黎煦+劉華

摘 要：同胞數(shù)量對教育獲得的影響存在性別差異，對女性影響較大，對男性沒有統(tǒng)計(jì)上的影響。在國家強(qiáng)調(diào)教育公平的時期，同胞效應(yīng)的性別差異較小；在強(qiáng)調(diào)效率的時期，性別差異較大。在農(nóng)村，同胞效應(yīng)的性別差異要高于城鎮(zhèn)。從同胞構(gòu)成來看，對女性教育獲得影響最大的是弟的數(shù)量。研究表明，同胞效應(yīng)產(chǎn)生的主要原因是家庭預(yù)算約束和性別偏好。

關(guān)鍵詞：同胞數(shù)量；教育獲得；性別偏好

中圖分類號：C92-05 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-4149（2016）03-0019-11

Abstract：Gender differences exist in the effects of sibship size on educational attainment， sibship has stronger negative effect on females education but

its effect on males education is not significant statistically. During the period emphasizing educational equality， the gender difference in the effects of sibship size is small， while it becomes larger during the period characterized by competition and efficiency.The gender difference is much larger for rural residents than for urban residents.Given the sibship structure，the negative effects on educational attainment are stronger for female，particularly when there are younger brothers.The analyses indicate that the effects of siblings are mainly due to familys budget constraints and son preference.

Keywords：sibship size； educational attainment； gender difference

一、引言

教育機(jī)會的性別差異作為性別不平等的一個重要方面，一直受到社會分層研究的關(guān)注[1]。對我國的經(jīng)驗(yàn)研究主要有兩個思路：一是分析宏觀的制度政策變化對不同性別群體教育機(jī)會的影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國教育性別平等變化的趨勢和程度，與國家不同歷史時期的政治環(huán)境有直接的關(guān)系。在強(qiáng)調(diào)平等的時期，教育性別平等化會增強(qiáng)，在強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時期，教育的性別平等化趨勢則減緩，甚至不平等會加大[2-3]。也有研究分析某個具體的政策對教育性別平等化的影響，如研究發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招從整體上改變了男性和女性之間的機(jī)會結(jié)構(gòu)，增加了女性的相對教育機(jī)會[4]。另一個思路是從微觀的角度，研究家庭條件的變化對教育水平的影響。張俊森等發(fā)現(xiàn)，家庭背景（家庭收入和父母文化程度）對女孩的教育水平影響更大，主要原因是貧困家庭中女孩的教育更易受到經(jīng)濟(jì)狀況的約束[5]。

除了家庭背景，同胞數(shù)量作為家庭結(jié)構(gòu)的一個重要方面，如何影響子代的教育水平一直受到研究者的重視[6-7]。由于發(fā)達(dá)國家和中國在制度環(huán)境和文化上的巨大差異，研究同胞數(shù)量對教育獲得的性別差異較少，因此本文的研究不僅可以對我國的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)提供有說服力的解釋，也可以豐富該領(lǐng)域的研究成果。

