更多兄弟姐妹是否降低個人教育成就？*—來自中國家庭的微觀證據(jù)

鐘粵俊，董志強(qiáng)

（1. 上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030；2. 華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、引 言

由于計劃生育政策，在過去三十多年出生的孩子，能夠擁有兄弟姐妹是一件奢侈的事，①這是從全國層面來看，計劃生育政策在中國各地區(qū)存在較大的差異，例如，東、中和西部之間，城、鄉(xiāng)之間的差異。東、中部和城市實行了較嚴(yán)格的計劃生育政策，故在這些地區(qū)擁有兄弟姐妹就是很不尋常的事。近30多年來東、中部和城市集聚了中國大多數(shù)的人口。在教育獲得（education attainment）研究文獻(xiàn)中，過去三、四十年頗具影響且相當(dāng)穩(wěn)健的一個發(fā)現(xiàn)是:擁有更多兄弟姐妹將降低個人教育成就。換言之，兄弟姐妹之間存在教育擠占效應(yīng)。早在20世紀(jì)50年代，Anastasi（1956）就提出，兄弟姐妹個數(shù)增多和間隔縮短會降低父母能支付給每個孩子的資源，這就是著名的同胞資源稀釋假說（Siblings Resources-Dilution Hypothesis）。70年代，Becker和Lewis（1973）提出了孩子數(shù)量與質(zhì)量之間負(fù)向關(guān)聯(lián)的Q-Q替代（Quality and Quantity Trade-off Theory）假說。這構(gòu)成了兄弟姐妹間教育擠占效應(yīng)的基本理論。隨后的諸多經(jīng)驗研究，大多發(fā)現(xiàn)了孩子的教育獲得和教育成就與家庭規(guī)模有負(fù)相關(guān)關(guān)系。

我們感興趣的是，在國外文獻(xiàn)中得到確認(rèn)的兄弟姐妹間教育擠占效應(yīng)，在中國是否也存在？更進(jìn)一步，這種教育擠占效應(yīng)是否存在性別差異？探尋上述問題既有助于我們思考效率問題，比如家庭規(guī)模變小是不是在微觀層面導(dǎo)致個體有更高的人力資本和更高的收入，以及在宏觀層面是否有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；也有助于我們思考公平問題，比如兄弟姐妹對家庭教育資源的擠占是否令女性處于更加不利的位置。

中國是一個發(fā)展中國家，人均國民收入并不高，絕大多數(shù)家庭在教育投資方面受到嚴(yán)重的財力約束。當(dāng)孩子數(shù)量增加，家庭教育投資不可能成倍增加。這意味著孩子數(shù)量增加，家庭對每個孩子的教育投資勢必下降。同時，中國長期存在“重男輕女”的傳統(tǒng)思想，經(jīng)濟(jì)報酬方面也存在性別歧視，許多家庭特別是資源約束更嚴(yán)重的家庭，在教育資源分配方面可能會在一定程度上犧牲女孩質(zhì)量來提升男孩質(zhì)量。因此可以預(yù)計，中國的家庭中不僅會存在教育擠占效應(yīng)，而且這種擠占效應(yīng)很可能有顯著的性別差異。

本文利用CGSS、CFPS和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)獲得的經(jīng)驗證據(jù)，支持了上述看法。具體地，我們用個體受教育年限來衡量其教育成就，以此為被解釋變量，考察個體兄弟個數(shù)、姐妹個數(shù)對其教育成就的影響，發(fā)現(xiàn)兄弟或姐妹個數(shù)越多，個人的受教育年限就越低，即存在教育擠占效應(yīng)。同時，我們考慮了個體性別與兄弟或姐妹個數(shù)的交叉項，這一交叉項反應(yīng)個體是否因其“女性”性別而更多受到兄弟姐妹對其教育的擠占。結(jié)果表明，女性受到兄弟姐妹的教育擠占效應(yīng)比男性更大。換言之，教育擠占效應(yīng)在中國家庭存在明顯的性別差異。進(jìn)一步的檢驗還表明，中國社會傳統(tǒng)的“男孩偏好”、勞動力市場性別歧視是解釋教育擠占效應(yīng)性別差異的重要因素。本文研究結(jié)果具有重要的政策含義：要改善女性在教育中所受到的歧視，既需要改變?nèi)藗儭爸啬休p女”的觀念，也需要通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展改善家庭的經(jīng)濟(jì)條件。

與本文相關(guān)的國外研究文獻(xiàn)較多，但鮮有來自中國的經(jīng)驗證據(jù)，也基本上忽略了教育擠占效應(yīng)的性別差異。本研究有助于以中國證據(jù)豐富這一領(lǐng)域文獻(xiàn)，并且我們強(qiáng)調(diào)了性別差異的存在。據(jù)我們閱讀所及，李宏彬和張俊森（2008）以及鄭磊（2013）研究了兄弟姐妹比例（同胞性別構(gòu)成）對個人教育水平的影響，是與本文最接近的中文文獻(xiàn)。然而，本文的研究和發(fā)現(xiàn)與這兩份文獻(xiàn)存在明顯差異：首先，兩份文獻(xiàn)的重點均在兄弟姐妹性別結(jié)構(gòu)（女孩占比），我們的重點在兄弟姐妹數(shù)量，利用兄弟和姐妹的絕對個數(shù)比利用相對比例更能準(zhǔn)確地考察兄弟姐妹的教育擠占效應(yīng)；其次，李宏彬和張俊來（2008）使用1988?2001年間的城市樣本，鄭磊（2013）使用CGSS2008調(diào)查數(shù)據(jù)，我們則使用CGSS2006和2008做基本分析，并利用CFPS2010和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)做佐證和輔助檢驗，在更大時間跨度和更大范圍對該主題進(jìn)行了考察，并通過幾套數(shù)據(jù)交叉印證來確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性；最后，也是最重要的，上述兩份文獻(xiàn)的關(guān)鍵發(fā)現(xiàn)是，擁有兄弟將不利于個人的教育（擁有姐妹則對個人沒有顯著影響），兄弟姐妹中女孩比例越高將越有利于個人的教育。但是我們的研究卻表明，無論兄弟還是姐妹個數(shù)增加，都會降低個體的受教育年限，并且如果個體是女孩，她的教育年限將因為兄弟姐妹數(shù)量增加而更低。換言之，兩份文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)男孩對女孩有教育擠占，女孩對男孩沒有教育擠占。我們卻發(fā)現(xiàn)，無論兄弟亦或姐妹，都會對個體產(chǎn)生教育擠占效應(yīng)，并且女孩遭遇的擠占效應(yīng)比男孩更大。上述研究結(jié)果的差異，可能與使用的數(shù)據(jù)有關(guān)，但更可能是由于模型設(shè)定不同，更多討論我們將在本文第三部分進(jìn)一步說明。

