作者简介：马国勇，东北林业大学经济管理学院教授、博士生导师；侯瑞环，东北林业大学经济管理学院博士研究生
文献来源：《农业技术经济》2025年第8期
摘要：在人口转型关键期，提升婚育率与农村人力资本对破解人口约束、支撑乡村振兴与现代化具有战略意义。本文运用1985—2020年省级面板数据实证检验农村阶层婚配的非线性人力资本效应。实证表明，婚配竞争通过代际资源再配置产生人力资本挤出效应，呈现东高西低的梯度差异，且随经济发展进程存在阶段性波动。门限回归模型显示双重调节机制，突破家庭教育投资门限后，阶层婚配的挤出作用明显跃升，越过国家教育投资门限阶层婚配将有效缓解挤出。研究证实包括教育投资在内的公共服务在城乡之间均等化，通过矫正婚配市场资源错配、优化人力资本代际积累路径，为乡村振兴提供制度性解决方案与精准政策干预着力点。
关键词：阶层婚配；人力资本；教育投资；代际支付；婚姻挤压
一、引 言
人力资本问题始终备受学术界和政策界的关注（才国伟等，2014；周京奎等，2019；王成利等，2020）。2023年5月5日，习近平总书记在二十届中央财经委员会第一次会议上强调，“人口发展是关系中华民族伟大复兴的大事，必须着力提高人口整体素质，以人口高质量发展支撑中国式现代化”。农村人力资本水平的提升是人口高质量发展的重要体现，不仅深刻影响着农村经济高质量发展和乡村振兴战略的有效实施，而且关乎着中国式现代化的实现进程。
近年来，农村婚配市场中“天价彩礼”等现象引发了社会的普遍关注。2019年，中央“一号文件”首次对“婚丧陋习、天价彩礼等不良社会风气”提出治理要求；2024年，中央“一号文件”再次明确要求“持续推进高额彩礼、大操大办、散埋乱葬等突出问题综合治理”；六年来中央“一号文件”五次点名“高价彩礼”,反映了该问题的严峻性和紧迫性。从经济学视角看，“高价彩礼”背后是农村婚配市场在总量和结构上的失衡。聚焦于结构方面，在当前社会分化的背景下，基于家庭收入基础的社会分层，使得“门当户对”的阶层婚配成为不争的社会事实，深刻反映了不同阶层适婚青年男女围绕着婚配稀缺资源展开的竞争。这种竞争不仅会导致婚育推迟或减少，还会不断挤压男性家庭迫使劳动力外流，因此会深刻影响到农村人力资本。然而，以往文献少有针对于此的考察。
鉴于此，本文尝试从教育投资视角出发，考察阶层婚配对农村人力资本的影响。具体地，本文利用1985—2020年的省级面板数据，基于双向固定效应模型和门限模型，系统分析了阶层婚配与农村人力资本间的关系，并着重探讨了基于家庭教育投资水平和国家教育投资水平形成的门限效应。本文可能的边际贡献主要体现在两个方面：第一，从阶层婚配视角探讨农村人力资本问题，系统揭示阶层婚配作为非市场制度安排对农村要素配置的扭曲效应，有益拓展了婚姻经济学与人力资本理论的交叉研究；第二，有效识别家庭教育投资与国家教育投入通过婚配竞争产生的非线性协同效应，运用门限效应模型验证教育投入规模报酬差异对婚配引致资源错配的调节规律，这不仅为解释“婚姻梯度迁移—人力资本流失”的时空异质性提供了微观证据链，更通过揭示教育政策干预的临界阈值，为破解乡村振兴中的人力资本陷阱提供了兼具理论自洽性与政策可操作性的制度设计实证依据。
二、文献综述
美国经济学家舒尔茨是人力资本理论的开创者，他提出接受教育和培训、增加工作经验以及加强保健是人力资本投资的主要方式（Schultz, 1961）。随着人口结构的重大转变和农村富余劳动力转移的逐渐完成，中国依靠来自农村地区源源不断的廉价劳动力所获得的竞争优势已经弱化，进一步的经济增长更加有赖于教育和人力资本的有效积累（曲玥，2023）。未来中国应该通过提高人口的受教育程度来提高劳动生产率，以减轻人口红利消失对中国经济增长的负面影响（蔡昉，2009）。在此背景下，加大教育投资成为促进人力资本进一步提升的重要举措（陈维涛等，2014）。
