多子女家庭教育獲得中的“長(zhǎng)女效應(yīng)”及其演進(jìn)

陳立娟 范黎波

(1.菏澤學(xué)院 政法學(xué)院，山東 菏澤 274015；2.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院，北京 100029)

一、問(wèn)題的提出

教育的性別不平等一直是學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。教育的性別差異不僅體現(xiàn)在宏觀社會(huì)層面，也表現(xiàn)在微觀的家庭層面。以宗族和父權(quán)為特征的傳統(tǒng)文化在包括中國(guó)、日本等東亞地區(qū)衍生出父權(quán)制家庭體系[1-3]，進(jìn)一步在家庭中形成了“兒子偏好”的撫養(yǎng)模式[4]。此外，女性較男性為低的教育回報(bào)[5-6]，反過(guò)來(lái)降低了父母對(duì)女兒教育進(jìn)行投資的意愿[7]。這些因素都使得兒子和女兒在家庭內(nèi)部的教育機(jī)會(huì)并不均等，家庭成為教育性別不平等的重要產(chǎn)出來(lái)源。

在兒子偏好的社會(huì)文化和性別觀念的影響下，國(guó)內(nèi)對(duì)教育性別不平等的研究議題展開(kāi)分析，取得了豐碩的研究成果。已有研究從性別、家庭社會(huì)地位、子女?dāng)?shù)量、子女性別構(gòu)成、出生世代等多個(gè)維度對(duì)教育獲得的性別不平等進(jìn)行分析。這些研究或是將落腳點(diǎn)放在家庭之間的教育不平等上，在不同家庭背景、城鄉(xiāng)分層、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和子女?dāng)?shù)量等框架下展開(kāi)教育性別差異研究[8-9]；或是雖然考慮到了家庭中子女性別構(gòu)成的因素，卻缺乏性別與出生順序的綜合考量，以及并未對(duì)年長(zhǎng)女兒對(duì)弟弟妹妹教育獲得的促進(jìn)效應(yīng)在不同家庭背景下的異質(zhì)性展開(kāi)研究[10]。西方社會(huì)雖然對(duì)子女的數(shù)量、性別、出生順序等諸因素對(duì)個(gè)體教育的影響進(jìn)行了較為深入的研究，但中國(guó)社會(huì)存在的鮮明性別偏好使得我們難以將西方研究結(jié)論照搬到中國(guó)。此外，中國(guó)在近幾十年經(jīng)歷了巨大的社會(huì)變遷過(guò)程，教育機(jī)會(huì)、家庭規(guī)模等諸方面都發(fā)生了相當(dāng)大的變化，性別平等觀念存在顯著的代際差異。[11]“兒子養(yǎng)老”不再是家庭的唯一選擇，“女兒養(yǎng)老”的觀念被逐漸認(rèn)同。[12]教育獲得在性別之間開(kāi)始趨于均等化。[13]在此過(guò)程中，基于性別不平等而形成的年長(zhǎng)女兒對(duì)弟弟妹妹教育獲得的影響也可能隨時(shí)間變遷。對(duì)不同出生同期群之間的年長(zhǎng)女兒的效應(yīng)進(jìn)行比較，可以更為清晰地了解新中國(guó)成立以后家庭內(nèi)部教育性別不平等的變遷歷程。因此，對(duì)中國(guó)家庭內(nèi)部的教育不平等的理解也需要置于社會(huì)變遷的背景下展開(kāi)歷時(shí)性的研究。

由此，本文試圖從三個(gè)方面對(duì)家庭內(nèi)部的教育性別不平等的產(chǎn)出機(jī)制進(jìn)行分析。其一，不同性別、不同出生間隔的弟弟妹妹數(shù)量的增加對(duì)年長(zhǎng)的哥哥和姐姐的教育結(jié)果分別存在什么樣的影響？其二，在不同背景家庭中，年長(zhǎng)的女兒對(duì)弟弟妹妹教育獲得的影響是否存在差異？其三，在教育性別平等化的變遷過(guò)程中，年長(zhǎng)的女兒對(duì)弟弟妹妹教育獲得的影響是否隨時(shí)間而異？對(duì)這三個(gè)問(wèn)題做出回答有利于我們深入了解家庭內(nèi)部教育性別不平等的形成機(jī)制與演進(jìn)過(guò)程。

二、文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)