主流的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，同胞的數(shù)量對個體教育獲得有負(fù)面作用，對此最有影響的解釋是資源稀釋假說。該假說認(rèn)為，家庭資源包括非物質(zhì)資源和物質(zhì)資源，前者主要指父母的時間、和小孩的情感交流等，物質(zhì)資源主要包括父母在小孩教育上的投資和提供的學(xué)習(xí)環(huán)境。隨著兄弟姐妹數(shù)量的增加，每個小孩能夠獲得的資源就會減少，從而影響他們的教育水平[8-9]。第二個解釋是群集理論（the confluence theory）。該理論認(rèn)為，某個特定的兒童所處的家庭智商環(huán)境是父母和兄弟姐妹人數(shù)的平均水平，因此兄弟姐妹人數(shù)越多，對個人教育水平的負(fù)面影響就越大。根據(jù)該理論，出生順序?qū)逃@得也有作用，早出生的小孩所處的家庭智商環(huán)境就要比晚出生的小孩優(yōu)越，從而教育程度更高[10]。第三個解釋是，父母決定孩子的數(shù)量和質(zhì)量本身是一個內(nèi)生的權(quán)衡過程。也就是說，父母在決定子女?dāng)?shù)時，可能同時考慮他們擁有的資源以及對子女教育程度的期望，即有一個我們未能觀測到的變量“父母對子女教育獲得的期望”同時影響了兄弟姐妹個數(shù)和個體教育水平，從而導(dǎo)致同胞數(shù)量對教育獲得的影響估計(jì)是有偏的，不是真實(shí)的因果關(guān)系[11]。第四個解釋是謝宇等在研究中國臺灣地區(qū)的代際教育流動時提出的。他拓展了資源稀釋假說，認(rèn)為家庭資源不僅包括父母的資源，也包括未婚子女給家庭帶來的資源。在重男輕女的文化中，父母往往犧牲年長孩子（特別是女孩）的教育機(jī)會，通過她們對家庭的貢獻(xiàn)來幫助弟弟妹妹完成更多的教育，該理論的一個重要發(fā)現(xiàn)是兄弟姐妹的個數(shù)、構(gòu)成和出生的間隔等對男孩和女孩的影響是不同的[12]。

已有研究表明，同胞數(shù)量和同胞結(jié)構(gòu)都對個體教育水平產(chǎn)生影響，并且這些影響對男女有明顯的不同。

二、研究假設(shè)

本文主要研究同胞數(shù)量對男女性別教育水平影響的不同，進(jìn)一步研究中還涉及同胞結(jié)構(gòu)，這就需要我們從多個維度來分析教育的性別不平等。

第一個維度是總的同胞數(shù)量對男性和女性教育獲得的影響差異。一般來說，如果在對孩子進(jìn)行教育投資時，家庭資源沒有預(yù)算約束，父母不會有性別偏好，這是發(fā)達(dá)國家家庭表現(xiàn)出的一個共同特點(diǎn)。但我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還比較落后，對孩子的教育投資是大部分家庭的重要支出，在對多個孩子進(jìn)行教育投資時，父母就會有一個取舍和輕重的態(tài)度。父母在教育投資時的性別偏好，主要還是基于成本收益的經(jīng)濟(jì)考慮。在我國，由于女性和男性的生理特點(diǎn)不同，加上勞動力市場的性別歧視等原因，女性的平均工資要低于男性。與此同時，我國的社會保障體制還不健全，農(nóng)村父母年老后基本上是依靠子女養(yǎng)老，而在我國的文化中，男性主要承擔(dān)贍養(yǎng)父母的義務(wù)，對兒子的教育投資可以獲得終生的長期回報，因此父母大多有重男輕女的思想，更加偏重對男孩的教育投資，男性教育水平受同胞數(shù)量的影響較小。由此，我們提出第一個研究假設(shè)。

假設(shè)1：同胞數(shù)量對教育獲得的負(fù)面影響，在性別間存在差異。

第二個維度是考察在不同的出生隊(duì)列，同胞數(shù)量對男女教育水平的影響差異。根據(jù)貝克爾（Becker）和索倫（Solon）的理論模型，孩子的教育水平是家庭教育投資和政府教育投資之和的函數(shù)[13-15]。如果政府加大教育支出，會在一定程度上抵消家庭資源在教育投資上的預(yù)算約束。和發(fā)達(dá)國家不同，我國這幾十年經(jīng)濟(jì)社會制度變化劇烈，不同時期的宏觀政策影響了家庭資源的可得性和資源的分配，因此不同時期出生的孩子受到政策的影響是不同的。我國的教育發(fā)展一直是服從于特定的經(jīng)濟(jì)和政治目標(biāo)，總的來看，教育政策在不同時期追求教育平等和效率的側(cè)重點(diǎn)不同[2]。在注重平等的時期，政府會大量增加教育的供給，降低各級教育的入學(xué)門檻，使得教育機(jī)會在不同群體上分配比較平等，家庭背景對子女教育水平影響較小，從而男女教育獲得的差異較小，這主要體現(xiàn)在1978年改革開放以前。1978年以后，我國教育政策的主要目的是培養(yǎng)國家需要的人才，服務(wù)于改革開放和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，更加注重教育投資的效率，因此家庭背景對子女教育的影響變大，教育獲得的性別差異也變大。雖然把這幾十年我國教育政策的目標(biāo)分為追求平等和效率這兩個類別過于簡單，但對本文的分析來說，確實(shí)抓住了政策變遷的主線。本文根據(jù)這一思想，根據(jù)出生年份和小學(xué)的入學(xué)時間，我們把樣本分為五組，進(jìn)一步考察不同時期的教育政策對男女教育獲得影響的差異。據(jù)此，我們提出第二個研究假設(shè)。