二、文獻(xiàn)回顧和研究假說

對于家庭來說，孩子數(shù)量增多不僅要求更多的衣食住行等生活費(fèi)用支出，也會要求更多購買文具和支付學(xué)費(fèi)等教育費(fèi)用支出，父母一方面需要花更多時間去掙取收入以滿足擴(kuò)大的家庭開支，另一方面也需要花更多時間和精力陪伴孩子、輔導(dǎo)作業(yè)、關(guān)心孩子在校表現(xiàn)和生病時去醫(yī)院等等。然而，父母的經(jīng)濟(jì)資源和精力資源等始終是有限的。一般來說，隨著孩子數(shù)量增加，家庭的教育資源投入很難保持同步增加。結(jié)果，每個孩子從家庭得到的教育資源投入，將會因孩子數(shù)量的增加而減少；家庭規(guī)模越大，每個孩子能得到有利于他們智力發(fā)展的經(jīng)濟(jì)或非經(jīng)濟(jì)資源就越少，這可能會使得孩子的平均質(zhì)量下降（Anastasi，1956）。

已有大量經(jīng)驗研究對家庭規(guī)模與子女成就的關(guān)系進(jìn)行了檢驗。Lindert（1977）指出，更大的家庭規(guī)模使父母沒有那么多的時間、精力和金錢來照顧每一個孩子，成長在這些家庭的孩子會有較低的IQ、更早離開學(xué)校、更低的地位和更低的工資。Blake（1989）、Sandberg 和 Rafial（2014）等的一系列研究均證實了資源稀釋的存在，即個體可利用資源的減少會影響個體的教育成就，兄弟姐妹間存在教育擠占效應(yīng)。這些研究也發(fā)現(xiàn)，在富裕家庭，資源稀釋理論要弱得多，甚至不太明顯。這可能是因為富有家庭受到的教育支出財力約束較小，個體的兄弟姐妹數(shù)量增加并未明顯降低個體能夠從家庭獲得的教育資源，因而教育擠占效應(yīng)相對更弱。

資源稀釋不僅限于物質(zhì)資源稀釋，因為家庭能夠給予孩子的，除了經(jīng)濟(jì)資源，①經(jīng)濟(jì)資源的重要作用，通常在教育花費(fèi)較高的時候會得到凸顯。還包括文化資源。②文化資源，由于會被代際傳承，父母的社會經(jīng)濟(jì)地位、家庭背景以及個性和氣質(zhì)均會影響孩子，父母的教育水平、語言技能和他們對主流文化的態(tài)度會影響孩子在教育上的適應(yīng)能力和態(tài)度，這些在孩子成長過程中具有很重要的作用。表面上看，經(jīng)濟(jì)資源容易被稀釋，父母的文化資源則不大可能因為子女?dāng)?shù)量增加而被稀釋，因為父母的特征、氣質(zhì)、技能和態(tài)度等似乎不會因一個孩子觀察到而使另一個孩子觀察不到。其實不然，雖然父母的文化資源就在那里，但獲取父母的文化資源則是以父母的陪伴為條件的。正如日本的一句諺語：孩子是看著父母的背影長大的。孩子向父母學(xué)習(xí)的前提是能夠看到父母的背影。身教重于言教，孩子會模仿父母的行為，父母的陪伴作用無可替代。近年來關(guān)于我國兒童特別是留守兒童的研究就發(fā)現(xiàn)，缺乏父母陪伴會對孩子心理健康、情感和親社會行為等帶來不良影響，教育等學(xué)術(shù)成就也會更低。當(dāng)孩子數(shù)量更多，一方面父母可能需要花更多時間工作賺錢養(yǎng)家，導(dǎo)致與孩子見面時間減少；另一方面父母陪伴每個孩子的平均時間也可能下降，盡管有時候父母可以與孩子集體相處，但一一溝通的機(jī)會有所減少，并且對每個孩子的關(guān)注時間也更少。這兩方面原因都會導(dǎo)致孩子從父母那里獲取的文化資源被稀釋。文化資源稀釋不僅影響個體教育成就，也可能是個體其他成就的重要影響因素。Blau和Duncan（1967）發(fā)現(xiàn)，兄弟姐妹越多，不僅個人教育水平會下降，而且職業(yè)機(jī)會也會不同，進(jìn)而影響收入水平。

作為發(fā)展中國家的中國，人均收入并不高，2015年人均GDP僅5.2萬元，在全球排第76位。教育投入是中國大多數(shù)家庭的一筆重要支出。因為貧困而交不上學(xué)費(fèi)的“新聞”亦時有報道。對絕大多數(shù)家庭來說，養(yǎng)育更多孩子意味著父母將不得不更辛苦地賺錢。無論是經(jīng)濟(jì)資源，還是文化資源，都會因為更多孩子而被稀釋，每個孩子的教育成就勢必會降低。③我們認(rèn)為個體能力一般不會對父母生育行為產(chǎn)生反向影響，尤其是教育階段的能力，因為個體升學(xué)教育一般是青少年，兄弟姐妹的年齡間隔一般沒那么大，在我們的樣本中（CFPS才有年齡數(shù)據(jù)）兄弟姐妹間年齡超過10歲的不到20%。因此我們提出如下待檢驗假說：

