì)發(fā)展的影響和制約。但是與之形成鮮明對(duì)比的則是主觀(guān)幸福感水平卻在代際和性別間保持較為平穩(wěn)的水平，例如父母親的主觀(guān)幸福感分別為7.439與7.340，與子女7.970的主觀(guān)幸福感相比差異并不突出。

其次，家庭構(gòu)成中父親與母親的原生家庭——祖父母與外祖父母的基本的受教育年限、社經(jīng)地位、養(yǎng)育子女?dāng)?shù)、政治身份、戶(hù)口狀況等基本人口學(xué)變量均具有統(tǒng)計(jì)分布上的相似性，并無(wú)太大的差別。似乎與中國(guó)“門(mén)當(dāng)戶(hù)對(duì)”的家庭觀(guān)念一脈相承。但是，在家庭構(gòu)成的父、母兩端，性別差異又顯著地存在于受教育年限（7.014與5.685）等各個(gè)維度，教育仍然是父親相對(duì)于母親具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)的主要領(lǐng)域。

最后，父代受教育程度的差異會(huì)嚴(yán)重制約子代的主觀(guān)幸福感。如果將父代是否接受高中及以上教育作為分組變量，則會(huì)發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)組別的祖代與子代相關(guān)變量都有極其顯著的差異性。接受較高教育程度的樣本有663組，而未接受的樣本為2266組，從T檢驗(yàn)對(duì)于差值的分析可以發(fā)現(xiàn)兩組在子代主觀(guān)幸福感上存在顯著性差異。接受較高教育水平的群組在大多數(shù)變量上比未接受組更具有優(yōu)勢(shì)，且兩組的差異大多都具有顯著性。可以對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單的生活狀況畫(huà)像：高教育程度組的祖代父母受教育程度更高，社經(jīng)地位更高，撫養(yǎng)子女更少，黨員比例更大，城市戶(hù)口占比更大；對(duì)于子代而言，城市戶(hù)口比例超過(guò)一半，對(duì)子女教育的期望更高，子女主觀(guān)幸福感也更高。

表1初步展現(xiàn)了教育與主觀(guān)幸福感在家庭內(nèi)外和代際之間的分布、演變與延續(xù)，也揭示出教育作為外生變量受到各代受教育者及其原生家庭的文化、政治與經(jīng)濟(jì)資本的層層嵌入，因此，從嚴(yán)格的實(shí)證研究方法論角度來(lái)說(shuō)，教育與主觀(guān)幸福感的關(guān)系研究一開(kāi)始就面對(duì)著“家”這一動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)的“選擇性偏差”效應(yīng)。只有使用傾向值匹配等因果推斷技術(shù)才能分離教育及各主要變量的混雜影響，分離出教育的“凈效應(yīng)”。

（二）傾向值估計(jì)與平衡性檢驗(yàn)

選擇最優(yōu)的祖代變量用于傾向值估計(jì)是有效分離出因果效應(yīng)的關(guān)鍵，傳統(tǒng)的變量篩選策略有三類(lèi)：1.顯著性策略：采用各類(lèi)邏輯模型等參數(shù)估計(jì)方法，對(duì)擬選取的變量進(jìn)行回歸，選取其中具有顯著性的變量作為最終的相關(guān)變量；2.最大化/貪婪策略：在前一種方法基礎(chǔ)上選取盡可能多的相關(guān)變量，以?xún)?yōu)化傾向值匹配的有效性；3.似然比策略：采用非參數(shù)方法，在前兩種方法的基礎(chǔ)上提高了匹配的正確性，并確保了數(shù)據(jù)平衡性。而Imbens&Rubin（2015）[29]在上述方法基礎(chǔ)上進(jìn)行了改進(jìn)，提出了利用似然性估計(jì)方法，不斷迭代比較加入不同變量的效率，最終篩選出最優(yōu)化組合。本研究使用這一策略，對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)中祖代的相關(guān)變量進(jìn)行先放入再析出最后調(diào)整組合的檢驗(yàn)策略，通過(guò)多重迭代比較后最終獲得了表2的10項(xiàng)相關(guān)變量來(lái)進(jìn)入傾向值的計(jì)算過(guò)程。使用Logit模型進(jìn)行傾向值計(jì)算，模型產(chǎn)生的概率預(yù)測(cè)值作為匹配的傾向值變量。