假設(shè)2：對于不同的出生隊(duì)列，同胞數(shù)量對男女教育獲得的影響不同。

第三個維度是分析教育的性別差異在城市和農(nóng)村是否不同。由于戶籍制度限制，我國城鄉(xiāng)居民之間的教育水平呈現(xiàn)巨大的差異。根據(jù)2012年CFPS的調(diào)查，全國15歲及以上的樣本中，農(nóng)村人口的平均受教育年限僅為6.6年，非農(nóng)人口平均受教育年限為10.2年，城鄉(xiāng)差距為3.6年。農(nóng)業(yè)人口的學(xué)歷主要分布于初中及以下，高中及以上學(xué)歷人群中，學(xué)歷越高，農(nóng)業(yè)人口的比例越少。而且城鄉(xiāng)之間在初中升高中、高中升大學(xué)的升學(xué)率上，也表現(xiàn)出顯著的差異。分性別來看，女性平均受教育年限的城鄉(xiāng)差異為4.0年，比男性受教育水平的城鄉(xiāng)差異高0.9年[16]。從數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，教育的性別不平等在農(nóng)村比城市更加嚴(yán)重。同胞效應(yīng)產(chǎn)生的主要原因是家庭預(yù)算約束和父母性別偏好。當(dāng)預(yù)算約束減小時，可以預(yù)計(jì)家庭資源在男女之間的分配更加平均。在我國，城鎮(zhèn)居民的經(jīng)濟(jì)條件要明顯高于農(nóng)村居民，為此在城鎮(zhèn)居民家庭中同胞數(shù)量影響的性別差異要小于農(nóng)村居民家庭。因此，我們提出第三個研究假設(shè)。

假設(shè)3：同胞數(shù)量影響的性別差異在農(nóng)村比城市更大。

第四個維度考察同胞的結(jié)構(gòu)對男性和女性教育獲得影響的差異。國外研究發(fā)現(xiàn)，在控制了同胞數(shù)量以后，孩子的性別和出生順序變得不再重要[17]。比如，從同胞的性別來看，他們假定，對一個孩子來說，有一個哥哥或一個姐姐對其教育的影響是相同的；從出生順序來看，他們假定，對一個孩子來說，有一個哥哥或一個弟弟對其的教育影響也相同。但我國和發(fā)達(dá)國家情況不同。對于第一個假定，我們憑經(jīng)驗(yàn)知道，對于一個女孩，一個姐姐對其教育的影響一般小于一個哥哥對其教育的影響，這實(shí)際上是父母在多個孩子教育投資上性別偏好的反映。國外文獻(xiàn)認(rèn)為出生順序沒有影響，暗含的假定是，家庭資源對孩子的教育獲得是外生的、固定不變的[17]。但在中國的背景下，家庭資源還包括代內(nèi)的資源轉(zhuǎn)移，由于受到家庭預(yù)算的約束，父母經(jīng)常犧牲年長孩子的教育機(jī)會，要求他們提早工作來對弟弟妹妹提供資助。在男性偏好的條件下，有弟弟的姐姐在家庭中就處于教育獲得最不利的位置。我們把同胞數(shù)量進(jìn)一步區(qū)分為兄弟數(shù)和姐妹數(shù)；再進(jìn)一步區(qū)分為兄、弟、姐、妹數(shù)，來考察同胞的性別結(jié)構(gòu)和出生順序的教育效應(yīng)。因此，我們提出第四個研究假設(shè)。