人力資本理論認(rèn)為教育是提高人力資本的主要手段。按照家庭效用最大化的原則，父母會(huì)根據(jù)家庭的資源狀況，選擇多生育子女或是讓子女接受更多的教育，孩子的質(zhì)量與數(shù)量存在相互替代關(guān)系。隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，子女的投資回報(bào)率提高時(shí)，父母會(huì)傾向于少生育子女，并致力于提高子女質(zhì)量。[14]資源稀釋理論認(rèn)為子女?dāng)?shù)量的增多會(huì)加劇家庭內(nèi)部教育資源分配的緊張程度，從而降低子女的質(zhì)量——受教育水平。[15]張?jiān)略坪椭x宇采用CFPS2010年中的兒童樣本進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，即使在當(dāng)前中國(guó)兒童的兄弟姐妹數(shù)普遍較少的情況下，其教育資源及學(xué)業(yè)成績(jī)?nèi)匀皇艿叫值芙忝脭?shù)量的負(fù)面影響。[16]在兒子偏好的家庭中，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資源造成的稀釋作用具有性別不對(duì)稱(chēng)性：男性較少受到家庭規(guī)模擴(kuò)大的不利影響，偏好兒子的父母會(huì)犧牲女兒的資源投入來(lái)保障兒子的教育。子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)個(gè)體教育獲得的不利影響主要表現(xiàn)在了女性身上。[8]并且，對(duì)女性而言，家庭教育資源的投入不僅受到性別歧視，還因出生順序而異。雖然有觀點(diǎn)認(rèn)為長(zhǎng)子女可能具有位次上的優(yōu)勢(shì)，在其他子女出生前可以占據(jù)家庭所有可投入的資源[17-18]，但也有觀點(diǎn)認(rèn)為晚出生的子女可能獲得更多資源，因?yàn)楦改附?jīng)過(guò)一段時(shí)間的積累后可能更為成熟和擁有更高經(jīng)濟(jì)能力[19]。在基于父權(quán)文化背景下展開(kāi)的研究中發(fā)現(xiàn)，家庭中第一個(gè)出生的孩子若是兒子，即使后面子女?dāng)?shù)量繼續(xù)增加，父母通常也會(huì)采取各種辦法來(lái)保障長(zhǎng)子教育資源的匹配，從而使其獲得較高的受教育水平。而第一個(gè)孩子若是女兒，父母可能將女兒的資源動(dòng)員來(lái)為年幼的兒子提供幫助。[1，20]龔繼紅和鐘漲寶的研究指出農(nóng)村家庭的教育投入存在擇男和擇幼的傾向[21]。羅凱和周黎安提出，越晚出生的子女受教育水平越高，同時(shí)這種出生順序效應(yīng)具有性別差異。[22]在性別和出生順序的雙重歧視作用下，多子女家庭中年長(zhǎng)女兒在教育上處于最為不利的處境。

對(duì)長(zhǎng)女而言，弟弟和妹妹數(shù)量的增加對(duì)其教育獲得的影響并不一致。在性別偏好的影響下，兄弟和姐妹的效應(yīng)是不同的，研究表明，兄弟姐妹中女孩比例的提高有利于個(gè)體的教育獲得。[10，21]弟弟對(duì)家庭資源形成強(qiáng)烈的競(jìng)爭(zhēng)，弟弟的數(shù)量越多，會(huì)促使父母更大程度地降低女兒，尤其是長(zhǎng)女的教育資源投入，對(duì)長(zhǎng)女的教育獲得產(chǎn)生更為消極的影響[23]。同樣地，子女的出生間隔對(duì)長(zhǎng)女的教育不平等也存在影響。子女出生間隔短的家庭經(jīng)濟(jì)資源的減少更為迅速。[24]張克中等人對(duì)農(nóng)村家庭中存在同胞競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，指出如果哥哥與弟弟妹妹的出生間隔較短，則會(huì)對(duì)弟弟妹妹的教育產(chǎn)生負(fù)面影響，而在哥哥與弟弟妹妹出生間隔較長(zhǎng)的情況下，會(huì)促進(jìn)弟弟妹妹的教育獲得。[25]女兒退出教育不僅出自節(jié)省家庭資源的考慮，還來(lái)自為家庭提供資源的動(dòng)機(jī)。而要實(shí)現(xiàn)這一點(diǎn)，必須建立在子女之間存在一定的出生間隔的基礎(chǔ)上。在長(zhǎng)女與弟弟妹妹出生間隔較小的情況下，長(zhǎng)女退出教育過(guò)程只會(huì)節(jié)省本該投入給她的家庭資源，卻較難以給家庭提供額外的資源。這種情況下，父母可能會(huì)傾向于讓長(zhǎng)女繼續(xù)教育。而在長(zhǎng)女與弟弟妹妹較長(zhǎng)的出生間隔的情形中，長(zhǎng)女可為弟弟妹妹提供額外的經(jīng)濟(jì)資源和照顧資源，此時(shí)，父母更有可能傾向于讓長(zhǎng)女退出教育。其中，出生間隔較大的弟弟數(shù)量的增加尤其會(huì)使得姐姐更早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，父母會(huì)把年長(zhǎng)的女兒的收入轉(zhuǎn)移到家庭內(nèi)部，作為其他子女的教育資源的補(bǔ)充。鑒于以上討論，本研究提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：弟弟妹妹數(shù)量的增加對(duì)長(zhǎng)女的教育獲得存在不利影響。