表2 祖代變量Logistic回歸結(jié)果

平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，在未進(jìn)行匹配之前，祖代父母的教育年限、社經(jīng)地位、子女?dāng)?shù)量、戶(hù)口狀況、政治身份都有顯著性差異，祖代的情況制約著父代的教育選擇，即存在明顯的數(shù)據(jù)選擇性偏差。經(jīng)過(guò)匹配后，分組樣本中干預(yù)組與控制組各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅度減小，匹配后偏差絕對(duì)值低于10%，降低了總偏誤。同時(shí)，對(duì)干預(yù)組與對(duì)照組的匹配變量均值差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明，匹配后全部變量的均值沒(méi)有顯著差異，說(shuō)明匹配效果較好。借鑒Rubin（2001）的檢驗(yàn)方法，對(duì)所有樣本匹配后的偽R2、卡方、偏差均值、B值和R值進(jìn)行考察，與匹配前相比均顯著下降，尤其是干預(yù)組和控制組在匹配后B值小于25%，相比于匹配前的105.26%已大幅下降，且匹配后R值為1.27，處于0.5～2 的理想?yún)^(qū)間內(nèi)[30]。檢驗(yàn)結(jié)果表明，匹配顯著降低了干預(yù)組和控制組之間匹配變量的差異，最大限度降低了樣本選擇偏誤，滿(mǎn)足了平衡性假定，樣本匹配比較成功。

表3 匹配前后平衡性檢驗(yàn)表

除平衡性外，共變量在干預(yù)組和控制組還需要符合共同支持域重合的要求，以便確定因果推斷的可解釋區(qū)間，如果共同支持域較窄，則必須對(duì)因果效應(yīng)的解釋做保守的表述（Rosenbaum，2016）[31]。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，除了傾向值超過(guò)0.9的區(qū)塊出現(xiàn)對(duì)照組樣本過(guò)小問(wèn)題外，其他組別均能夠有較充分的匹配樣本，整體上的共同支持域較佳，因果效應(yīng)的結(jié)論能夠推廣到整體樣本（見(jiàn)圖2）。

圖2 傾向值匹配后的共同支持域

（三）因果效應(yīng)估計(jì)及敏感性檢驗(yàn)

為了盡可能減少在因果效應(yīng)估計(jì)中由于方法選擇引起的偏誤，本文使用了五類(lèi)匹配策略，以增加模型估計(jì)的穩(wěn)健性，其結(jié)果如表4?？紤]到控制組的樣本量較充分，首先采用了無(wú)放回的1∶1最近鄰匹配模型進(jìn)行估算，接著使用半徑匹配和核匹配進(jìn)行了驗(yàn)證，最后還利用局部線(xiàn)性回歸和樣條回歸的非參數(shù)方法重復(fù)驗(yàn)證，共進(jìn)行了五類(lèi)模型模擬。由于匹配模型誤差項(xiàng)的分布形態(tài)未知，上述模型的標(biāo)準(zhǔn)誤采取5000次有放回的Bootstrap過(guò)程來(lái)獲得。從整體模型數(shù)據(jù)來(lái)看，五類(lèi)模型對(duì)因果效應(yīng)程度的估計(jì)存在小幅度的波動(dòng)，但是對(duì)ATT、ATU和ATE的估計(jì)和T檢驗(yàn)顯著性水平仍然具有較高的一致性與穩(wěn)健性。