假設(shè)4：從同胞結(jié)構(gòu)來看，兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對男性的教育影響很小，但對女性影響都很大。對女性而言，和兄、姐、妹相比，弟的數(shù)量對其教育的負(fù)面影響最大。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

1. 數(shù)據(jù)

本研究使用的是2008年全國綜合社會調(diào)查（CGSS 2008）。該調(diào)查運(yùn)用四階段分層抽樣，覆蓋了中國城市和農(nóng)村地區(qū)，搜集了被訪者教育獲得經(jīng)歷和家庭背景等信息。樣本范圍包括除寧夏、青海、西藏三個?。ㄗ灾螀^(qū)）以外的內(nèi)地其他地區(qū)共計(jì)6000名18歲以上的城鄉(xiāng)居民。

2. 變量

本研究的因變量是被訪者的受教育年數(shù)。根據(jù)人力資本理論，該變量反映了對教育的投資。問卷中報告了被訪者回答的受教育年限和最高教育程度，我們根據(jù)這兩個問項(xiàng)，統(tǒng)一換算成教育年數(shù)

通過比較被訪者回答的教育年數(shù)和用最高教育程度轉(zhuǎn)換過來的受教育年數(shù)（即小學(xué)=6年，初中=9年，高中=12年，大學(xué)本科=16年等），兩者的相關(guān)系數(shù)等于0.9519，因此被訪者對受教育年數(shù)的回答是可靠的，考慮到多元線性回歸的因變量是定距變量，而用最高教育程度轉(zhuǎn)換過來的受教育年數(shù)取值相對較少，因此用被訪者回答的受教育年數(shù)作分析更好[16]。樣本中有一位被訪者沒有報告其受教育年限和最高教育程度，我們根據(jù)該樣本的年齡和其他信息，將其教育程度替換為0。

自變量包括受訪者的性別、同胞數(shù)量、父母教育程度、民族、戶口、父親職業(yè)地位、受訪者小學(xué)入學(xué)年齡所處時期、地區(qū)等。核心自變量為同胞數(shù)量，為了考察同胞結(jié)構(gòu)的影響，我們把同胞數(shù)量進(jìn)一步劃分為兄弟數(shù)、姐妹數(shù)；兄、弟、姐、妹的數(shù)量。問卷報告的同胞數(shù)量取值范圍在0-12，在統(tǒng)計(jì)分析時，將大于等于5個的個案都賦值為5，以降低極少數(shù)的極端值對模型估計(jì)的影響[3]。

我們將父母的教育程度轉(zhuǎn)換為教育年數(shù)，并取其中較高的教育年限，反映家庭文化背景對子代教育水平的影響[18]。漢族普遍比少數(shù)民族的教育水平要高，我們加入了一個以少數(shù)民族作為參照組的虛擬變量，來控制民族之間在受教育程度上的差異。由于我國存在明顯的戶籍歧視，出生時擁有城鎮(zhèn)戶口的居民在教育獲得上比農(nóng)村戶籍的居民有優(yōu)勢，所以我們按照出生時的戶籍狀態(tài)設(shè)立了一個戶口的虛擬變量。除了父母的文化背景，家庭的經(jīng)濟(jì)狀況對一個人的教育獲得也發(fā)揮重要作用，由于問卷中沒有報告受訪者14歲時的家庭收入，我們用該時間父親的職業(yè)地位來代替，劃分為四類職業(yè)。我們把14歲時父親“全職就業(yè)”且為國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人和專業(yè)技術(shù)人員的定義為“管理和技術(shù)人員”，將非農(nóng)就業(yè)中的產(chǎn)業(yè)工人定義為“產(chǎn)業(yè)工人”，將非農(nóng)就業(yè)中的非管理技術(shù)人員和非產(chǎn)業(yè)工人定義為“辦事員和商業(yè)服務(wù)人員”，最后將“全業(yè)務(wù)農(nóng)”、“兼業(yè)務(wù)農(nóng)”等其他就業(yè)狀態(tài)統(tǒng)一界定為“務(wù)農(nóng)”也有研究者依據(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類代碼將父親的職業(yè)進(jìn)行編碼