假說1：兄弟姐妹間存在教育擠占效應(yīng)，即兄弟或者姐妹越多，個體的教育成就越低。

國外文獻(xiàn)鮮有討論教育擠占效應(yīng)的性別差異。但對于中國，我們有兩個重要理由相信教育擠占效應(yīng)存在性別差異。第一，中國長期存在“重男輕女”的傳統(tǒng)。王文卿和潘綏銘（2005）總結(jié)了“重男輕女”的動機(jī)：傳宗接代、養(yǎng)老保障、壯大家族勢力、提供勞動力、情感需要、人生終極目的、面子和期望孩子實現(xiàn)自己未竟的理想等。Arnold和Kuo（1984）從成本?效用④他們提到的效用不僅限于男性勞動力和養(yǎng)兒防老等經(jīng)濟(jì)效用，還包括在心理方面的效用，比如：傳宗接代、光宗耀祖和維持家庭社會經(jīng)濟(jì)地位等。的角度對性別偏好進(jìn)行分析，認(rèn)為男孩的相對效用會高于女孩，能為家庭提供更大的收益。劉爽（2006）認(rèn)為，由于男孩具有女孩所不具有的個體“價值”，特別是家庭和社會價值以及制度化的社會價值取向，導(dǎo)致家庭存在“男孩偏好”。男孩偏好使得家庭在面臨嚴(yán)重的資源約束時，可能會選擇對女孩教育投入更少，甚至犧牲女孩的教育以保證男孩得到更好教育。周欽和袁燕（2014）利用甘肅省兒童與家庭調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家庭在基礎(chǔ)教育投入中確實存在明顯的“男孩偏好”現(xiàn)象。第二，中國勞動力市場存在性別歧視，降低了女性的經(jīng)濟(jì)價值。在工資收入上，男女存在顯著的性別工資差距，特別是學(xué)歷低、職業(yè)差、年紀(jì)輕的女性勞動者會受到更為嚴(yán)重的歧視。在就業(yè)機(jī)會、晉升機(jī)會等方面，女性獲得的機(jī)會也比男性少，女性勞動者職業(yè)更易向下流動，并且缺乏向上流動的機(jī)會，職位晉升對女性勞動者能力的要求高于男性，職業(yè)性別隔離和雇傭性別歧視現(xiàn)象非常普遍。就業(yè)機(jī)會和收入前景不佳會削弱家庭對女性的教育投資動機(jī)，也會降低女性獲得教育的動機(jī)?；谀泻⑵煤蛣趧恿κ袌鲂詣e歧視，我們提出如下待檢驗假說：

假說2：兄弟姐妹對個體的教育擠占效應(yīng)存在性別差異，對女性個體的擠占效應(yīng)比對男性個體的擠占效應(yīng)更大。

三、計量模型、變量說明與描述統(tǒng)計

本文使用中國綜合社會調(diào)查2006和2008年數(shù)據(jù)（簡稱CGSS2006和2008）、中國家庭追蹤調(diào)查2010年數(shù)據(jù)（簡稱CFPS2010）和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)。①這3個數(shù)據(jù)集都是全國層面的調(diào)查數(shù)據(jù)。中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）數(shù)據(jù)見CGSS官網(wǎng)：http://www.chinagss.org/；中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）見CFPS官網(wǎng)：http://www.isss.edu.cn/cfps/；2005年全國人口普查數(shù)據(jù)是國家統(tǒng)計局會同有關(guān)部門進(jìn)行的全國人口抽樣數(shù)據(jù)。由于新中國成立初期以7歲作為小學(xué)入學(xué)年齡（1986年頒布的義務(wù)教育法規(guī)定6周歲），故我們選取1942年以后出生人口作為樣本。剔除在讀學(xué)生樣本，因為這部分人口的最終教育程度尚無法獲取。CGSS2006和2008、CFPS2010和2005年抽樣數(shù)據(jù)均給出個體的“受教育等級”和“受教育等級的狀態(tài)”，我們以此作為衡量受教育程度的指標(biāo)。②為計算方便：本文使用的所有數(shù)據(jù)的教育年限都是小學(xué)畢業(yè)為6年，初中3年，高中、中職和中專3年，大專3年，本科4年，研究生及以上3年。CGSS2006直接提供了受教育年限和受教育等級，用該教育年數(shù)作為教育獲得的衡量，并不會改變結(jié)論。

（一）計量模型。設(shè)定如下線性回歸模型:

其中，j為受訪者所處的省份，i為受訪者個體；Yij為個人受教育年限等成就；genderij為受訪者性別，女性=1；brotsij為受訪者兄弟的個數(shù)；sistsij為受訪者姐妹的個數(shù)；X′反映受訪者個人特征、家庭背景和地區(qū)固定效應(yīng)等控制變量（篇幅所限，模型（1）省略了常數(shù)項和）；為干擾項。

（二）變量說明。表1列示了個體的人口統(tǒng)計學(xué)特征和家庭背景信息。

表1 CGSS2006和2008數(shù)據(jù)主要變量描述性統(tǒng)計③其中：性別為虛擬變量，女性=1，男性=0；兄弟個數(shù)為受訪者擁有的兄弟數(shù)量；姐妹個數(shù)為受訪者擁有的姐妹數(shù)量；性別×兄弟為受訪者的性別與受訪者兄弟個數(shù)的交互項；性別×姐妹為受訪者的性別與受訪者姐妹個數(shù)的交互項；排行為受訪者在兄弟姐妹中的出生順序，老大為1，老二為2，依次類推，排行越靠后則出生時間越晚；樣本中最小的排行是12，這意味著他有11個哥哥和（或）姐姐；民族為虛擬變量，漢族=1，其他民族=0；年齡為受訪年份與出生年份的差；父親、母親受教育等級是0?4的排序變量，0為文盲，1為小學(xué)，2為中學(xué)；3為高中、中職和中專；4為大專及以上。

