兄弟姐妹數(shù)量會影響收入嗎？

王鵬程 王子奇

[摘要]兄弟姐妹數(shù)量對收入的影響涉及我國計(jì)劃生育政策等重大決策，目前少有文獻(xiàn)進(jìn)行相關(guān)探討。文章將總效應(yīng)分解成社會資本效應(yīng)和人力資本效應(yīng)兩種途徑，并用出生順序作為工具變量研究生育數(shù)量對子代收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)社會資本是生育數(shù)量影響子代收入的主要途徑，人力資本沒有顯著作用。為探討人力資本效應(yīng)不顯著的原因，文章考察兄弟姐妹數(shù)量對教育的影響以及教育的收入回報(bào)率，發(fā)現(xiàn)教育的收入回報(bào)率較低是人力資本效應(yīng)不顯著的主要原因。此外，文章還在探討兄弟姐妹數(shù)量的規(guī)模效應(yīng)以及“重男輕女”的教育觀念方面有所貢獻(xiàn)。

[關(guān)鍵詞]人力資本;生育數(shù)量;社會資本;收入

[中圖分類號]C923

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1008-0694（2020）05-0095-13

一、研究背景與文獻(xiàn)綜述

子代質(zhì)量與數(shù)量之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要課題。該領(lǐng)域的研究可以追溯到Becker（1960;1973）等創(chuàng)建的子代質(zhì)量一數(shù)量權(quán)衡分析框架（Quality-Quan-tity Trade-off，下稱Q-Q理論）。該理論認(rèn)為當(dāng)家庭面臨一定的預(yù)算約束時，父母會面臨子代質(zhì)量和數(shù)量兩方面的權(quán)衡：一方面，對于孩子的偏愛使得父母愿意多養(yǎng)育子女;另一方面，父母不得不將有限的資源在子女中間分配。因此，隨著子女?dāng)?shù)量的增多平均每個子女能分配到的教育資源（如父母陪伴孩子的時間和在教育方面的資金投入等）將會減少，子代的質(zhì)量和數(shù)量之間存在著替代關(guān)系。

自Q-Q理論問世以來，不斷有學(xué)者對其進(jìn)行論證，其研究結(jié)論由于數(shù)據(jù)的不同呈現(xiàn)出較大的差異。國外研究對Q-Q理論的探討相對比較成熟，其中被解釋變量涵蓋了子代的學(xué)業(yè)、就業(yè)及收入、婚姻、移民等各個方面。中國近年來越來越多的人口經(jīng)濟(jì)學(xué)者將目光投向中國的計(jì)劃生育政策。利用計(jì)生政策研究生育數(shù)量對子代質(zhì)量的影響的難點(diǎn)在于解決內(nèi)生性問題：夫妻的生育數(shù)量不僅與計(jì)生政策規(guī)定的生育限額和執(zhí)行強(qiáng)度有關(guān)，也取決于自身對子代質(zhì)量一數(shù)量偏好的取舍以及家庭經(jīng)濟(jì)條件等因素。

當(dāng)前文獻(xiàn)中主要有三類方法解決內(nèi)生性問題。第一種方法也是應(yīng)用最廣泛的一種方法，即為生育數(shù)量構(gòu)造一個工具變量。例如Liu（2014）以社區(qū)計(jì)生數(shù)量和超生處罰金額為工具變量探討了子代數(shù)量與健康和教育的關(guān)系。該方法的缺陷是過于依賴計(jì)劃生育政策外生性的假定，這是不符合實(shí)際的，因?yàn)橹匾曌哟|(zhì)量的社區(qū)往往會制定更加嚴(yán)格的計(jì)生政策，例如限定較低的允許生育數(shù)量或者處以較高的處罰金額，還有一些研究也存在同樣的缺陷。第二種方法是利用計(jì)生政策在城鄉(xiāng)間或者漢族與少數(shù)民族之間的差異構(gòu)造雙重差分模型，這類方法可以回溯到Li（2017）。這類方法的主要問題在于雙重差分法所要求的共同趨勢假設(shè)難以得到滿足。第三類方法是利用雙胞胎或者多胞胎調(diào)查數(shù)據(jù)，繞開生育政策可能帶來的異質(zhì)性和內(nèi)生性問題，將生育數(shù)量完全外生化。這類方法的問題也比較突出：同卵雙胞胎或者多胞胎的平均體重天生低于普通胎兒，進(jìn)而可能影響子代的先天健康及教育，同時，同卵雙胞胎或多胞胎的出現(xiàn)是小概率事件。為了彌補(bǔ)上述研究的不足，本文從實(shí)證分析的角度著重探討兄弟姐妹數(shù)量對收入的影響，利用子代的出生順序作為兄弟姐妹數(shù)量的工具變量，并且從社會資本效應(yīng)和人力資本效應(yīng)兩方面探討影響機(jī)制，這有利于豐富相關(guān)理論研究，同時對我國計(jì)劃生育政策等重大決策也具有參考價值。