假設(shè)1a：與長(zhǎng)子相比，弟弟數(shù)量的增加對(duì)長(zhǎng)女的教育獲得更為不利。

假設(shè)1b：與長(zhǎng)子相比，出生間隔較長(zhǎng)的弟弟妹妹數(shù)量的增加對(duì)長(zhǎng)女的教育獲得更為不利。

子女教育資源的配置受到家庭總的可支配資源的影響。在父母擁有較多資源的情況下，父母可以較為容易承擔(dān)所有子女的教育成本。這時(shí)，父母不需要在兒子和女兒的教育投入上做出選擇，而是可以在兒子和女兒之間采用較為均衡的資源配置方案，使兒子和女兒獲得較為相似的教育結(jié)果。已有研究表明，擁有較高收入的家庭的子女教育結(jié)果具有更高的相關(guān)性，教育結(jié)果更加均等化。[26-28]而在低收入家庭中，子女的教育結(jié)果則會(huì)存在較大的差異。同樣地，在父母具有兒子偏好的家庭中，家庭資源的匱乏對(duì)兒子和女兒的教育獲得的影響并不對(duì)稱(chēng)，女性的教育更容易受到家庭經(jīng)濟(jì)狀況的影響。[29]與兒子相比，年長(zhǎng)的女兒存在三種路徑來(lái)減少對(duì)家庭資源的消耗和為家庭提供額外的資源：一是通過(guò)早結(jié)婚離開(kāi)家庭，利用夫家的財(cái)產(chǎn)對(duì)家庭進(jìn)行貼補(bǔ)；二是提前輟學(xué)幫助父母做家務(wù)和照顧弟弟妹妹，使父母可以在勞動(dòng)力市場(chǎng)獲取更多報(bào)酬；三是提前進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，將獲取的收入補(bǔ)償給弟弟妹妹的教育。此時(shí)，姐姐與弟弟妹妹之間不再是資源競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)系，而有可能是資源的提供者，促進(jìn)弟弟妹妹的教育獲得。

假設(shè)2：與長(zhǎng)子相比，家有長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹的教育獲得更為有利。

城鄉(xiāng)戶籍身份、父母的職業(yè)和受教育水平等社會(huì)分層指標(biāo)都對(duì)家庭可支配資源產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響了家庭內(nèi)部的教育性別不平等。戶籍分割作為我國(guó)重要的社會(huì)分層結(jié)構(gòu)，在城鄉(xiāng)之間生產(chǎn)出差異化的資源分配方式，形成了基于戶口的極大不平等。與城鎮(zhèn)家庭相比，農(nóng)村家庭總體擁有較低的經(jīng)濟(jì)資源和教育機(jī)會(huì)，受到重男輕女思想的影響程度更深，這些因素都導(dǎo)致了農(nóng)村的教育性別不平等程度要高于城鎮(zhèn)。張克中等人的研究也表明兄弟姐妹之間的同胞競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)主要發(fā)生在低收入和父母受教育水平較低的家庭中。[25]農(nóng)村女孩具有較低的受教育水平和更高的勞動(dòng)參與率，而在城市生活的女孩經(jīng)歷的性別歧視較少。[30]農(nóng)村家庭中，年長(zhǎng)的女兒的教育最容易被犧牲。也就是說(shuō)，農(nóng)村家庭中若第一個(gè)孩子為女兒，對(duì)弟弟妹妹教育的促進(jìn)作用可能高于城鎮(zhèn)家庭。此外，父母的職業(yè)和受教育水平對(duì)提高女性的教育獲得也產(chǎn)生了正向影響，父母較高的職業(yè)地位和教育水平更有利于提高女性的受教育水平。[8]父母受過(guò)良好教育的家庭，可能擁有更多的家庭資源，更加注重子女教育，并傾向于對(duì)兒子和女兒采取相同的教育投入選擇，子女性別之間的教育不平等水平更低。長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育的促進(jìn)作用并不像低教育水平父母的家庭一樣彰顯。由此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：與優(yōu)勢(shì)地位家庭相比，弱勢(shì)地位家庭中長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹的教育獲得更為有利。

假設(shè)3a：與城鎮(zhèn)家庭相比，農(nóng)村家庭中長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育的積極影響更高。

假設(shè)3b：父母的受教育程度越高，長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育獲得的積極影響越小。