續(xù)表1 CGSS2006和2008數(shù)據(jù)主要變量描述性統(tǒng)計

（三）不同性別個體受教育的直觀對比。圖1表明，越年輕的群體，平均受教育年限越高。圖中自20世紀(jì)80年代中期以后平均受教育年限下降，原因是截止到調(diào)查年份這部分群體大約在16?22歲，高中和大學(xué)就讀的樣本被剔除了，使得該群體的平均教育年限被拉低了。因此，我們更關(guān)注圖中1985年之前出生的樣本，可以直觀看到，女性平均受教育年限明顯低于同時代的男性。①截止調(diào)查年度，1985年后生人年齡大約在16?22歲，大多仍在接受教育（尚不可得到最終教育程度），故曲線最后部分的下降趨勢并不表示這一群體的教育水平在下降。

圖2進(jìn)一步根據(jù)性別和兄弟姐妹個數(shù)繪制了不同群體的平均受教育年限。同前面一樣，我們?nèi)灾攸c看1985年之前的部分?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論女性（圖2左）還是男性（圖2右），都表現(xiàn)出兄弟姐妹越多則平均教育年限越低的規(guī)律，獨生子女的受教育年限在最上面，有2個兄弟姐妹者的平均受教育年限位于中間水平，有4個以上兄弟姐妹者的平均受教育水平最低。這直觀上體現(xiàn)了兄弟姐妹數(shù)量的教育擠占效應(yīng)。

圖1 不同出生年份男女的平均受教育年限

圖2 不同出生年份男女的平均受教育年限

四、回歸結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸。表2列示了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）欄控制了省份固定效應(yīng)和調(diào)查年份，只加入了性別、兄弟個數(shù)、姐妹個數(shù)以及其交叉項對受教育年限的回歸結(jié)果；第（2）欄增加控制個人特征變量（排行、民族和年齡），四個關(guān)鍵回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)；第（3）欄進(jìn)一步增加控制父母受教育程度。以上的控制變量都相對外生。在每一欄，我們所關(guān)心的四個關(guān)鍵變量的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。性別變量在第（3）欄也顯著為負(fù)。上述回歸結(jié)果表明：兄弟個數(shù)和姐妹個數(shù)對個體（不分性別）受教育年限存在負(fù)向影響，這支持了假說1；而且兄弟對個體教育獲得的擠占比姐妹要大（系數(shù)更大）；女性個體要比男性受到兄弟姐妹的教育擠占更嚴(yán)重，這支持了假說2。

表2 CGSS與2005年人口普查數(shù)據(jù)基準(zhǔn)回歸

以第（3）欄的回歸結(jié)果為例來具體解釋：由于性別導(dǎo)致的教育年限差異，女性比男性平均要少0.267年（相當(dāng)于半個學(xué)期）；如果個體是男性，則增加一個兄弟將使其自身的教育年限平均減少0.105年（相當(dāng)于6周），增加一個姐妹將使其自身的教育年限平均減少0.077年（相當(dāng)于4周）；如果個體為女性，則其來自兄弟姐妹的擠占效應(yīng)還需要加上交叉項的系數(shù)，即增加一個兄弟將使其自身的教育年限平均減少0.105+0.214=0.319年（接近一個學(xué)期），增加一個姐妹將使其自身教育年限平均減少0.077+0.100=0.177年（相當(dāng)于9周）。換言之，無論個體是男是女，增加兄弟或姐妹都會導(dǎo)致其自身教育程度下降，但兄弟擠占效應(yīng)會比姐妹擠占效應(yīng)更大；如果個體是女性，比之個體是男性，前者遭遇兄弟姐妹的擠占效應(yīng)比后者更大，從第（3）欄的回歸數(shù)據(jù)看，如果一個男孩有一個兄弟一個姐妹，那么他的教育年限平均來說將下降0.105+0.077=0.182年；如果一個女孩也有一個兄弟一個姐妹，那么她的教育年限平均來說將下降0.309+0.177=0.486年（相當(dāng)于25 周，比一個學(xué)期還多），是男孩的 2.67 倍（0.486/0.182=2.67）。

在既有文獻(xiàn)中，李宏彬等（2008）以及鄭磊（2013）發(fā)現(xiàn)，擁有兄弟將降低個人教育水平，但擁有姐妹則對個人教育水平?jīng)]有顯著影響。我們的發(fā)現(xiàn)卻表明，擁有姐妹同樣會降低個人的教育水平。這種結(jié)論的差異有可能是我們用了不同的數(shù)據(jù)，但更主要的原因可能在于我們采用了不同的模型。在上述文章中，考慮的重點是兄弟姐妹的性別結(jié)構(gòu)（家庭中女孩占全部孩子的比例），有無兄弟或有無姐妹是二值虛擬變量。在這種處理方式中，很顯然一男一女和二男二女的孩子性別結(jié)構(gòu)取值是一樣的，有兩個兄弟（姐妹）和有一個兄弟（姐妹）的取值也是一樣的（同為1（0））。我們考察的重點是兄弟姐妹數(shù)量，直接將兄弟數(shù)量和姐妹數(shù)量及其與性別的交叉項放入回歸，因此能更清晰地看到兄弟姐妹數(shù)量（而不是性別結(jié)構(gòu)）對個體教育獲得的影響。

如前所述，20世紀(jì)80年代中期后出生的人口，在調(diào)查年度大概在16?22歲，那些高中和大學(xué)的在讀樣本被剔除了，這導(dǎo)致樣本中這一時期的人口平均教育程度被低估，導(dǎo)致前面基準(zhǔn)回歸的結(jié)果被質(zhì)疑。另外，80年代中后期各種胎兒性別鑒定技術(shù)和安全高效的人工流產(chǎn)技術(shù)的廣泛使用，可能影響到出生性別比（賈志科和呂紅平，2012）。B超是識別胎兒性別普及最廣的技術(shù)，但B超等胎兒鑒定技術(shù)在中國的普及是在1985年之后，這使得1985年后出生的兄弟姐妹的構(gòu)成可能具有一定選擇性。為了排除上述兩個方面可能帶來的影響，表2第（4）欄給出了1985年前出生個體子樣本的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，所有的系數(shù)符號都與欄（3）保持一致，而且都非常顯著。在欄（5）我們嘗試用1978年前（計劃生育政策實施之前）的子樣本來進(jìn)行回歸，更徹底地排除性別選擇因素，結(jié)果也很好地支持了本文所提出的兩個假說。