二、數(shù)據(jù)來源和變量描述

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年成人庫。本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下方面的清理：首先，根據(jù)Zhang（2017）的研究，排除了出生在1990年之前的個體，因?yàn)槲覈?jì)生政策于1990年穩(wěn)定下來，同時排除了1978年農(nóng)村土地改革對子代性別偏好的影響以及1986年九年義務(wù)教育政策對子代受教育年限的影響;其次，剔除了具有移民歷史的樣本，使得社區(qū)的計(jì)生政策信息盡可能準(zhǔn)確地與個體相匹配;最后，只保留已經(jīng)完成學(xué)業(yè)并且在2016年處于工作狀態(tài)的樣本。

2.變量描述

各變量的名稱、含義和描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)如表1所示。

本文核心被解釋變量為子代收入的對數(shù)值。CFPS調(diào)查了個體的主要工作收入以及一般工作收入，本文的收入變量為二者的加總。CFPS直接提供的總收入變量in-come，包含了學(xué)生的實(shí)習(xí)和兼職收入，由于實(shí)習(xí)和兼職工作周期短、工資低，實(shí)習(xí)和兼職收入并不能代表學(xué)生的實(shí)際工作能力。

在受教育年限方面，CFPS提供了受教育年限綜合指標(biāo)eduy，該指標(biāo)詳細(xì)考慮了各類學(xué)位的學(xué)習(xí)年限以及在職讀書等特殊情況，所計(jì)算的受教育年限比較可靠。本文取eduy的對數(shù)值作為受教育年限的度量指標(biāo)。

對計(jì)生政策的度量來自于2010年和2014年社區(qū)問卷庫。2010年社區(qū)問卷中詳細(xì)詢問了社區(qū)允許一個家庭生育子女的數(shù)量以及計(jì)劃生育的最低處罰金額;2014年的社區(qū)問卷中調(diào)查了6種可能允許生育二胎的情況，包含“父母至少一方為少數(shù)民族”“頭胎是女孩”“單獨(dú)兩胎”“雙獨(dú)兩胎”等。本文基于這些政策信息并結(jié)合2010年社區(qū)問卷庫中的允許生育數(shù)量規(guī)定，計(jì)算了每個家庭所被允許的生育數(shù)量，最終用重新計(jì)算過的允許生育數(shù)量和計(jì)劃生育的最低處罰金額來度量計(jì)劃生育政策。

本文還控制住了父母親的受教育年限，受過良好教育的父母本身更能理解計(jì)劃生育對提高子代教育水平的意義，會更自發(fā)地減少生育數(shù)量。其他控制變量基本概括了與收入、教育有關(guān)的個人、家庭和社區(qū)特征。個人特征包括：性別，戶口，出生順序，年齡和年齡的平方項(xiàng)，②母親生育年齡，入學(xué)年齡，同性別兄弟姐妹占兄弟姐妹總數(shù)量的比例，是否為雙胞胎;家庭特征除了父母親的受教育年限外還包括：度量家庭財(cái)富的代理變量“是否擁有電視機(jī)”，③家庭職業(yè)背景，家庭政治背景，以及計(jì)生政策允許的生育數(shù)量;社區(qū)特征除了計(jì)劃生育的最低處罰金額外還包括：社區(qū)成年人的平均受教育年限，④社區(qū)是否通電。

三、實(shí)證結(jié)果：兄弟姐妹數(shù)量對子代收入的影響

兄弟姐妹數(shù)量影響子代收入水平的兩種機(jī)制：人力資本效應(yīng)和社會資本效應(yīng)。其中，人力資本效應(yīng)是指兄弟姐妹數(shù)量的增加會減少子代平均受教育年限進(jìn)而降低子代收入，而生育數(shù)量的減少有助于增加子代收入水平。然而由于中國獨(dú)特的“關(guān)系”文化，個人的收入也有可能受到其社會網(wǎng)絡(luò)（social network）的影響，例如關(guān)系比較緊密的個體之間可以在工資收入、職位晉升等方面互相提攜，其中兄弟姐妹是社會網(wǎng)絡(luò)的重要組成部分。因此兄弟姐妹數(shù)量也可能通過社會資本效應(yīng)正面影響子代收入水平。社會資本效應(yīng)與人力資本效應(yīng)作用方向相反，總效應(yīng)取決于二者的相對大小。