與城鎮(zhèn)家庭相比，農(nóng)村家庭中較高的教育性別不平等和出生順序歧視存在的基礎(chǔ)是相對(duì)匱乏的可支配資源、較大的家庭規(guī)模以及相對(duì)較強(qiáng)的兒子偏好的性別觀念。隨著城鄉(xiāng)二元分化的壁壘逐漸打破，經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，農(nóng)村家庭有了更多流動(dòng)機(jī)會(huì)，家庭資源得以積聚。農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)狀況有了明顯改善，有能力為所有子女提供教育資源。在未限制生育數(shù)量時(shí)，父母的性別偏好會(huì)對(duì)家庭規(guī)模產(chǎn)生影響，在前面出生的孩子都是女兒的情況下，繼續(xù)生育的意愿會(huì)高于已經(jīng)有兒子的情況。[31]遞進(jìn)生育比的升高導(dǎo)致家庭規(guī)模的擴(kuò)大，而家庭規(guī)模的擴(kuò)大又進(jìn)而加劇了家庭資源的緊張程度，擴(kuò)大了家庭內(nèi)部的教育性別不平等，這種現(xiàn)象在農(nóng)村家庭中更為普遍。在計(jì)劃生育政策實(shí)施以后，中國(guó)家庭的生育觀念也在發(fā)生變化，子女?dāng)?shù)量開(kāi)始減少。家庭結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出小型化、核心化的發(fā)展趨勢(shì)。城鄉(xiāng)家庭規(guī)模開(kāi)始縮小，且農(nóng)村家庭規(guī)模的縮減幅度更高。子女?dāng)?shù)量的減少使得家庭內(nèi)部資源競(jìng)爭(zhēng)大大降低，父母有充足的資源去支持每個(gè)子女的教育，促進(jìn)了教育的性別平等。在子女?dāng)?shù)量的減少和子女性別結(jié)構(gòu)的作用下，兒子偏好的性別觀念也受到?jīng)_擊，越來(lái)越多的家庭開(kāi)始認(rèn)同“女兒養(yǎng)老”的觀念[32]，促進(jìn)了性別平等化的發(fā)展。兄弟姐妹數(shù)量的增加雖然對(duì)個(gè)體的學(xué)業(yè)成績(jī)不利，但性別差異已然開(kāi)始消減。[16]本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：農(nóng)村家庭中長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育獲得的積極影響隨時(shí)間呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

(一)數(shù)據(jù)

本研究采用的數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。本研究采用的是2010年基線調(diào)查的數(shù)據(jù)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)CFPS2010)。CFPS抽樣采用內(nèi)隱分層(Implicit Stratification)的多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式(PPS)。CFPS成人調(diào)查數(shù)據(jù)內(nèi)容涵蓋了成人問(wèn)卷和家庭成員的信息。接受調(diào)查的成人33 600名，通過(guò)自答和代答的方式提供了自己的信息和兄弟姐妹的個(gè)體信息。

考慮到年齡較小的群體可能仍處于教育階段，無(wú)法確定其最終的教育獲得水平。而年齡較大的群體接受教育是在新中國(guó)成立以前，學(xué)制與新中國(guó)成立后不同，其教育水平無(wú)法直接進(jìn)行比較。因此，本研究被訪者與其兄弟姐妹的年齡區(qū)間限制在25歲(含)至60歲(含)之間。CFPS2010對(duì)兄弟姐妹中已經(jīng)去世的個(gè)體未采集其信息，因此，本研究剔除了兄弟姐妹中有不在世的兄弟姐妹組案例。兄弟姐妹數(shù)量超過(guò)9個(gè)的家庭只有9個(gè)，占樣本比例非常小，為了避免極端值的影響，本研究剔除了這部分個(gè)案。排除獨(dú)生子女家庭以后，最終保留樣本由11 689個(gè)被訪者及其代為報(bào)告的兄弟姐妹信息組成，即11 689個(gè)兄弟姐妹組和包括被訪者與其兄弟姐妹在內(nèi)的共計(jì)45 332個(gè)樣本。

(二)變量

因變量：本研究采用的因變量包括長(zhǎng)子女的教育年限①(1)①本文中的長(zhǎng)子女系依據(jù)家庭中最早出生的子女(first-born)的性別確定，而非指家庭中最大的兒子和最大的女兒。幼子女的界定與之相似，依據(jù)家庭中最晚出生的子女(last-born)的性別確定。和幼子女的教育年限②(2)②為了研究長(zhǎng)子女性別對(duì)其他子女教育獲得的影響，分析過(guò)程中采用了除長(zhǎng)子女之外的兄弟姐妹的平均教育年限和幼子女的教育年限兩個(gè)變量，分析結(jié)果顯示長(zhǎng)子女的性別對(duì)這兩個(gè)變量的作用相似?？紤]到采用幼子女的教育獲得作為除長(zhǎng)子女外的其他兄弟姐妹教育獲得的代表變量，可以將幼子女年齡、性別等變量納入分析模型，提高模型分析的準(zhǔn)確性。因此，在本研究中，采用幼子女的教育獲得作為家庭中除長(zhǎng)子女以外的其他子女的教育獲得的代表變量進(jìn)行分析。等，均為連續(xù)變量③(3)③受教育程度與教育年限的轉(zhuǎn)換規(guī)則：文盲/半文盲，0年；小學(xué)，6年；初中，9年；高中，12年；大專(zhuān)，15年；大學(xué)本科，16年；碩士，19年；博士，22年。。