表2第（6）?（7）欄進(jìn)一步用2005年全國1%人口抽樣數(shù)據(jù)來做輔助性檢驗。一方面，由于該數(shù)據(jù)中缺乏一些特定的統(tǒng)計信息，回歸時我們無法控制父母教育等級和個體在家庭的排行變量；另一方面，人口抽樣調(diào)查僅詢問了30歲以下個體的兄弟姐妹個數(shù)信息，故我們只將2005年全國1%人口抽樣數(shù)據(jù)作為輔助性檢驗。盡管如此，回歸結(jié)果依然支持存在兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)，而且這種擠占效應(yīng)對女孩來說比男孩更嚴(yán)重。

（二）排除其他影響因素。此部分將從下面3個方面對可能會干擾本文結(jié)論的問題進(jìn)行逐個檢驗，以說明這些可能的干擾因素對本文結(jié)論產(chǎn)生的影響。

首先，CFPS數(shù)據(jù)給出了詳細(xì)的受訪者子女和受訪者及其配偶的信息。子女信息包括受教育等級、年齡、性別、出生月份和工作等；受訪者及其配偶的信息包括受教育程度、年齡、職業(yè)、收入、受訪者12歲時的戶口狀態(tài)、受訪者對子女的態(tài)度等。這些變量的存在使得本文可以盡可能多地控制受訪者（作為父母）影響子女受教育的外在因素等信息。另一方面，該數(shù)據(jù)為我們提供了受訪者對子女態(tài)度的問題，有助于我們對兄弟姐妹影響男女受教育的機(jī)制進(jìn)行分析。限于篇幅，我們也將CFPS數(shù)據(jù)作為基準(zhǔn)回歸的輔助檢驗，并且在機(jī)制檢驗部分運(yùn)用CFPS數(shù)據(jù)。

利用CFPS數(shù)據(jù)，我們可以識別出家庭的第一胎子女，考察第一胎子女的受教育程度與兄弟姐妹數(shù)量的關(guān)系。這有助于回應(yīng)家庭子女規(guī)模與子女教育程度的內(nèi)生性問題。父母選擇要幾個孩子的時候，也考慮到了孩子們將來會接受多少教育，或者根據(jù)孩子們未來的教育期望來決定要多少個孩子。畢竟，上學(xué)難、就業(yè)難有可能影響家庭的意愿孩子數(shù)。但我們觀察不到家庭的決策，這就可能導(dǎo)致解釋變量與誤差項相關(guān)的內(nèi)生性問題。工具變量是解決此類內(nèi)生性問題的良方，但要找到合格的工具變量并非易事。①Angrist等（2010）曾以多胞胎作為家庭規(guī)模的工具變量，因為多胞胎帶來了家庭規(guī)模的意外擴(kuò)大。退而求其次，我們嘗試用弱內(nèi)生性樣本來做分析。一般來說，第一胎子女很少是家庭規(guī)模決策的結(jié)果（對于中國人來說，至少要生一個孩子似乎是天經(jīng)地義的）。因此，CFPS第一胎子女?dāng)?shù)據(jù)為我們提供了CGSS數(shù)據(jù)提供不了的弱內(nèi)生性樣本。

由于CFPS并沒有給出子女是否已經(jīng)畢業(yè)的信息，22歲是通常的大學(xué)本科畢業(yè)年齡，本文將22歲及以上者視為學(xué)業(yè)完成樣本；另一方面，新中國成立初期規(guī)定7歲為小學(xué)入學(xué)年齡，我們選取1942年后出生的樣本。因此，樣本選擇子女年齡為22?68歲。②我們也使用16?68歲樣本來回歸，結(jié)果與22?68歲樣本回歸在系數(shù)符號和顯著性方面完全一致，僅系數(shù)大小有所變化。表3第（1）?（2）欄給出受訪者第一個子女受教育等級如何受到兄弟姐妹個數(shù)影響的基準(zhǔn)回歸，結(jié)果支持了資源稀釋理論及性別差異，即男女均受兄弟姐妹教育擠占，且女性所受擠占會更大。與表2類似，表3第（3）欄只考慮受訪者所有子女均在1985年前出生的樣本，以排除在讀樣本缺失和性別甄選的可能影響，結(jié)果與第（2）欄基本一致（我們也做了1978年前出生的子樣本，結(jié)論與表2第（5）欄相似，未予匯報）?；貧w中，我們控制了被訪者（父母）的年齡、青少年時期戶籍、教育程度和子女出生季節(jié)等外生信息。

表3 排除其他影響因素

其次，前文已盡可能控制對子女?dāng)?shù)量和教育成就同時產(chǎn)生影響的外生控制變量，但仍可能存在遺漏變量問題，例如父母的生育偏好等。此處我們用2005年1%的人口普查數(shù)據(jù)，添加雙胞胎和非雙胞胎家庭的樣本比較分析結(jié)果（僅雙胞胎，無更多子女），這些樣本的父母生育了相同的胎數(shù)，但是生育的子女?dāng)?shù)量卻不相同，并且本文所選取的雙胞胎樣本出生的范圍為1975?1989年，時間間隔較短、中國國內(nèi)發(fā)展穩(wěn)定、人為干預(yù)雙胞胎受孕等技術(shù)不發(fā)達(dá)，且雙胞胎的兄弟姐妹數(shù)較為外生。故只比較獨生子女和只有1胎雙胞胎家庭樣本的受教育差異，可以在很大的程度上克服遺漏變量等導(dǎo)致的估計問題。