1.簡單最小二乘估計(jì)

表2第1列顯示了子代收入進(jìn)行OLS回歸的結(jié)果，其表明兄弟姐妹數(shù)量的系數(shù)不顯著。然而如前文所述，兄弟姐妹數(shù)量可能通過人力資本和社會資本兩種途徑影響收入且二者作用方向相反，可能互相抵消。本文進(jìn)一步將子代受教育年限控制住，發(fā)現(xiàn)兄弟姐妹數(shù)量對子代收入具有正效應(yīng)，這可以用社會資本效應(yīng)來解釋。具體來說，在控制住受教育年限的情況下，每增加一個兄弟姐妹，則子代收入提高約12.3%。

此外，對生育數(shù)量具有較大影響的變量還有性別、戶口、母親生育年齡、是否為雙胞胎、母親的受教育年限、允許計(jì)生數(shù)量和超生處罰金額等。本文發(fā)現(xiàn)女孩比男孩擁有更多的兄弟姐妹，原因在于中國大部分地區(qū)允許沒有男孩的夫妻生育二胎甚至多胎。另外，戶籍為農(nóng)村的樣本比戶籍為城鎮(zhèn)的樣本擁有更多的兄弟姐妹。這可能是由于城鎮(zhèn)的物價、房價水平相對較高，養(yǎng)育子代需要付出更多的成本，因此父母偏向于自主地減少生育數(shù)量;也有可能是因?yàn)槌擎?zhèn)中公職人員、國有企業(yè)工作人員比例較高，計(jì)生政策更容易被嚴(yán)格執(zhí)行。另外，用社區(qū)父輩平均受教育年限作為對社區(qū)偏好的代理變量，該變量數(shù)值越高則社區(qū)越重視子代的質(zhì)量而不是數(shù)量，結(jié)果表明重視子代質(zhì)量的社區(qū)中夫妻的生育數(shù)量相對較少。在社區(qū)層面用計(jì)生數(shù)量和超生處罰金額來度量計(jì)劃生育政策，二者皆對子代的兄弟姐妹數(shù)量具有顯著影響。綜上所述，本文認(rèn)為生育數(shù)量不僅與計(jì)生政策的執(zhí)行有關(guān)，也與夫妻所處的環(huán)境和家庭特征有關(guān)。

好的工具變量應(yīng)當(dāng)滿足的另一個條件是外生性，即：工具變量應(yīng)當(dāng)與誤差項(xiàng)不相關(guān)，也就是說工具變量只能通過影響內(nèi)生解釋變量這一條途徑影響被解釋變量。為此，首先以出生順序?yàn)楹诵慕忉屪兞繉ψ哟杖氲膶?shù)值進(jìn)行回歸，然后在控制變量中加入兄弟姐妹數(shù)量?；貧w結(jié)果如表3第2、3列所示。當(dāng)沒有控制住兄弟姐妹數(shù)量時，子代的出生順序?qū)ψ哟杖刖哂酗@著的負(fù)效應(yīng);然而當(dāng)控制住兄弟姐妹數(shù)量時出生順序?qū)κ杖氲挠绊懴禂?shù)不再顯著，表明該工具變量只通過影響兄弟姐妹數(shù)量影響子代收入。綜上所述，本文用子代的出生順序作為兄弟姐妹數(shù)量的工具變量是合理的。

3.兩階段最小二乘估計(jì)

接下來使用出生順序作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)，得到的結(jié)果與OLS相近。如表2第3列所示，每增加一個兄弟姐妹，子代收入平均提高23.7%，該系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。顯著正向的回歸系數(shù)意味著兄弟姐妹數(shù)量的社會資本效應(yīng)大于人力資本效應(yīng)。將子代受教育年限加入了控制變量后，兄弟姐妹數(shù)量的回歸系數(shù)從23.7%微弱上升到29.1%，且受教育年限對子代收入并沒有顯著作用，這可以說明教育的收入回報(bào)率是微弱的，因此兄弟姐妹數(shù)量沒有通過人力資本效應(yīng)影響子代收入。