解釋變量：(1)戶口。研究采用被訪者受教育階段的12歲時(shí)的戶口作為家庭內(nèi)所有子女的戶口變量的測(cè)量依據(jù)。戶口按城鄉(xiāng)劃分為農(nóng)村戶口和城鎮(zhèn)戶口兩個(gè)類(lèi)別。(2)父母的教育年限。在父親和母親的詳細(xì)教育程度基礎(chǔ)上，經(jīng)過(guò)粗略轉(zhuǎn)換獲得父親和母親的教育年限(轉(zhuǎn)換規(guī)則同上)。本研究采用父母中教育年限較高者作為父母文化資本的測(cè)量指標(biāo)，為連續(xù)變量。(3)性別。根據(jù)分析對(duì)象的不同，分別依據(jù)長(zhǎng)子女和幼子女的性別確定。其中，女兒=0，兒子=1，為虛擬變量。(4)兄弟姐妹數(shù)量。為了更好地分析子女的性別結(jié)構(gòu)與出生間隔對(duì)個(gè)體教育獲得的影響，本研究將兄弟姐妹數(shù)量依據(jù)性別分為兒子數(shù)量與女兒數(shù)量。然后，將所有兄弟姐妹按出生順序排序后依次年齡相減，得到出生間隔小于4年和大于4年(含4年)的兄弟姐妹數(shù)量。兄弟姐妹數(shù)量取值在2～9之間，為連續(xù)變量。(5)出生同期群。結(jié)合已有研究中對(duì)出生同期群的劃分，本研究依據(jù)分析對(duì)象的出生年份將樣本分為1950—1959年、1960—1969年、1970—1979年和1980—1985年四個(gè)出生同期群。其中，1950—1959年出生同期群為參照組。

控制變量：研究的控制變量包括被訪者12歲時(shí)居住省份、民族、年齡，父母至少有一方為黨員、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位④(4)④采用父親職業(yè)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)指數(shù)作為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量指標(biāo)。因研究的時(shí)間跨度較大，中國(guó)的職業(yè)分化是從市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型以后才開(kāi)始，早期以職業(yè)作為社會(huì)分層指標(biāo)會(huì)存在一定問(wèn)題。因此，研究采用的主要分層指標(biāo)為戶籍類(lèi)型，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)作為控制變量使用。，以及長(zhǎng)子女與幼子女的出生間隔等。

本研究所涉變量描述統(tǒng)計(jì)詳見(jiàn)表1。

(三)分析方法

研究將分別對(duì)長(zhǎng)子女和幼子女的教育獲得進(jìn)行分析。在對(duì)幼子女的教育獲得分析中將其與長(zhǎng)子女的出生間隔的時(shí)間納入模型中，考慮到家庭中第一個(gè)孩子的性別對(duì)家庭結(jié)構(gòu)和家庭資源配置都有可能產(chǎn)生影響，從而影響其他子女的教育獲得水平，我們還根據(jù)家庭中的第一個(gè)子女的性別構(gòu)建一個(gè)是否為長(zhǎng)子的虛擬變量，來(lái)觀察家庭中的第一個(gè)子女的性別對(duì)其他子女的教育的影響。同時(shí)，將長(zhǎng)子女性別、戶口、父母的教育年限以及子女?dāng)?shù)量等變量構(gòu)建交互項(xiàng)，對(duì)變量之間的交互效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。在模型選擇上，采用多元線性回歸模型(OLS)進(jìn)行分析，控制了省份虛擬變量，并估計(jì)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)表

四、分析結(jié)果

(一)弟弟妹妹數(shù)量對(duì)長(zhǎng)女教育獲得的影響

我們首先對(duì)長(zhǎng)女的教育獲得進(jìn)行估計(jì)。表2中模型1報(bào)告了弟弟妹妹數(shù)量對(duì)長(zhǎng)女教育獲得作用的估計(jì)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)：弟弟妹妹數(shù)量每增加一個(gè)，會(huì)使長(zhǎng)女的受教育年限降低約0.102年。弟弟妹妹的增加會(huì)使長(zhǎng)女在教育上處于不利的境遇。假設(shè)1得到了驗(yàn)證。

為了觀察弟弟妹妹數(shù)量、性別與出生間隔對(duì)長(zhǎng)子女教育獲得的影響，研究在控制弟弟妹妹數(shù)量的基礎(chǔ)上，加入長(zhǎng)子女性別與弟弟數(shù)量、出生間隔較大的弟弟妹妹數(shù)量的交互項(xiàng)。表2模型2和模型3報(bào)告了相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。與長(zhǎng)子相比，弟弟數(shù)量每增加一個(gè)，會(huì)使長(zhǎng)女的教育年限下降約1.718年。結(jié)果表明，與長(zhǎng)子相比，弟弟數(shù)量的增加對(duì)長(zhǎng)女的教育產(chǎn)生更不利影響。假設(shè)1a得到驗(yàn)證。

表2 兄弟姐妹數(shù)量對(duì)長(zhǎng)子女教育獲得的影響分析(OLS)

續(xù)表

與自己出生間隔較長(zhǎng)的弟弟妹妹數(shù)量的增加，對(duì)長(zhǎng)女和長(zhǎng)子的受教育結(jié)果的影響也存在一定的異質(zhì)性。與長(zhǎng)子相比，與自己出生間隔大于(含等于)4年的弟妹數(shù)量每增加一個(gè)，可使長(zhǎng)女的教育年限降低約1.957年。與長(zhǎng)子相比，出生間隔較長(zhǎng)的弟妹數(shù)量的增加對(duì)長(zhǎng)女的教育獲得更為不利。研究結(jié)果證實(shí)了假設(shè)1b。