表3第（4）欄給出雙胞胎與獨生子女家庭的受教育與兄弟姐妹關(guān)系的回歸結(jié)果，考慮到1985年以后，B超在中國開始流行，這可能使得雙胞胎及獨生子女的性別變得內(nèi)生，第（5）欄是在第（4）欄基礎(chǔ)上僅對比1975?1984年出生的樣本。上述結(jié)論均表明，兄弟姐妹對個人受教育會有擠占作用，并且兄弟對女性教育擠占效應(yīng)顯著更大，姐妹對女性教育擠占不顯著（姐妹和女性交互項不顯著，原因可能是2個女性雙胞胎中，對父母來說2者相似，父母并不會偏袒任何一方，故女性和姐妹交互項系數(shù)不顯著）。

Huang等（2016）指出，中國的戶籍制度和獨生子女政策使得樣本中存在的雙胞胎可能是偽雙胞胎現(xiàn)象，即樣本中的部分雙胞胎存在掛戶口現(xiàn)象，該現(xiàn)象使得同一個家庭，同一年出生的兄弟姐妹可能不是雙胞胎。有必要說明的是，掛戶口現(xiàn)象對本文的結(jié)論并不會產(chǎn)生根本影響，因為存在謊報雙胞胎的樣本，其所在的家庭實際是獨生子女家庭（而不是有1個兄弟姐妹）。在其他條件相同時，其受教育狀況較真正雙胞胎家庭要好，這會使得我們的擠占效應(yīng)被低估，即掛戶口這種現(xiàn)象會讓本文的估計結(jié)果趨于保守。

最后，本文基準(zhǔn)回歸選取的樣本區(qū)間范圍較廣。部分讀者也許會質(zhì)疑，1942年至今發(fā)生了很多重大事件，使得受教育年限發(fā)生了巨大的變化。例如，文化大革命、改革開放以及上世紀(jì)90年代中期，我國的高等教育體制發(fā)生了變化等。此處，第（6）?（7）欄做了縮小窗口的穩(wěn)健性檢驗，分別將個體的出生年份限定在1965?1984年和1970?1984年，可以發(fā)現(xiàn)，兄弟姐妹對個人的受教育年限仍有擠占效應(yīng)，并且兄弟對女性擠占效應(yīng)更大，姐妹對女性擠占效應(yīng)雖然不顯著但是影響效應(yīng)仍然為負(fù)。

（三）穩(wěn)健性檢驗。

1. 替換變量的穩(wěn)健性檢驗。表4第（1）?（2）欄引入家庭中的男孩比重變量。男孩比重是受訪者家庭中男孩個數(shù)比上所有孩子個數(shù)，是家庭中男女結(jié)構(gòu)的代理，但為了避免完全共線性，回歸中不同時控制男孩比重、兄弟個數(shù)和姐妹個數(shù)。第（1）欄是控制姐妹個數(shù)、家庭中男孩比重及其分別與性別交互項的回歸結(jié)果，增加姐妹或是男孩比重越高的家庭，對女性的教育擠占也顯著越大（系數(shù)符號為負(fù)）。第（2）欄控制男孩比重，家庭規(guī)模①家庭規(guī)模反映的就是家庭中孩子的個數(shù)，兄弟個數(shù)+姐妹個數(shù)+受訪者。及其分別與性別交互項的結(jié)果，在男孩比重越高、家庭規(guī)模越大的家庭，女性個體在教育中被擠占的幅度越大。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2. 剔除出生順序的影響效應(yīng)。Lindert（1997）指出，給定家庭規(guī)模，頭胎出生（出生順序第1）會比中間或最后出生的孩子有更高的IQ和成就。學(xué)術(shù)界早有學(xué)者（如Galton，1874）研究了出生順序?qū)χ橇Α⒔逃@得、職業(yè)成就、愿望和動力、異常行為（包括精神病、違法行為和酗酒）等方面的影響。除此之外，出生順序還會影響個人的特征，如焦慮、獨立性、社交和成就取向等。

關(guān)于子女出生順序的影響，現(xiàn)存文獻(xiàn)給出的結(jié)論并不統(tǒng)一。Ejrn?s和P?rtner（2004）指出，子女的出生順序效應(yīng)表現(xiàn)為正向影響（晚出生孩子會比早出生孩子更有優(yōu)勢）。而Lindert（1977）卻認(rèn)為，子女出生順序效應(yīng)會呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，即先下降后上升。Kantarevic和Mechoulan（2006）發(fā)現(xiàn)，子女的出生順序效應(yīng)不會一開始就出現(xiàn)，只有子女個數(shù)達(dá)到一定程度時出生順序效應(yīng)才會逐漸顯現(xiàn)起來，而出生順序?qū)ψ优芙逃晗薜挠绊懟緸檎?。Kessler（1991）卻發(fā)現(xiàn)，出生順序效應(yīng)并不顯著，可能不存在。既有文獻(xiàn)分析家庭規(guī)模對個人的教育或資源的影響時，都會同時考慮兄弟姐妹個數(shù)效應(yīng)和出生順序效應(yīng)，但是本文側(cè)重點在考察兄弟和姐妹如何影響男女教育獲得，故需剔除出生順序效應(yīng)，考察兄弟和姐妹對男女教育擠占有差異的結(jié)論是否依舊穩(wěn)健。

表4第（3）?（6）欄是排除出生順序影響的回歸結(jié)果。第（3）欄給定受訪者出生順序第一的回歸結(jié)果。在出生順序為第一的樣本中，兄弟和姐妹對女性教育獲得的擠占比男性受到兄弟和姐妹影響要顯著更大，即資源稀釋存在性別差異的結(jié)論仍然成立；第（4）欄給定受訪者的出生順序為第二之后的樣本回歸結(jié)果；第（5）欄給出的是剔除受訪者的出生順序為最小的回歸結(jié)果（考慮到出生順序最小的子女的性別往往與其他排序的兄弟姐妹有差別，例如父母更寵愛偏袒等，其受到兄弟姐妹的影響可能會有所差異）；第（6）欄給出受訪者在家庭所有兄弟姐妹中排行第二、三的回歸結(jié)果?；谝陨系膶Ρ冉Y(jié)果，即使排除了出生順序影響，兄弟和姐妹個數(shù)對教育的擠占仍存在性別差異，尤其是兄弟姐妹對女性的教育擠占比男性高的現(xiàn)象是顯著且穩(wěn)健的（基準(zhǔn)回歸控制了出生順序變量，可以起到類似的效果）。