鑒于隱藏性偏差與遺漏變量的客觀(guān)存在，為了分析研究結(jié)果在存在選擇性偏差的合理范圍內(nèi)是否依然足夠穩(wěn)健有效，本研究還進(jìn)行了敏感性檢驗(yàn)。一般而言，如果出現(xiàn)顯著性的Γ值過(guò)小（Γ＜2），則模型過(guò)于敏感，一個(gè)微小的變化就能夠改變估計(jì)結(jié)果，也就意味著模型的遺漏變量問(wèn)題較為嚴(yán)重（郭申陽(yáng)、弗雷澤，2012）[32]。通過(guò)Rosenbaum 界限法分析，三項(xiàng)主觀(guān)幸福感的取值均大于3，模型敏感性低，不易因未觀(guān)察到的變量干擾而改變結(jié)論。因此，本研究?jī)A向值匹配后的因果效應(yīng)估計(jì)是有效和穩(wěn)健的，能夠有效消除樣本選擇偏差的影響，這也為下一步的延展性討論奠定了基礎(chǔ)。

從匹配后的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，首先，匹配后的組別間差值仍然具有顯著性，確證了父代的教育程度給父代自身主觀(guān)幸福感帶來(lái)了顯著的因果影響，即接受高中及以上教育水平的父母，其自身主觀(guān)幸福感更強(qiáng)，證實(shí)了假設(shè)1。比較匹配前后的效應(yīng)值可以進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，雖然匹配前教育程度對(duì)于父親、母親的主觀(guān)幸福感的影響也具有顯著的差異性（0.596，p＜0.001；0.628，p＜0.001①由于多種匹配具有結(jié)果一致性與穩(wěn)健性，為簡(jiǎn)化數(shù)據(jù)呈現(xiàn)結(jié)果，此處及本節(jié)均僅報(bào)告精確匹配數(shù)據(jù)。其他匹配模型結(jié)果詳見(jiàn)表4。），但匹配后數(shù)據(jù)顯示這一差異被高估了一倍有余（0.251，p＜0.05；0.298，p＜0.05），不僅差值被夸大，估計(jì)的顯著性水平也被高估了。

表4 父代教育程度對(duì)父代與子代主觀(guān)幸福感因果效應(yīng)估計(jì)及Rosenbum界限法檢驗(yàn)

其次，干預(yù)效應(yīng)在低教育程度組所帶來(lái)的潛在收益與高教育程度組已經(jīng)享受到的實(shí)際收益并不等值。通過(guò)干預(yù)組因果效應(yīng)（ATT）和控制組因果效應(yīng)（ATU），可以推斷高教育程度組和低教育程度組的反事實(shí)結(jié)果。父親的干預(yù)組與控制組因果效應(yīng)分別是0.238和0.264，母親的干預(yù)組與控制組因果效應(yīng)分別是0.339和0.556，這顯示出對(duì)于未能接受高中及以上教育的人群來(lái)說(shuō)，假如其接受了這一教育，則收益的幅度是要大于當(dāng)前已經(jīng)接受這一教育的人群的，對(duì)于女性尤其明顯。

最后，父代教育程度對(duì)于下一代主觀(guān)幸福感沒(méi)有顯著性影響。在匹配前，父代教育程度對(duì)于下一代主觀(guān)幸福感的代際再生產(chǎn)效應(yīng)十分顯著（0.257，p＜0.001），但是利用傾向值匹配消除選擇性偏差后，平均因果效應(yīng)的水平不僅從匹配前的0.257降至匹配后的0.096，也未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)參數(shù)匹配與非參數(shù)匹配的復(fù)檢，結(jié)果一致支持這一發(fā)現(xiàn)。