(二)長(zhǎng)女對(duì)幼子女教育獲得的影響

為了觀察長(zhǎng)子女的性別與其他子女的教育獲得的關(guān)系，研究將長(zhǎng)子女的性別構(gòu)建虛擬變量納入分析過(guò)程，表3呈現(xiàn)了模型分析結(jié)果。對(duì)于幼子女而言，其兄弟姐妹數(shù)量，即哥哥姐姐的數(shù)量，無(wú)論出生間隔和性別構(gòu)成如何，都對(duì)其教育獲得不存在顯著影響。在家庭內(nèi)部的資源分配過(guò)程中，存在向年幼的子女傾斜的態(tài)勢(shì)，晚出生的子女年齡尚幼，不能通過(guò)早日工作或是幫父母提供兄弟姐妹照料，他們只能是家庭資源的消耗者。并且，隨著子女的成長(zhǎng)，家庭財(cái)富也得以累積，使得家庭可以有更多資源投入幼子女的教育中，令其不受到子女?dāng)?shù)量增加產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)。長(zhǎng)子女的性別對(duì)幼子女的教育產(chǎn)生了顯著影響，如果家中第一個(gè)子女是女兒，會(huì)使得幼子女的教育年限提升約0.660年。對(duì)于弟弟妹妹而言，家有長(zhǎng)姐會(huì)對(duì)其教育獲得產(chǎn)生更為積極的影響。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

(三)不同家庭背景長(zhǎng)女對(duì)幼子女教育獲得的影響

表4對(duì)不同家庭背景中第一個(gè)子女的性別對(duì)幼子女教育獲得的影響進(jìn)行了分析。模型1和模型2分別對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)戶口家庭中的長(zhǎng)子女的影響進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果表明：在農(nóng)村家庭中，家有長(zhǎng)女會(huì)使得幼子女的教育年限提高0.729年；而在城鎮(zhèn)家庭中，長(zhǎng)子女的性別并沒(méi)有對(duì)幼子女的教育獲得產(chǎn)生顯著影響。假設(shè)3得到驗(yàn)證。在農(nóng)村家庭中，哥哥姐姐數(shù)量的增加對(duì)幼子女的教育并不產(chǎn)生顯著影響；而在城鎮(zhèn)家庭中，哥哥姐姐數(shù)量的增加對(duì)幼子女的教育產(chǎn)生了負(fù)向影響，每增加一個(gè)哥哥或姐姐，會(huì)使幼子女的受教育年限下降約0.257年。同時(shí)，在城鎮(zhèn)家庭中，長(zhǎng)子女與幼子女之間的出生間隔越長(zhǎng)，則對(duì)幼子女的教育獲得越為有利。其原因可能是，雖然總體而言城鎮(zhèn)家庭中子女?dāng)?shù)量要低于農(nóng)村家庭，但城鎮(zhèn)家庭擁有更多教育機(jī)會(huì)，子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)子女之間教育資源的競(jìng)爭(zhēng)要更為激烈。年長(zhǎng)的子女尚未完成教育階段，對(duì)年幼的子女的教育資源分配產(chǎn)生了消極影響；在子女之間出生間隔較大的情況下，這種子女之間的資源競(jìng)爭(zhēng)得到緩解，從而隨著出生間隔的加大而對(duì)幼子女的教育產(chǎn)生了一定的積極作用。

表4中的模型3和模型4分別檢驗(yàn)了不同戶口家庭和父母的受教育年限與家庭中第一個(gè)子女的性別對(duì)幼子女教育獲得所產(chǎn)生的交互效應(yīng)?？梢钥闯觯r(nóng)村家庭中，第一個(gè)子女的性別是兒子還是女兒對(duì)幼子女的教育所產(chǎn)生的影響存在顯著差異。農(nóng)村家庭中如果有長(zhǎng)女，相比那些有長(zhǎng)子的農(nóng)村家庭，會(huì)使幼子女的教育年限提高約1.541年。說(shuō)明這種長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育獲得的積極作用在農(nóng)村家庭中更高，假設(shè)3a得到了驗(yàn)證。父母的教育年限與家庭中第一個(gè)子女性別對(duì)幼子女的教育存在交互作用，父母的受教育年限的提高，顯著地降低了長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育獲得的積極影響。說(shuō)明了長(zhǎng)女相較于長(zhǎng)子的對(duì)弟弟妹妹教育的促進(jìn)作用，在父母擁有較高教育程度的家庭中更弱。假設(shè)3b得到了驗(yàn)證。