[3，21]，由于問卷中該題項(xiàng)的缺失值較多，并且國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類對我國并不太適用，因此本文沒有采用這種方法，而是參考李春玲和吳愈曉的處理方法將眾多類別的父親職業(yè)簡化為管理和技術(shù)人員、辦事員和商業(yè)服務(wù)人員、產(chǎn)業(yè)工人、農(nóng)民四類[19-20]。由于該變量僅是一個控制變量，因此這種劃分不會對分析結(jié)果有大的影響。個人的教育獲得會受到國家不同時期宏觀經(jīng)濟(jì)和教育政策的影響，運(yùn)用截面數(shù)據(jù)分析宏觀政策對個體教育影響的一個困難在于，個體的教育歷程會跨越不同的歷史時期，因此無法確定個體在教育歷程中哪個政策對其教育水平影響最大。一般來說，家庭環(huán)境對個人教

育獲得影響最大的時期是在個人求學(xué)的早期，因?yàn)榧彝ヒ坏┳龀鼋逃龥Q策，就很難收回

[7]。

因此宏觀政策對家庭環(huán)境的影響也是集中于個體接受教育的早期階段。我們按照7歲開始上小學(xué)計(jì)算，據(jù)出生年份把樣本人群分為五組：①出生隊(duì)列1（1946年之前出生）；②出生隊(duì)列2（1947-1957年出生）；③出生隊(duì)列3（1958-1965年出生）；④出生隊(duì)列4（1966-1972年出生）；⑤出生隊(duì)列5（1973年及以后出生）出生隊(duì)列1的群體最晚在1965年考大學(xué)，不受“文化大革命”影響；出生隊(duì)列2群體接受小學(xué)或初中時遇到基礎(chǔ)教育大躍進(jìn)，高考入學(xué)年齡處于“文化大革命”中；出生隊(duì)列3群體高考時間在“文化大革命”后；出生隊(duì)列4群體初中以后的教育就沒有受“文化大革命”影響，并且處在強(qiáng)調(diào)效率的改革開放初期；出生隊(duì)列5群體1986年及以后升入初中，受到《中華人民共和國義務(wù)教育法》的影響。詳細(xì)說明請見鄭磊的論文[21]。[13]。由于我國地區(qū)之間發(fā)展的不平衡，東部的教育水平要高于中部和西部，因此在文章中加入了東部、中部和西部的地區(qū)控制變量。變量的描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

3. 方法

我們利用OLS方法估計(jì)同胞數(shù)量對教育獲得影響的性別差異。數(shù)據(jù)按照抽樣概率進(jìn)行加權(quán)。CGSS 2008的數(shù)據(jù)在每個初級抽樣單位（PSU，區(qū)/縣）抽取了60個家庭戶的60個被訪者，因此數(shù)據(jù)在區(qū)/縣層面存在聚集，這會導(dǎo)致OLS估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤產(chǎn)生偏誤。為此，我們用調(diào)查估計(jì)方法對樣本權(quán)數(shù)和聚類標(biāo)準(zhǔn)誤統(tǒng)一進(jìn)行了調(diào)整

根據(jù)2008年《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，按照性別和城鄉(xiāng)這兩個變量對樣本進(jìn)行加權(quán)；由于在抽樣設(shè)計(jì)中第一階段的PSU是從5個抽樣框中抽取的，因此樣本在第一階段分為5層。但樣本只報告了PSU信息，因此本文用一階段分層抽樣近似模擬實(shí)際的四階段分層抽樣（Stata11.0，Svyset命令幫助文件）。