农村人力资本水平提升对农民增收具有重要影响（骆永民等，2014）。影响农村人力资本水平的因素众多，例如教育、宗教、物质资本、城乡收入差距、农村产业结构、农村金融、劳动力流动及人口结构变化等都会对其产生显著作用（贾婧等，2020；张琛等，2022；李晓红等，2025）。阶层婚配相关研究的着力点在于“婚姻匹配”,旨在回答“谁与谁结婚”的问题。大量研究发现，夫妻双方社会经济特征和人口特征上的同质性匹配是婚姻匹配的主流（高颖等，2011；Schwartz, 2013；马磊，2019）。以“门当户对”为特征的同质性婚配同样是中国婚姻市场上的主要模式（刘怡等，2017）。社会个体因资源的占有量及未来获取资源能力的不同而处于不同阶层，因此衡量阶层婚配的关键在于如何判断夫妻双方是否同在同一阶层。结合中国农村居民的具体情况，支付嫁妆水平能力构成了反映其阶层婚配的一个重要指标（王黎，2022）。但从更大的视野来看，在当前的户籍制度下，农村居民之间的婚配本身就反映了阶层婚配的基本特征。本文对阶层婚配的定义与衡量正是基于这一认识。
在婚配与农村人力资本关系的相关研究中，以往文献多注重对“婚姻挤压”的分析。所谓“婚姻挤压”,是指婚龄人口中的性别失衡程度。由于男性相对数量过多，因此男性“婚姻挤压”是中国情境下“婚姻挤压”的主要表现形态（李树茁等，2006）。在中国农村地区，大龄未婚男性的婚姻困境十分突出（韦艳等，2011）。有研究表明，农村青年女性通过向夫家提出进城买房这一婚姻市场要价，和男性通过代际支持完成买房结婚并进城，进一步恶化了中国农村地区的性别失衡（陈讯，2018）。“婚姻挤压”不但改变了农村家庭的代际关系，损害家庭整体福利，阻碍人口可持续发展，而且导致大量农村男性“少难成家、老无所依”,使得社会发展风险剧增（谢娅婷等，2015；靳小怡等，2023）。
除了少量文献从健康风险角度进行了相关探讨外（李艳等，2008）,以往考察婚配与农村人力资本关系的研究并不多见，而聚焦于阶层婚配这一重要因素的研究更是付之阙如。为了弥补这一研究缺憾，本文系统探讨了阶层婚配对农村人力资本的影响，并从教育投资视角出发，考察在不同水平家庭教育投资和国家教育投资下，阶层婚配对农村人力资本可能存在的异质性影响。
三、理论分析与研究假说
（一）阶层婚配对农村人力资本的直接影响
经典的“推拉理论”认为，在人口可以自由流动的情况下，人口迁移的关键原因在于如此可以改善生活条件。在中国长期形成的城乡二元结构背景下，大量农村婚配不仅具有（通过获取婚房、婚车）改善当下生活条件的朴素愿望，而且暗含了利用彩礼和嫁妆等形成资产上的初步积累，从而为“入城”提供条件和准备的普遍心理。而农村阶层婚配作为“门当户对”婚姻模式的基本表现，强化了婚配青年之间的竞争，使得“婚前攒钱，婚后还债”成为当前农村中大量存在的特征事实。在农村家庭资源的约束下，由阶层婚配导致的激烈竞争促使农村劳动力外流，从而影响农村人力资本（见图1）。
图1农村阶层婚配影响人力资本的理论分析框架