(四)長(zhǎng)女效應(yīng)的時(shí)代變遷

新中國(guó)成立以后的教育機(jī)會(huì)與家庭規(guī)模都發(fā)生了巨大的變化，為了比較不同時(shí)期的長(zhǎng)子女教育獲得的影響機(jī)制，研究將依據(jù)長(zhǎng)子女的出生年構(gòu)建的長(zhǎng)子女的出生同期群變量納入分析模型中，從表5的模型1中可以看出，隨著時(shí)間的推移，長(zhǎng)子女的總體教育水平處于上升趨勢(shì)，與1950—1959年出生同期群相比，1960—1969年、1970—1979年、1980—1985年三個(gè)出生同期群的教育年限分別上升約0.820年、1.633年、1.762年。長(zhǎng)子的教育年限比長(zhǎng)女高出約2.426年，長(zhǎng)子相對(duì)于長(zhǎng)女的教育獲得優(yōu)勢(shì)依然顯著。但是不同時(shí)期的這種長(zhǎng)子女教育的性別差異存在顯著不同，1960—1969年出生同期群中，長(zhǎng)子相對(duì)于長(zhǎng)女的教育優(yōu)勢(shì)約1.606年，這種優(yōu)勢(shì)在1970—1979年出生同期群中下降為0.793年，隨后在1980—1985年出生同期群中，長(zhǎng)子相對(duì)于長(zhǎng)女的教育優(yōu)勢(shì)繼續(xù)下降為0.664年。也就是說(shuō)，這種長(zhǎng)子相對(duì)于長(zhǎng)女的教育獲得的優(yōu)勢(shì)地位隨時(shí)間逐漸下降。

表3 長(zhǎng)子女性別對(duì)幼子女教育獲得的影響分析(OLS)

表4 不同家庭背景長(zhǎng)子女性別對(duì)幼子女教育獲得的影響分析(OLS)

對(duì)長(zhǎng)子女而言，弟弟妹妹數(shù)量的增加對(duì)自己教育獲得的影響在不同時(shí)期也并不相同。表5中的模型2的分析結(jié)果顯示，與1950—1959年出生同期群相比，1970—1979年出生同期群的弟弟妹妹數(shù)量的增加會(huì)顯著降低較晚出生同期群所帶來(lái)的優(yōu)勢(shì)。對(duì)1970—1979年出生同期群的長(zhǎng)子女而言，弟弟妹妹數(shù)量每增加一個(gè)，會(huì)使其受教育年限減少0.304年。而對(duì)其他出生同期群內(nèi)的長(zhǎng)子女來(lái)說(shuō)，弟弟妹妹數(shù)量每增加一個(gè)，只會(huì)使其受教育年限減少0.017年。1970年后出生長(zhǎng)子女的家庭，經(jīng)濟(jì)上尚未得益市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型所產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)收益，家庭規(guī)模上也未開(kāi)始著力控制，弟弟妹妹數(shù)量的增加和家庭資源的相對(duì)緊張，使得這個(gè)時(shí)期出生的長(zhǎng)子女的教育受到弟弟妹妹數(shù)量增加的消極影響。

表5 不同時(shí)期長(zhǎng)子女性別與兄弟姐妹數(shù)量對(duì)長(zhǎng)子女教育獲得的影響分析(OLS)

續(xù)表

表6 不同時(shí)期戶口與長(zhǎng)子女性別對(duì)幼子女教育獲得的影響分析(OLS)

續(xù)表

表6對(duì)不同時(shí)期和不同戶口家庭中第一個(gè)子女的性別對(duì)幼子女教育獲得的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，長(zhǎng)子女性別對(duì)弟弟妹妹教育獲得的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)村家庭。農(nóng)村家庭中幼子女教育獲得中的“長(zhǎng)女效應(yīng)”在不同時(shí)期表現(xiàn)并不相同。在1950—1959年出生同期群中，農(nóng)村家庭中的第一個(gè)孩子為女兒，則相對(duì)第一個(gè)孩子是兒子的家庭，幼子女的教育年限會(huì)提高約2.153年；在1960—1969年出生同期群中，農(nóng)村家庭中長(zhǎng)女對(duì)幼子女教育獲得的積極效應(yīng)降低為約0.778年；在1970—1979年出生同期群中，農(nóng)村家庭中的長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育獲得的積極影響降為約0.695年；而在1980年以后出生群體中，這種長(zhǎng)女效應(yīng)不再顯著。也就是說(shuō)，農(nóng)村家庭中在四個(gè)不同時(shí)期出生的幼子女的教育受到長(zhǎng)女的積極影響逐漸降低，最終不再顯著。假設(shè)4得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與討論

家庭是教育性別差異產(chǎn)生的首要來(lái)源。在傳統(tǒng)重男輕女的性別偏好作用下，父母會(huì)傾向于在兒子身上投入較多教育資源，使其獲得較高的人力資本。而女兒在家庭內(nèi)部的資源競(jìng)爭(zhēng)處于相對(duì)弱勢(shì)地位，父母的低教育資源投入導(dǎo)致了女兒總體較低的教育獲得水平。此外，父母對(duì)子女教育資源配置策略不僅存在性別差異，還存在出生順序上的不同。對(duì)兒子來(lái)說(shuō)，無(wú)論其出生順序如何，父母傾向于采取相似的資源投入，努力使每個(gè)兒子都獲得較好的教育結(jié)果；而女兒之間的資源配置方式卻因出生順序的不同而存在差異。子女的教育資源配置存在多種策略，包括性別上的“擇男”傾向，出生順序上的“擇幼”傾向，以及出于效率考慮的“擇優(yōu)”傾向等。在多重因素的疊加影響下，長(zhǎng)女的教育受到的影響最大。與晚出生的女兒相比，家中較為年長(zhǎng)的女兒在教育上處于更為不利的地位。