再接下來進(jìn)行異質(zhì)性分析。由于女性的工作對人際關(guān)系和社會資本的依賴性比男性更強(qiáng)，本文假設(shè)女性子樣本中兄弟姐妹數(shù)量的社會資本效應(yīng)比男性大。表2第5、6列分別列示了男性、女性分樣本兩階段最小二乘回歸結(jié)果。在控制住受教育年限后，女性子樣本中兄弟姐妹數(shù)量的回歸系數(shù)顯著為正，而男性子樣本中該變量的回歸系數(shù)并不顯著。這說明獨(dú)生子女政策的社會資本效應(yīng)對女性更重要。異質(zhì)性的另一個來源是城鄉(xiāng)文化差異：相比于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的宗族文化更為濃厚，進(jìn)而形成了獨(dú)特的近親“抱團(tuán)”現(xiàn)象，因此假設(shè)社會資本效應(yīng)在農(nóng)村地區(qū)更為明顯。表2第7、8列展示了控制受教育年限后子代收入對城鎮(zhèn)和農(nóng)村兄弟姐妹數(shù)量的兩階段最小二乘回歸結(jié)果，兄弟姐妹數(shù)量的系數(shù)在農(nóng)村地區(qū)顯著為正而在城鎮(zhèn)地區(qū)并不顯著，因此回歸結(jié)果完全驗(yàn)證了本文的假設(shè)。

四、機(jī)制檢驗(yàn)

1.兄弟姐妹數(shù)量對子代受教育年限的影響

與分析兄弟姐妹數(shù)量對收入的影響類似，本文首先用簡單最小二乘法估計(jì)子代的兄弟姐妹數(shù)量與其受教育年限之間的關(guān)系，然后利用工具變量處理內(nèi)生性問題。如表4所示，子代的兄弟姐妹數(shù)量與其受教育年限的對數(shù)值之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。具體來說，平均每增加一個兄弟姐妹則子代的受教育年限下降4.6%，這與子代質(zhì)量一數(shù)量權(quán)衡理論的基本結(jié)論相一致。

對于其他控制變量，本文也發(fā)現(xiàn)了一些有趣的結(jié)論。第一，性別與受教育年限具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可能是由于廣泛存在著“重男輕女”觀念，家庭資源在男孩和女孩之間分布不平均導(dǎo)致的。第二，母親的生育年齡越大，則受教育年限的對數(shù)值越低，這是由于隨著母親生育年齡的增加，父母可以分配在子代教育上的時間和精力逐漸降低。第三，入學(xué)年齡與受教育年限的對數(shù)值成反比，這可能是因?yàn)槿雽W(xué)早的孩子比入學(xué)晚的孩子有更充足的時間來完成更高一級的學(xué)歷。第四，父母的受教育程度對子代的受教育年限具有正面作用，這是因?yàn)槭苓^良好教育的父母可能會在子代的教育上投入更多的精力、財(cái)力和時間，另外也有可能是因?yàn)閷W(xué)業(yè)表現(xiàn)更佳的父母在學(xué)習(xí)能力上具有更好的基因，從而間接地提高了子代的學(xué)習(xí)能力。第五，本文用家庭是否擁有電視機(jī)作為家庭財(cái)富的代理變量，表4說明家庭財(cái)富越多則子代受教育年限越高。在社區(qū)層面，子代的平均受教育年限與允許生育數(shù)量成反比，與超生處罰金額成正比，這說明在執(zhí)行計(jì)生政策較為嚴(yán)格的地區(qū)子代的受教育年限也較高。最后，用社區(qū)父母的平均受教育年限控制社區(qū)對子代質(zhì)量的偏好，父母平均受教育年限越高則說明社區(qū)對子代的質(zhì)量越重視，本文發(fā)現(xiàn)在重視子代質(zhì)量的社區(qū)子女的受教育年限也相對較高。

如前文所述，生育數(shù)量與子代受教育年限之間同樣具有內(nèi)生性問題，OLS回歸結(jié)果可能是有偏的。本文在OLS的基礎(chǔ)上使用子代的出生順序作為兄弟姐妹數(shù)量的工具變量，并使用兩階段最小二乘法（2SLS）重新估計(jì)了兄弟姐妹數(shù)量對受教育年限的影響系數(shù)。表4第2列展示了兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果，模型的擬合優(yōu)度為0.212?；貧w系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且每增加一個兄弟姐妹則受教育年限下降約6%，此數(shù)值高于OLS的4.6%?？梢?，兄弟姐妹數(shù)量顯著地影響了受教育年限，盡管其作用力是溫和的。也就是說質(zhì)量一數(shù)量權(quán)衡理論在中國雖然成立，但并不明顯，這一點(diǎn)支持了多數(shù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究。