在农业文明向工业文明的结构性转型中，婚姻资源配置机制经历了根本性重构。计划经济时期建立的集体主义婚配秩序（张莉，2018）,在市场经济的冲击下演变为双重异化过程，其一，婚姻资源货币化导致情感关系的商品化转向，彩礼价格形成机制突破传统伦理边界，呈现金融化特征（刘成良，2018）；其二，户籍制度松绑催生的代际分工新模式，使农村家庭被迫采取“半工半耕”策略，通过代际剥削完成婚姻资本积累（柳清瑞等，2020）。这种制度性挤压形成婚姻市场的“劣币驱逐良币”效应，教育程度较高的农村青年为突破婚姻竞价困境，被迫选择永久性迁移。
市场化改革重构了婚姻筛选机制，形成三重筛选壁垒。首先，职业分层的空间化表现使得建筑业、制造业等次级劳动力市场从业者陷入婚姻排斥；其次，教育分层与住房资产的捆绑形成新的婚姻准入标准，催生县城买房的刚性需求；再次，代际资源传递能力的差异导致婚姻市场出现“马太效应”（郑丹丹，2019）。这种筛选机制的异化催生婚配市场的逆向选择，促使具有较高人力资本禀赋的个体为突破本地婚姻市场的阶层约束，选择通过地理流动实现婚姻市场跃迁，导致农村优质劳动力持续流失。
劳动力外流的推拉机制实质是城乡二元结构在婚姻市场的空间投射。推力端呈现“婚姻贫困陷阱”的自我强化，形成“高价彩礼→家庭负债→代际剥削→教育中断→人力资本贬值”的恶性循环（Du等，2015）。拉力端则通过市民化意愿的建构发挥作用，基本公共服务供给差异形成制度性拉力，城市消费主义文化塑造“符号性拉力”,二者共同构成迁移决策的预期收益函数（张培文等，2023）。与此同时，非农就业是提高农民收入的重要途径（黄文彬等，2020）,然而，农民就近就地就业创业困难（李逸波等，2024）,致使劳动力外流从生存理性选择跃升为发展机会的刚性诉求。这种空间重构导致农村人力资本呈现双重流失特征，其中显性流失表现为青壮年劳动力外流，隐性流失则体现在代际教育投资中断形成的潜在人力资本折损。农村人力资本挤出本质是制度变迁过程中婚姻市场与劳动力市场的耦合性危机。阶层婚配竞争不仅是人口迁移的表层动因，更是城乡关系再生产的微观机制，其通过婚姻资源的空间再配置，完成了对农村发展能力的系统性剥夺。基于上述分析，本文提出研究假说：
假说1：阶层婚配促使农村劳动力外流，从而对农村人力资本存在挤出效应。
（二）阶层婚配通过教育投资间接影响农村人力资本
以人口高质量发展支撑中国式现代化。教育投资是人口高质量发展的关键，而婚配是人口高质量发展的逻辑起点。在传统代际契约向现代人力资本契约转型过程中，农村家庭教育投资呈现双重异化特征。一方面，儒家“养儿防老”伦理观点（郭凯明等，2012）被重塑为代际风险分担的金融工具，父母通过教育投入获取子女未来经济支持的期权价值；另一方面，教育成就演变为婚姻市场中的信号商品，其价值由教育回报率与婚配溢价共同决定。这种异化触发教育投资的信号军备竞赛，当家庭教育投资水平提升时，个体为突破婚配市场的阶层壁垒，必须持续追加教育投入以维持信号强度。形成教育信号边际效用递减规律迫使家庭进行超常规人力资本积累，最终导致教育投资与婚配迁移的耦合效应。婚配市场的竞争是社会分层的重要体现。在户籍制度松绑与人口流动加速背景下，农村婚配市场呈现教育成就与职业地位形成交叉筛选（Nie 等，2019）,且代际资源传递能力构成隐性筛选标准。当家庭教育投资提升时，子代通过教育获得的社会阶层流动性反而加剧婚配市场的相对剥夺效应——高教育群体为规避同质化竞争，选择通过地理流动进入高阶婚配市场，产生人力资本的空间错配。教育投资作为可观测信号，触发婚配市场的逆向选择过程。与此同时，教育投资的性别平等化（石磊，2019）,引发人力资本流动的性别分化。女性教育回报率的空间弹性形成“教育-迁移”的强关联，而男性则面临“教育成就—彩礼支付”的双重制约。