長(zhǎng)子和長(zhǎng)女雖然都是家庭中第一個(gè)出生的子女。但是其性別的不同對(duì)弟弟妹妹的教育產(chǎn)生了相反的作用：一方面，長(zhǎng)子對(duì)家庭內(nèi)部資源產(chǎn)生較高的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，降低了弟弟妹妹的教育機(jī)會(huì)。另一方面，長(zhǎng)女處于家庭資源的競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)或是成為家庭資源的提供者，提高了弟弟妹妹的教育機(jī)會(huì)。如果家中先出生的是女兒，父母則有可能犧牲女兒的教育，通過(guò)使其較早結(jié)婚、中斷學(xué)業(yè)和提早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)等幾種方式減少對(duì)家庭資源的競(jìng)爭(zhēng)，或?yàn)榈艿苊妹锰峁┛赡艿恼樟虾徒?jīng)濟(jì)資源支持，進(jìn)而提高弟弟妹妹的教育獲得水平。這種由長(zhǎng)子女不同性別表現(xiàn)出來(lái)的對(duì)弟弟妹妹教育獲得的不同影響路徑，凸顯出了長(zhǎng)女對(duì)弟弟妹妹教育獲得的積極影響。也就是說(shuō)，在多子女家庭中，弟弟妹妹的教育獲得存在著“長(zhǎng)女效應(yīng)”的影響機(jī)制。弟弟妹妹教育獲得機(jī)制中的“長(zhǎng)女效應(yīng)”在不同家庭背景中并不相同。從家庭資源配置的視角出發(fā)，在擁有較多家庭資源的情況下，父母有充足的資源滿足所有子女的教育投入，這種“長(zhǎng)女效應(yīng)”就會(huì)下降。在城鎮(zhèn)家庭和父母擁有較高教育水平的家庭中，幼子女的教育結(jié)果就較少受到長(zhǎng)子女的性別的影響。

“長(zhǎng)女效應(yīng)”的產(chǎn)生是建立在家庭內(nèi)部教育獲得的性別不平等、出生順序以及一定出生間隔的基礎(chǔ)上的。首先，如果家庭內(nèi)部不存在教育資源的性別差異，那么姐姐對(duì)弟弟妹妹教育的積極作用就不會(huì)彰顯，她會(huì)與長(zhǎng)子一樣在家庭資源上形成強(qiáng)有力的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，對(duì)弟弟妹妹教育獲得產(chǎn)生相同的不利影響。其次，姐姐要承擔(dān)為弟弟妹妹提供資源支持的角色，而非家庭資源的競(jìng)爭(zhēng)者角色，二者之間必須要存在一定的年齡差距，出生間隔較大的弟弟妹妹數(shù)量的增加對(duì)長(zhǎng)姐的教育而言更為不利。在家庭規(guī)模日趨小型化的社會(huì)背景下，多子女家庭所占的比例在下降。少子化趨勢(shì)和女性社會(huì)地位的提高促進(jìn)傳統(tǒng)社會(huì)文化的轉(zhuǎn)變，性別平等化觀念越來(lái)越為大眾所接受，加之經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的家庭可支配資源的增加，都促使家庭內(nèi)部的教育性別不平等程度下降，存在于長(zhǎng)子女性別對(duì)幼子女教育獲得的“長(zhǎng)女效應(yīng)”也逐漸消減。

女性獲取與男性平等的教育機(jī)會(huì)不僅可以提高她們的人力資本和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，還會(huì)對(duì)下一代的教育產(chǎn)生重要影響。在大多數(shù)家庭中，母親對(duì)子女的教養(yǎng)分擔(dān)要高于父親。而母親的教養(yǎng)方式又受到自身受教育水平的影響。[33]母親受教育水平的提高，有利于子女的學(xué)校適應(yīng)[34]，讓子女更早接受課外輔導(dǎo)[35]，提高對(duì)子女的教育投資[36]等。因此，從家庭層次上降低女性的教育不平等既體現(xiàn)教育公平，亦具有重要的社會(huì)意義。

需要指出的是，家庭層次上的教育性別不平等的發(fā)生機(jī)制是復(fù)雜的。家庭資源配置策略僅是子女教育獲得的作用機(jī)制之一。家庭內(nèi)部智力環(huán)境與資源積累等影響因素在不同家庭生命周期呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)變化，而家庭關(guān)系、父母教養(yǎng)方式、子女之間的互動(dòng)模式等也因家庭而異。這些都會(huì)對(duì)教育的性別差異產(chǎn)生影響。此外，僅從教育資源投入的角度來(lái)說(shuō)，性別雖然可能是父母對(duì)子女教育投入的重要考量因素，但是性別因素的作用并不獨(dú)立，它是在其他多種因素綜合作用下的結(jié)果。鑒于此，性別教育不平等的研究需要告別單一性別因素的研究，而應(yīng)該在多重情境因素考慮下展開(kāi)。