3. 考慮城鄉(xiāng)差異。改革開放之后，農(nóng)村地區(qū)生育多子多女的現(xiàn)象較為普遍，并且農(nóng)村地區(qū)資源（包括教育）約束更為緊張；城鎮(zhèn)實施了嚴(yán)格的獨生子女政策，兄弟姐妹個數(shù)較少，并且城市發(fā)展較快，家庭較為富裕，教育資源并不是城鎮(zhèn)家庭的主要資源約束。因此，資源稀釋理論在城市較為寬松，而在農(nóng)村更為突出，有必要考察城鄉(xiāng)樣本是否有差異。①CGSS數(shù)據(jù)提供的戶口類型是當(dāng)下的戶口類型，并沒有出生時的戶口類型，此處我們用當(dāng)下戶口作為戶籍地度量。表4第（7）?（8）欄給出了城鄉(xiāng)子樣本的回歸結(jié)果。第（7）欄給出了城市戶口樣本分析結(jié)果，兄弟姐妹對個體不會產(chǎn)生擠占效應(yīng)，但是兄弟對女性教育獲得會有顯著的擠占效應(yīng)；第（8）欄給出了農(nóng)村戶口樣本分析結(jié)果，兄弟姐妹對個體均會產(chǎn)生擠占效應(yīng)，且女性受到兄弟姐妹擠占效應(yīng)顯著更大。因此，女性受到兄弟擠占不論在農(nóng)村抑或城市都存在，這也是中國重男輕女的傳統(tǒng)現(xiàn)實，而女性在城市受到姐妹的擠占并不顯著。

五、教育擠占效應(yīng)性別差異的機(jī)制檢驗

兄弟姐妹對教育的擠占效應(yīng)已經(jīng)被許多經(jīng)驗研究證實，但文獻(xiàn)對這種擠占效應(yīng)的性別差異卻很少涉及。前面獲得的經(jīng)驗證據(jù)表明，在中國，兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)存在顯著的性別差異，兄弟姐妹對女性的教育擠占比對男性更嚴(yán)重。本文第二部分曾對此提出過兩種可能的解釋，一是“重男輕女”的傳統(tǒng)思想，二是勞動力市場歧視降低女性的經(jīng)濟(jì)價值，兩者都是導(dǎo)致教育擠占性別差異的原因。在本部分，我們嘗試對上述兩種可能的解釋進(jìn)行檢驗。由于直接尋找“重男輕女”或勞動力市場歧視的測度指標(biāo)并不容易，我們主要通過一些間接指標(biāo)來檢驗。比如對“重男輕女”思想的檢驗，用地區(qū)性別比是否失衡來測度地區(qū)的男孩偏好，用父母“傳宗接代”觀念強(qiáng)弱來測度對子女偏好的程度；對勞動力市場歧視的影響，則主要用家庭條件和男女相對經(jīng)濟(jì)社會地位來間接體現(xiàn)，因為條件好、相對經(jīng)濟(jì)社會地位平等的家庭，其教育投資較不會對勞動力市場歧視做出反應(yīng)。檢驗確認(rèn)了“重男輕女”傳統(tǒng)思想和勞動力市場歧視下女性更低的經(jīng)濟(jì)價值的確是導(dǎo)致兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)存在性別差異的原因。

（一）男孩偏好的影響。我們通過兩種方式來測度男孩偏好。一是用地區(qū)是否有性別比失衡來測度地區(qū)層面的男孩偏好觀念。在性別比失衡嚴(yán)重的地區(qū)，男孩偏好往往更強(qiáng)，因為往往是強(qiáng)烈的男孩偏好導(dǎo)致地區(qū)性別比失衡。根據(jù)本文的假說可以推論，男孩偏好更強(qiáng)則女性受到兄弟姐妹的教育擠占將會越嚴(yán)重。為了對此進(jìn)行檢驗，我們將地區(qū)0?49歲群體性別比是否超過1.05（這被認(rèn)為是性別平衡的比率）作為地區(qū)男孩偏好強(qiáng)弱的表征，性別比超過1.05，則認(rèn)為地區(qū)的男孩偏好強(qiáng)，否則男孩偏好弱。表5第（1）?（2）欄給出了地區(qū)男孩偏好強(qiáng)和弱兩類地區(qū)的兄弟姐妹數(shù)量對男女受教育影響的回歸結(jié)果:在男孩偏好強(qiáng)的地區(qū)，兄弟姐妹對女性的教育擠占效應(yīng)顯著嚴(yán)重于男性（即兩個交叉項系數(shù)顯著為負(fù)）；在男孩偏好弱的地區(qū)，兄弟姐妹對女性也有教育擠占效應(yīng)，但沒有男孩偏好強(qiáng)的地區(qū)那么嚴(yán)重（兩個交叉項系數(shù)的系數(shù)絕對值和顯著程度都有所下降）。這初步反映出教育擠占效應(yīng)存在性別差異。我們也用出生性別比和地區(qū)0?49歲性別比為1.07或1.03分別作為男孩偏好強(qiáng)弱的分界線，結(jié)論不受影響。

表5 男孩偏好機(jī)制檢驗回歸結(jié)果

二是CFPS數(shù)據(jù)給出了受訪者對生育子女態(tài)度問題的調(diào)查：“您認(rèn)為傳宗接代的重要程度？”，受訪者給出1?5的排序答案，值越大，反映的傳宗接代思想（男孩偏好）觀念越強(qiáng)。我們將受訪者回答1?2的視為傳宗接代思想較弱的樣本，其對男孩偏好的觀念相對較弱，在子女的教育資源配置中歧視女孩的可能性更小。受訪者回答3?5的視為傳宗接代思想強(qiáng)的樣本，其對男孩偏好的觀念較強(qiáng)，在子女的教育資源分配過程中，可能更注重男孩。表5第（3）?（4）欄給出了傳宗接代思想觀念強(qiáng)弱（即男孩偏好強(qiáng)弱）的子樣本回歸結(jié)果。我們關(guān)心的兩個交叉項的回歸系數(shù)，在傳宗接代觀念強(qiáng)的一組顯著為負(fù)，在弱的一組雖然也為負(fù)，但卻不顯著，而且系數(shù)值也更小。換言之，傳宗接代思想越強(qiáng)的個體，其子女中兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)的性別差異越嚴(yán)重。