导致女性人力资本通过婚配市场实现跨区域配置，男性则需通过务工迁移完成婚配资本积累。当家庭教育投资提升时，女性外流增速，形成人力资本流失的性别乘数效应。公共教育资源的均衡配置通过改变婚配市场竞争结构产生制度性纠偏效应。国家教育投入在基础教育阶段形成低限效应，压缩家庭教育投资的信号区分度，降低婚配市场的筛选强度；在高等教育阶段则形成高限效应，通过优质教育资源再分配打破婚配市场的地域锁定（范子英，2020）。可见，当公共教育投入达到阈值时，婚配对象的教育禀赋分布由右偏态向正态分布转变，削弱教育信号筛选的边际效用，降低同一阶层内的竞争强度。基于上述分析，本文提出研究假说：
假说2：随着家庭教育投资水平的提高，阶层婚配对农村人力资本抑制作用将增大。
假说3：随着国家教育投资力度的不断增强，阶层婚配对农村人力资本的挤出作用将得到有效缓解。
四、研究设计
（一）模型设定
为了检验阶层婚配对农村人力资本影响。本文构建双向固定效应模型进行检验，方程如下：
hij=β0+β1class_Mij+φxij+μi+λi+εij（1）
其中，i和j分别表示不同地区和年份，h表示农村人力资本水平，class_M代表阶层婚配水平，x为控制变量，μ表示区域固定效应，λ为时间固定效应，ε是随机扰动项。
（二）变量说明
1.被解释变量。
本文所设定的被解释变量为农村人力资本水平。在利用微观数据进行的研究中，关于人力资本的测量主要有采用学历、资格证书等衡量个人能力高低的间接测量法和对个人能力进行测度的直接测量法两类（李建伟等，2023）。然而，鉴于对部分研究议题而言并不能获得高质量微观数据，有的研究使用受教育程度（平均受教育年限）或总体教育水平（非文盲率）等宏观指标作为测度人力资本的替代指标（李海峥等，2010）,本文遵循这一做法。具体地，本文借鉴李海峥等（2013）,以J-F的终生收入法为基础，采用Mincer基本收入方程分城乡进行估算的中国乡村人均劳动力人力资本水平度量农村人力资本h。
2.核心解释变量。
本文核心解释变量为阶层婚配水平。目前中国的城乡户口内部通婚仍占绝对主流，跨城乡通婚仅占一成有余（杜永潇等，2023）。在农村地区，传统社会中以“门当户对”为特征的阶层婚配模式在新中国仍然延续（张翼，2003）。马春华等（2013）研究表明，从婚配结果看，结婚前男女双方家庭的经济状况和社会地位相似度分别高达69%和79.7%,而具有“攀龙”或“附凤”特征的家庭不足2%。鉴于此，本文采用农村15岁以上婚配占比衡量农村地区阶层婚配水平。
3.门限变量。
本文设置的门限变量为家庭教育投资水平和国家教育投资水平。考虑到在农村地区的家庭教育文化娱乐支出主要为教育投资，参考徐小阳等（2020）做法，本文以农村居民消费中的教育文化娱乐支出表示家庭教育投资；由于国家教育投资中公共教育支出占据主导地位，因此本文以各省份一般公共预算教育支出衡量国家教育投资水平。
4.控制变量。
为更加准确地估计阶层婚配对农村人力资本水平的影响，在人口特征方面，本文控制了农村家庭户数、农村总抚养比、出生率等人口数量及年龄特征等变量。其中，农村总抚养比水平以各地区乡村65岁以上及15岁以下人口之和与乡村总人口比来衡量。在社会经济条件方面，本文控制了农村居民人均可支配收入、农林牧渔业总产值、城镇化率、人均GDP及常住人口数量。变量的描述性统计如表1所示。
（三）数据来源