匹配后的結(jié)果表明，子代并沒(méi)有因?yàn)楦复慕逃町惗鴮?duì)主觀(guān)幸福感產(chǎn)生顯著的因果效應(yīng)影響。對(duì)這一結(jié)果存在兩種可能的解釋?zhuān)阂环N是簡(jiǎn)單地宣布，教育的代際外溢作用實(shí)質(zhì)上是選擇性偏差造成的“似是而非”，父代的教育程度對(duì)于子代的主觀(guān)幸福感的再生產(chǎn)毫無(wú)影響，即直接否證假設(shè)2。另一種解釋則涉及再生產(chǎn)效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制問(wèn)題，在家庭這一場(chǎng)域中，父代教育程度可能通過(guò)自身的主觀(guān)幸福感所營(yíng)造的家庭氛圍而間接傳導(dǎo)至子代，在因果路徑中存在完全中介的情況，即通過(guò)證實(shí)假設(shè)3b而間接證明假設(shè)2。如果接受前一種解釋?zhuān)蔷鸵馕吨穸烁复逃潭葘?duì)子代主觀(guān)幸福感的再生產(chǎn)影響，但是，考慮到“家”作為一種特有的結(jié)構(gòu)，在教育與主觀(guān)幸福感的傳遞中具有內(nèi)部復(fù)雜性。因此，可以將“家”看作一種由內(nèi)部各主體間直接效應(yīng)與間接效應(yīng)多重復(fù)合形成的傳導(dǎo)機(jī)制系統(tǒng)，那么有必要對(duì)后一種解釋進(jìn)行中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)以豐富我們的認(rèn)識(shí)。

（四）匹配后中介效應(yīng)分析

為了透析父代教育程度與子代主觀(guān)幸福感之間的再生產(chǎn)路徑，將父代主觀(guān)幸福感作為“橋接”父代教育程度與子代主觀(guān)幸福感的中介變量，能進(jìn)一步厘清這一因果路徑中的直接與間接效應(yīng)。本研究基于先前研究結(jié)果，采用1∶1精確匹配后的成對(duì)數(shù)據(jù)作為中介效應(yīng)分析數(shù)據(jù)來(lái)源，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行有放回的5000次Percentile Bootstrap檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)，父親、母親的主觀(guān)幸福感的間接影響路徑系數(shù)均具有顯著性，不支持直接否證假設(shè)2，且證實(shí)了假設(shè)3a。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，父代教育程度對(duì)子代主觀(guān)幸福感的直接效應(yīng)不具有顯著性，可見(jiàn)父代的教育程度對(duì)于子女的主觀(guān)幸福感影響是通過(guò)自身的主觀(guān)幸福感而間接影響的。經(jīng)過(guò)對(duì)總效應(yīng)的分解，其間接效應(yīng)的影響力達(dá)到了總體影響的54%（19.9%+34.1%），假設(shè)3b得到證實(shí)。對(duì)比父親和母親對(duì)子代主觀(guān)幸福感的效應(yīng)比重可以發(fā)現(xiàn)，相比較于父親，母親主觀(guān)幸福感的間接效應(yīng)系數(shù)為0.026，大于父親的0.015，并且其在總效應(yīng)中的比例（34.1%）也遠(yuǎn)大于父親的比例（19.9%），母親主觀(guān)幸福感的中介效應(yīng)影響對(duì)子女主觀(guān)幸福感的作用和比例更大。假設(shè)3c得到驗(yàn)證。

中介模型的結(jié)果佐證了父代的教育程度經(jīng)由其主觀(guān)幸福感間接而顯著地影響著子代的主觀(guān)幸福感這一再生產(chǎn)過(guò)程，這既不同于匹配前數(shù)據(jù)呈現(xiàn)的顯著正向趨勢(shì)，也不同于匹配后直接回歸的非顯著性總效應(yīng)估計(jì)。這種路徑結(jié)果表明，以獲得幸福為絕對(duì)律令的教育行為，確實(shí)能夠提升受教育個(gè)體自身的主觀(guān)幸福感，但是對(duì)于幸福的代際再生產(chǎn)，父代教育程度對(duì)子代主觀(guān)幸福感的傳遞是一種借由父代主觀(guān)幸福感的“完全中介”效應(yīng)過(guò)程。這一結(jié)果或許也說(shuō)明，讓孩子更加幸福的最好方法是造就“家”的整體幸福感，僅關(guān)注于孩子本身甚至試圖為了孩子犧牲自我是低效而短視的。

五、結(jié)論與討論

本研究利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建祖－父－子三代數(shù)據(jù)集，使用傾向值匹配法，設(shè)置以父代是否接受高中及以上教育為處理水平差異的控制組與干預(yù)組，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建中介模型探索父代教育程度與子代主觀(guān)幸福感之間的再生產(chǎn)機(jī)制。根據(jù)模型計(jì)量結(jié)果，獲得如下幾方面重要結(jié)論：