四、實(shí)證分析結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計(jì)

表2展示的是按照性別和同胞數(shù)量區(qū)分的中國成年人的平均受教育年數(shù)?？偟膩碚f，男性的受教育年數(shù)高于女性唯一的例外是在只有1個同胞的家庭中，男性受教育年限少于女性。但在未加權(quán)樣本的描述性統(tǒng)計(jì)中，該種情況下男性受教育年限要高于女性。無論男女，隨著同胞數(shù)量的增加，受教育年限也都減少。此外，隨著兄弟姐妹數(shù)的增加，男女的教育差距也在增大。女性在有兩個同胞的家庭中平均比男性少接受0.8年教育，但在5個及以上同胞的家庭中她們比男性少接受1.6年教育。把同胞數(shù)量區(qū)分為兄弟數(shù)和姐妹數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，隨著兄弟數(shù)的增加，男性受教育年限減少，女性受教育年限也減少，但在5個及以上兄弟的家庭中，女性的受教育年限比3個兄弟數(shù)的家庭中受教育年限要高。隨著姐妹數(shù)的增加，無論男性還是女性的受教育年限都在減少。

2. 同胞數(shù)量對教育獲得影響的性別差異

表3中模型A報告的是同胞數(shù)量和其他解釋變量對總體教育獲得影響的估計(jì)。可以看出，同胞數(shù)量每增加1個，個人平均教育年限減少0.16年，在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。男性比女性的教育年限平均多1.12年，反映了女性在教育獲得上處在不利地位。父母教育年限每增加1年，會使小孩教育程度平均增加0.24年，反映了家庭文化背景對子代教育的影響很大。相對父親的職業(yè)為務(wù)農(nóng)而言，14歲時父親擁有全職的管理或技術(shù)工作使子代教育平均多1.2年。從出生隊(duì)列變量來看，相對于出生隊(duì)列1，其他四個隊(duì)列的平均教育年限都有明顯提高（出生隊(duì)列2不顯著），其中教育年限提高最多的是出生隊(duì)列5（即1973年及以后出生的），比出生隊(duì)列1人口（1946年及以前出生）增加了2.35年。反映了這幾十年我國教育事業(yè)取得了長足的進(jìn)步，特別是九年制義務(wù)教育法的實(shí)施有效提高了全民的教育程度。由于我國地區(qū)教育發(fā)展的不平衡，東部比西部地區(qū)人群的受教育程度平均多0.8年。

模型B的解釋變量和模型A相同，為了考察同胞數(shù)量對男性和女性教育獲得影響的不同，我們估計(jì)了同胞數(shù)量和性別交互項(xiàng)系數(shù)的大小?？梢钥闯?，雖然同胞數(shù)量對男性平均教育年限的影響符號為正，但統(tǒng)計(jì)上不顯著；但對女性，每增加1個同胞會減少0.35年教育年限，統(tǒng)計(jì)上高度顯著。以上結(jié)果支持了假設(shè)1，即同胞數(shù)量增加會降低個人的受教育程度，在我國該負(fù)面影響主要集中于女性，男性教育受同胞數(shù)量影響很小。

3. 同胞的性別結(jié)構(gòu)和長幼構(gòu)成對教育獲得影響的性別差異

模型C把同胞數(shù)量區(qū)分為兄弟數(shù)和姐妹數(shù)，從性別構(gòu)成的角度分析它們對男性和女性教育獲得的影響?？梢钥闯?，兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對男性教育獲得的影響在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，且數(shù)值很小；而兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對女性教育獲得都有顯著負(fù)影響，但影響的大小不同。每增加1個兄弟數(shù)會減少女性的教育年限0.34年，而每增加1個姐妹的數(shù)量則會減少女性教育年限0.24年。