本文所用数据主要为省级宏观统计数据，来源于《中国统计年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国住户调查年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》及各省统计年鉴。其中，家庭教育投资数据根据1988年、2002年、2007年、2008年及2013年中国家庭收入调查数据进行了修正。农村总抚养比数据主要采用抽样调查数据，并利用“五普”“六普”及“七普”人口年龄结构数据修正。对缺失数据的年份和地区采用指数平滑法进行数据填补。
五、经验分析
（一）基准回归结果
本文基准回归结果如表2所示。（1）列只控制了区域固定效应和时间固定效应，（2）列控制了区域固定效应和其他控制变量，（3）列控制了所有控制变量以及区域和时间固定效应。从结果来看，阶层婚配对农村人力资本积累的抑制效应在1%显著性水平上通过统计检验，假说1得以验证。意味着婚姻市场竞价通过提高婚配成本引致农村劳动力要素的跨区域再配置；而且城市部门在就业机会密度、工资溢价空间及公共服务供给水平等方面形成的系统性优势，构建起强大的人口引力场，使得阶层婚配成为农村青年实现人力资本跨域套利的重要通道。
就控制变量而言，农村总扶养比对农村人力资本的提升存在显著的抑制作用。出生率、农村居民人均可支配收入、农村家庭户数和农林牧渔业总产值对农村地区人力资本提升有显著的促进作用。农村总抚养比对农村人力资本的提升存在显著的抑制作用。
（二）稳健性检验
阶层婚配和农村人力资本之间可能存在双向因果关系。为解决由此产生的内生性问题，本文以性别比作为工具变量，采用2SLS对研究样本进行重新估计。该工具变量的有效性来自两个方面：一是该工具变量与阶层婚配密切相关，从而保证了工具变量的相关性要求；二是性别比并不会直接影响农村人力资本水平，满足了工具变量的外生性要求。第一阶段回归的F值为58.3100,表明不存在弱工具变量问题。表3（1）列汇报了第二阶段检验结果，表明在处理内生性后阶层婚配对农村人力资本的影响依然显著为负，本文结论是稳健的。
为进一步确认本文结论的稳健性，首先，将核心解释变量滞后一期后重新进行回归分析，结果如表3（2）列所示；其次，将其他控制变量同样进行滞后一期处理并重新进行回归分析，结果如表3（3）列所示；最后，本文将样本期缩小为1992—2020年并重新进行回归分析，结果如表3（4）列所示。上述结果表明，本文核心结论是十分稳健的。
（三）异质性分析
为探究阶层婚配对农村人力资本影响的空间异质性特征，本文分别对东部和中西部样本进行了回归分析。首先，基于地理区位维度，采用Chow检验对东部与中西部子样本进行组间系数差异性检验（吕冰洋等，2022）。表4（1）～（2）列显示，阶层婚配对农村人力资本的边际抑制效应在东部地区显著强于中西部地区，边际效应强度存在显著梯度差异。进一步地，将各省市按照2023年GDP总量进行了分组，将经济总量超过4万亿划为经济发达组，经济总量低于4万亿划归为经济欠发达组。依据4万亿的区域经济集聚阈值构建经济发展梯度分组回归，表4（3）～（4）列揭示经济发达地区的挤出效应弹性系数显著高于欠发达地区。表明区域经济发展水平与阶层婚配的人力资本抑制效应存在正向关联。经济发达地区更高的婚配市场竞争强度加剧了婚姻竞价中的资源错配，这将提升农村劳动力的迁移机会成本；发达地区在劳动力要素报酬率与人力资本溢价方面形成的投机空间，加速了农村人力资本的跨域流动。双重机制叠加导致经济发展梯度与人力资本流失呈现显著的正向弹性关系。
（四）门限效应分析