第一，本研究在對(duì)祖代各變量進(jìn)行匹配后消解了父代受教育程度內(nèi)生性問(wèn)題，得到了父代受教育程度對(duì)其自身主觀(guān)幸福感發(fā)揮積極影響的“凈值”。與匹配前相比，匹配后的“凈值”雖有“縮水”但同樣證明了教育對(duì)主觀(guān)幸福感的顯著因果效應(yīng)。因此，不斷提升人民群眾的教育水平，加大高等教育的普及率和可得性仍然是促進(jìn)人們主觀(guān)幸福感提升的基本策略（高德勝，2011）[33]。同時(shí)，觀(guān)察性數(shù)據(jù)與真實(shí)效應(yīng)的落差也顯示出普羅大眾以“家”為綜合觀(guān)察單元并以之為決策依據(jù)、行為參照的背后邏輯。而教育政策也需要在有效分離其中各層面影響的前提下，謹(jǐn)慎選擇和預(yù)估教育及其他政策干預(yù)的實(shí)際收益及其作用路徑。

第二，從干預(yù)組與控制組的反事實(shí)結(jié)果推斷可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)實(shí)中的低教育程度群組假如接受了較高的教育干預(yù)，其潛在收益大于現(xiàn)實(shí)中已接受高教育程度群組。這一潛在結(jié)果表明，教育是低教育群組實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng)、提升生活幸福感的重要手段，而現(xiàn)實(shí)生活中低教育群組面臨種種教育阻滯因素（個(gè)人資質(zhì)、家庭貧困、師資薄弱等）無(wú)法獲得充足教育機(jī)會(huì)，可以說(shuō)個(gè)人和社會(huì)原因共謀了低教育群組主觀(guān)幸福感低的困局（李濤，2014）[34]。這既表明中國(guó)式“望子成龍”確有其邏輯合理性，也表明扶貧必扶智的潛在政策收益有可能被低估了。為低教育群體提供再教育的機(jī)會(huì)，實(shí)施優(yōu)質(zhì)教育資源惠民工程，能夠打破低教育群組由于無(wú)法獲得較高程度教育而主觀(guān)幸福感降低的惡性循環(huán)，也將阻斷家庭中因缺乏主觀(guān)幸福感造成的“心理貧困”的代際傳遞（賀光燁、李博雅，2020）[35]。

第三，利用匹配后數(shù)據(jù)構(gòu)造的中介模型結(jié)果表明，父代主觀(guān)幸福感在父代教育程度對(duì)子代主觀(guān)幸福感中發(fā)揮完全中介作用。這樣的研究結(jié)論一方面意味著父代教育程度對(duì)子代主觀(guān)幸福感的積極效益需經(jīng)由父代主觀(guān)幸福感傳遞，即教育本身對(duì)主觀(guān)幸福感具有代際再生產(chǎn)效應(yīng)，且其影響需要經(jīng)由代內(nèi)主觀(guān)幸福感的生產(chǎn)而惠及下一代。另一方面，研究結(jié)論也展現(xiàn)了“家”作為方法這一富有中國(guó)式研究想象力的視角可能對(duì)今天中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)面臨的各種轉(zhuǎn)型問(wèn)題，尤其是居住安排與隔代撫養(yǎng)等所能帶來(lái)的新闡釋空間。因此，社會(huì)治理中必須高度重視“家”的功能性、結(jié)構(gòu)性實(shí)現(xiàn)，確?！凹摇笔浅袚?dān)代際交流、溝通、陪伴的重要載體，為教育代際“外溢”作用的實(shí)現(xiàn)提供再生產(chǎn)場(chǎng)域（蔡琳，2020）[36]。學(xué)術(shù)研究中也應(yīng)將“家”帶回主流分析方法范疇，將“家”作為中國(guó)人的社會(huì)生命之源（渠敬東，2019）[37]，透過(guò)“家”來(lái)探索個(gè)體受教育程度等自致性因素與主觀(guān)幸福感的代際再生產(chǎn)機(jī)制（楊菊華、李路路，2009）[38]。