（二）勞動力市場歧視的影響。勞動力市場歧視不好度量，難以直接進(jìn)行檢驗，我們考慮兩個間接的策略。其一，家庭越富有，在子女教育上受到的財力約束越小，則家庭就越不可能因為勞動力市場對女性的歧視而在家庭教育資源分配上男女有別。利用CGSS2008數(shù)據(jù)（2006年沒有該數(shù)據(jù)），根據(jù)受訪者14歲時家庭所處的等級自評（分值為1?10，值越低家庭條件越好），將家庭等級分為富裕家庭（1?5分）和貧窮家庭（6?10分）兩類，分別做回歸。表6第（1）欄給出的是富裕家庭子樣本回歸結(jié)果，第（2）欄是貧窮家庭子樣本回歸結(jié)果。比較兩欄回歸，貧窮家庭的兩個交叉項系數(shù)均顯著為負(fù)，富有家庭的兩個交叉項系數(shù)雖然也為負(fù)但并不顯著。這說明，貧窮家庭兄弟姐妹的教育擠占效應(yīng)存在顯著性別差異，但在富裕家庭這種擠占效應(yīng)的性別差異不顯著。

表6 資源約束和男女地位影響機(jī)制

其二，我們考慮家庭中男女的社會地位差異。家庭中男女地位，往往取決于父母在家庭中相對的經(jīng)濟(jì)地位。在其他條件相同時，父親地位更高和母親地位更高的社會（家庭），女性受到的對待（歧視）會不一樣。在父親地位更高的家庭，父親為主導(dǎo)者，家庭傾向于形成男性在勞動力市場更有優(yōu)勢的觀念，會偏好對男性在教育等方面有更多的投資；在母親地位更高的家庭，父親并不一定是家庭的主導(dǎo)者，家庭對男女在勞動力市場的優(yōu)勢并沒有明確的界定，家庭對男女性在教育等方面投資的偏好并不明顯。因此，我們預(yù)期，在“男高女低”的家庭，女性受到歧視的概率可能會更大，兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)的性別差異會更嚴(yán)重。CGSS2006有直接給出受訪者18歲時父母的社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)；CGSS2008給出受訪者14歲時父母的職業(yè)分類，我們將該數(shù)據(jù)的職業(yè)分類轉(zhuǎn)換為對應(yīng)的社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)。用父親的社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)除以母親社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)，得到父母相對社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)，以此作為家庭男女相對地位的度量。將父母相對社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)大于等于1的個體歸入“男高女低”樣本，小于1的個體則歸入“男低女高”樣本。在中國的大多數(shù)家庭中，男性的收入較女性高。表6第（3）?（4）欄回歸中的交叉項系數(shù)表明，在“男高女低”的家庭中，兄弟姐妹（特別是兄弟）教育擠占效應(yīng)的性別差異的確更為顯著。

我們也用CFPS2010數(shù)據(jù)做了類似工作，將受訪者的第一胎子女樣本根據(jù)家庭男女社會地位劃分為“男高女低”和“男低女高”兩類，方法與對CGSS數(shù)據(jù)的處理一樣。表6第（5）?（6）欄給出了回歸結(jié)果，兩欄回歸中交叉項的系數(shù)顯示：“男高女低”家庭中兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)存在顯著的性別差異；在“男低女高”的家庭中存在這種擠占效應(yīng)，但擠占效應(yīng)的性別差異并不顯著。

六、結(jié) 論

本文研究兄弟姐妹對個體教育獲得或教育成就的影響。研究結(jié)果顯示，就受教育年限而言，兄弟姐妹數(shù)量增加會導(dǎo)致個體的教育年限下降，即子女?dāng)?shù)量增加將降低子女的平均質(zhì)量，資源稀釋理論或數(shù)量-質(zhì)量替代理論在中國也是成立的，兄弟姐妹之間的確存在著教育擠占效應(yīng)。

但我們還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，兄弟姐妹對個體的教育擠占效應(yīng)存在著性別差異。即，給定兄弟和姐妹的數(shù)量，個體為女性時受到兄弟姐妹的教育擠占效應(yīng)比個體為男性時更嚴(yán)重。這一發(fā)現(xiàn)，在國外文獻(xiàn)中鮮有涉及，國內(nèi)文獻(xiàn)也較為少見。進(jìn)一步檢驗還表明，中國傳統(tǒng)的“重男輕女”思想觀念和勞動力市場歧視導(dǎo)致女性較低的經(jīng)濟(jì)價值，是導(dǎo)致兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)存在性別差異的重要原因。

其他的發(fā)現(xiàn)也很有意義。比如我們發(fā)現(xiàn)，男孩偏好更強(qiáng)的地區(qū)，兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)的性別差異就特別顯著；而在男孩偏好更弱的地區(qū)，兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)的性別差異就沒那么顯著。在條件更差、女性經(jīng)濟(jì)社會地位更低的家庭中，兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)就特別顯著；而條件更好、女性經(jīng)濟(jì)社會地位更高的家庭中，兄弟姐妹教育擠占效應(yīng)的性別差異更弱，通常也不顯著。

由于教育的性別差異本身不僅關(guān)系到公平，也關(guān)系到經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率，女性教育水平更關(guān)系下一代的成長和國家的長遠(yuǎn)未來，因此促進(jìn)女性教育水平的提升非常重要。本文研究結(jié)果有一些明顯的政策含義：要改善女性教育公平提高她們教育水平，既需要改變?nèi)藗儭爸啬休p女”的觀念，也需要通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展改善其家庭經(jīng)濟(jì)條件。

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