由理论分析可知，阶层婚配与农村人力资本积累之间存在基于家庭和国家教育投资的门限效应。本文参考黄祖辉等（2019）构建门限模型，检验不同教育投资水平下阶层婚配对农村人力资本水平的影响。门限模型设定为：
其中，（2）式与（3）式分别用来检验不同家庭教育投资水平（以农村居民消费中的教育文化娱乐支出eij衡量）和国家教育投资水平（以一般公共预算教育支出θij衡量）下阶层婚配对农村人力资本的影响效应。其中，I（·）表示示性函数，门限值将样本数据划分为低家庭教育投资区制（eij≤ι∼）（eij≤ι∼）和高家庭教育投资区制（eij>ι∼）（eij>ι∼）,以及低国家教育投资区制（θij≤ι∼）（θij≤ι∼）和高国家教育投资区制（θij>ι∼）（θij>ι∼）,不同区制下系数分别为β1与β2。
首先以家庭教育投资和国家教育投资为门限变量，对其门限效应进行检验。检验结果拒绝了存在两个及以上门限的假设，阶层婚配水平对依赖于家庭教育投资和国家教育投资完成积累的农村人力资本均存在单门限效应。其相应的门限值分别为61.1400和121.0000。根据（2）式和（3）式构建的门限回归模型估计结果显示（见表5）,家庭教育投资的边际效应呈现显著加速特征，当家庭教育投资跨越门限值后，阶层婚配对农村人力资本的边际抑制效应从-0.0233强化至-0.0611,弹性系数增长幅度达162.23%,教育支出增加通过提高机会成本加剧了人力资本外流，假说2得以验证。
国家教育投资则展现出显著的政策补偿作用，当公共教育支出突破门限值后，抑制效应系数从-0.0562下降至-0.0333,边际效应强度下降40.75%,假说3得以验证。可能原因在于公共教育投入通过改善人力资本回报预期和降低迁移净现值，有效缓解了阶层婚配引致的人力资本流失（王也等，2021）。
进一步地，表6列和列报告的结果表明，家庭教育投资的边际效应强化作用在东部（门限值70.1600）与中西部（门限值48.7900）存在梯度差异，跨越门限值后，东部抑制效应弹性系数从 -0.0459跃升至-0.0778,中西部则从-0.0339提升至-0.0779。这揭示了东部地区较高的市场化程度通过要素价格传导机制，使得家庭教育投资挤出农村人力资本；而中西部则呈现补偿性机制，家庭教育投资通过提升婚姻市场议价能力，形成人力资本保留与婚配竞争力提升的双重均衡。国家教育投资同样具有区域异质性，东部门限值30.7900与西部532.6700的显著差异反映了公共产品供给效率的梯度特征。在东部，抑制效应系数从-0.0837衰减至-0.0590,边际效应下降29.51%；中西部则从-0.0446下降至-0.0191,下降幅度达57.17%。由此来看，东部发达地区教育基础设施的规模报酬递增特性产生人力资本锚定效应，而中西部受制于公共投资效率缺口，其政策补偿效应呈现边际递减特征。
从不同经济分组看，表7（1）列和（3）列分别汇报了以家庭教育投资为门限，经济水平发达组和欠发达组阶层婚配对农村人力资本的门限影响，其门限值分别为102.6300和56.7700。跨越门限值后，发达组抑制效应弹性系数从-0.1580强化至-0.1795,边际效应增幅13.61%；欠发达组则从-0.0245跃升至-0.0615,增长幅度达151.02%。这反映出家庭预算约束的区域异质性，发达地区较高的市场化通过要素价格信号传导，增强了家庭教育投资的人力资本挤出作用；而欠发达农村地区则因教育投资边际报酬递减，产生教育深化与资源挤出的双重困境。