第四，在父代受教育程度經(jīng)由自身主觀(guān)幸福感影響子代主觀(guān)幸福感這一路徑中，母親的影響載荷高于父親。相比較于父親，同等教育水平下，母親的主觀(guān)幸福感更強(qiáng)，也更能對(duì)子女主觀(guān)幸福感產(chǎn)生積極影響。正如母親的消極情緒（抑郁、焦慮等）對(duì)子女會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)的負(fù)面作用一樣，母親的積極情緒和情感體驗(yàn)也會(huì)對(duì)子女產(chǎn)生更強(qiáng)的正向作用（Cummings&Davies，1994）[39]。這一方面源于母親是子女的主要撫育者，兒童成長(zhǎng)早期主要由母親伴隨，母親在互動(dòng)性、監(jiān)督性、關(guān)懷性方面付出更多；另一方面“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)家庭性別分工理念讓父親主動(dòng)淡出家庭，育兒參與度較低（王雨磊，2020）[40]。這一結(jié)果也說(shuō)明，在主觀(guān)幸福感等情感領(lǐng)域，母親角色在家庭功能中的貢獻(xiàn)是被低估的，在“情感勞動(dòng)”中母親的影響更加重要，這與近代以來(lái)父親隱喻向母親隱喻轉(zhuǎn)化的內(nèi)在邏輯暗合，也應(yīng)當(dāng)引起足夠的關(guān)注與重視。

本研究還存在以下不足：首先，本研究立足于反事實(shí)結(jié)果框架，模型假設(shè)不同的處理單元具有同質(zhì)性，但是人與人之間的異質(zhì)性，特別是對(duì)于分配結(jié)果的順從與悖逆等，都存在復(fù)雜可能。限于篇幅，未呈現(xiàn)對(duì)異質(zhì)性分層群體的因果效應(yīng)和中介效應(yīng)等更細(xì)致地分析，但是不同群體的邊際收益等問(wèn)題應(yīng)當(dāng)是后續(xù)因果推斷的應(yīng)有之義。其次，需要說(shuō)明的是，本文所基于的CFPS數(shù)據(jù)尚未能完整追蹤一代人的整個(gè)生活史，更未能將“家”放置在若干輪次更替的視野中來(lái)深入刻畫(huà)其代際關(guān)聯(lián)性，后續(xù)研究還需要持續(xù)追蹤，來(lái)超越“快照”式的研究并形成對(duì)于代際教育外溢作用動(dòng)態(tài)發(fā)展的充分認(rèn)識(shí)。

在人類(lèi)的歷史中，幸?？偸强捎植淮_定的，教育作為一種“致幸?！钡氖侄?，不論從今生今世還是澤被子孫而言，都有其重要的幸福生產(chǎn)力。“家”作為幸福再生產(chǎn)的主要場(chǎng)域，脫離家庭范疇將無(wú)法傳遞父代主觀(guān)幸福感，這從研究結(jié)果上指出“?！辈贿^(guò)三并不是意味著祖代幸福而子代必然不幸，而是教育對(duì)主觀(guān)幸福感的代際再生產(chǎn)需要在家庭場(chǎng)域內(nèi)通過(guò)父母的主觀(guān)幸福感發(fā)揮效應(yīng)。然而，現(xiàn)代社會(huì)下復(fù)雜家庭結(jié)構(gòu)的減少、生育意愿的降低以及居住傾向的改變?yōu)樾腋５脑偕a(chǎn)設(shè)置了條件，三代之外的親屬很難對(duì)子代產(chǎn)生影響。因此，以“家”為方法，在祖－父－子三代內(nèi)解讀教育與幸福的再生產(chǎn)問(wèn)題，是探索教育的代際“外溢”作用，整體把握幸福傳遞機(jī)制的現(xiàn)實(shí)選擇。?