国家教育投资的区域作用呈现非对称特征，发达组门限值30.7900对应的抑制效应系数从-0.2130衰减至-0.1908,边际效应下降10.42%；欠发达组在跨越门限值18.6800后，系数却从-0.0367强化至-0.0631。这证明发达地区完善的劳动力市场制度使公共教育投入产生人力资本沉锚功用，而欠发达地区公共教育投资陷入“投入—漏损”的低效均衡。
（五）分时期影响效应分析
为考察阶层婚配对农村人力资本影响在不同时期内的异质性，表8给出了1986—2020年7个“五年规划”期间阶层婚配对农村人力资本模型估计结果。可以发现，“十一五”期间，阶层婚配水平对农村人力资本的抑制作用最大，为-0.1843。“七五”时期、“八五”时期、“十五”时期及“十二五”时期，阶层婚配均不利于农村人力资本水平的提升。然而，在“九五”期间和“十三五”期间，阶层婚配对农村人力资本水平的作用并不显著。具体来说，“九五”期间阶层婚配对农村人力资本没有影响，原因可能在于城乡收入收敛预期通过修正迁移决策的净现值关系，在边际上抵消了婚配市场的资源错配效应（Becker, 1973；周京，2024）。至“十五”时期和“十一五”时期，劳动力要素跨区域流动的制度性交易成本下降，叠加城乡要素报酬率差距持续扩大，导致抑制效应弹性系数产生跃迁式增长。至“十二五”时期后，城乡融合的持续推进和国内统一大市场的进一步完善，畅通了城乡要素流动，城乡要素市场整合度提升触发报酬率趋同机制，系统性缓解了阶层婚配的人力资本扭曲作用。值得注意的是，这种时变特征深刻反映了中国经济转型期的制度演进逻辑，早期破除劳动力流动壁垒释放的市场化红利，中期异化为人力资本流失的加速通道，后期通过要素市场一体化建设实现的制度补偿效应。
六、研究结论及政策启示
农村人力资本水平的提升关乎国家乡村振兴战略有效实施。提升人口整体素质、促进人口高质量发展的应有之义是人口数量平稳与人力资本的积累，既要保证科学生育，也要重视教育、健康等人力资本投入。因此，建立在婚配基础上的生育是人力资本积累的起点。从人力资本的视角来看，阶层婚配越来越成为影响农村个人居住、职业发展选择和生育决策的关键因素，这也是促进人口高质量发展进程中往往被忽视的重要方面。本文基于1985—2020年省级面板数据，采用双向固定效应模型和门限模型，考察了阶层婚配对农村人力资本的影响。研究发现：首先，阶层婚配对农村人力资本积累存在稳健的负向因果效应，经过稳健性检验后结果依然成立；其次，抑制强度呈现显著区域分化，东部地区边际效应较中西部提升4.06倍，且经济发达组弹性系数显著高于欠发达组。抑制效应在市场化加速期（“七五”时期至“十一五”时期）形成倒U型轨迹，峰值与城乡劳动力转移周期高度耦合；最后，家庭教育投资产生非线性强化效应，而国家教育投资展现政策缓冲作用。基于上述研究结论，本文提出以下政策建议。
第一，创新婚配制度。建立婚姻支持政策体系，将婚配质量纳入人口高质量发展评估指标。实施数字技术赋能的婚育服务工程，通过区块链技术构建婚配信用数据库，发展新型婚育合作社模式，以集体经济组织为载体降低婚配交易成本。第二，强化城乡融合治理。在东部发达地区试点城乡人力资本补偿计划，建立迁移者技能溢价返还机制。构建农村人力资本保值增值体系，探索土地经营权与人力资本贡献的股权化转换。实施“新乡贤+”治理工程，引导城市精英资源参与农村婚育生态建设。第三，革新教育制度。建立义务教育投入的区域均衡指数，动态调整中央财政转移支付权重。创新教育人力资本证券化机制，允许农村家庭以预期教育收益进行融资。推行“乡村振兴银龄计划2.0”,建立城市退休教师与农村教育的长效对接机制。