為了探究其中可能的原因，本文提出三點(diǎn)假設(shè)。

（1）同性別的兄弟姐妹數(shù)量可能導(dǎo)致規(guī)模經(jīng)濟(jì)。大量文獻(xiàn)表明，同性別的兄弟姐妹可以共享衣物、玩具、房間、電視頻道等資源，從而降低了撫養(yǎng)子代的邊際成本，造成規(guī)模經(jīng)濟(jì)。為了驗(yàn)證同性別子代是否能夠降低養(yǎng)育子女的邊際成本并影響本文結(jié)果，本文在子樣本中只保留那些僅擁有同性別兄弟姐妹的個體并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4第3列所示。結(jié)果表明，剔除有異性兄弟姐妹的個體后回歸系數(shù)為-0.067，比基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)-0.061的絕對值并沒有減少反而有所增加，這說明同性別子代造成的規(guī)模經(jīng)濟(jì)并未弱化替代效應(yīng)。為進(jìn)一步分析男孩和女孩在規(guī)模效應(yīng)方面的差異，第3、4列分別展示了剔除擁有異性兄弟姐妹的個體后的分性別子樣本的回歸結(jié)果。對于男性子樣本來說，每增加一個兄弟，受教育年限平均下降13.1%，明顯高于總體樣本中的6.7%，這說明男性子代中幾乎沒有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng);而對于女性子樣本來說，在剔除有兄弟的個體后，兄弟姐妹數(shù)量的增加對子代受教育年限沒有顯著影響，這說明女孩之間可以更好地進(jìn)行資源共享，從而產(chǎn)生了規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

（2）“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念。在兄弟姐妹數(shù)量相同的情況下，相較于那些只有兄弟沒有姐妹的男孩，既有兄弟又有姐妹的男孩就會被分配更多的教育資源進(jìn)而擁有更高的受教育年限，如果這樣的男孩進(jìn)入樣本中就有可能弱化回歸結(jié)果。為了驗(yàn)證這個假設(shè)，需要把兩種樣本（有無異性兄弟姐妹）的回歸結(jié)果進(jìn)行對比，因此在保留具有異性兄弟姐妹的樣本的基礎(chǔ)上重新進(jìn)行了男、女性子樣本的異質(zhì)性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表4第6、7列，兩者均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。將第4列（無姐妹）與第6列（有姐妹）的男性樣本進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)姐妹的存在會明顯弱化男性樣本中子代質(zhì)量一數(shù)量替代關(guān)系;與此相反，第5列與第7列的對比結(jié)果表明兄弟的存在明顯地強(qiáng)化了女性樣本中的質(zhì)量一數(shù)量替代關(guān)系。由此得出結(jié)論，本文樣本體現(xiàn)了中國家庭“重男輕女”的教育觀念，并且這個觀念影響了本文對總體樣本中兄弟姐妹數(shù)量影響系數(shù)的估計(jì)。

（3）教育資源的地區(qū)差異。在原始的Q-Q模型中父母是教育的主要承擔(dān)者;然而在發(fā)達(dá)地區(qū)公立教育是主體，使得不同家庭背景的孩子擁有的教育資源相對均等化，因此公立教育也有可能是弱化質(zhì)量一數(shù)量替代關(guān)系的因素之一。驗(yàn)證這個假設(shè)的最好辦法是為公立教育發(fā)展水平找到合適的代理變量，然而現(xiàn)有數(shù)據(jù)使我們無法找到合意的代理變量。相對可行的替代方法是對城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析，背后的邏輯在于城鎮(zhèn)地區(qū)相較于農(nóng)村擁有更好的師資條件等公立教育資源。如果城鄉(xiāng)間公立教育資源分布的差異導(dǎo)致本文結(jié)果有偏，則在公立教育更為發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)地區(qū)子代質(zhì)量-數(shù)量替代關(guān)系應(yīng)當(dāng)比農(nóng)村地區(qū)更弱，反之則說明假設(shè)不成立。如表4第8、9列所示，在城鎮(zhèn)地區(qū)每增加一個兄弟姐妹，受教育年限減少大約10.7%，這個數(shù)值明顯高于農(nóng)村地區(qū)，這說明城鄉(xiāng)間公立教育資源的差異并不是弱化子代質(zhì)量一數(shù)量替代關(guān)系的主要原因。城鎮(zhèn)地區(qū)具有更高的物價水平，因此城鎮(zhèn)地區(qū)撫養(yǎng)一個孩子的邊際生活成本（除去教育投資之外的其他成本）比農(nóng)村地區(qū)更高，迫使父母主動減少生育數(shù)量。

2.子代受教育年限對收入的影響

為了更好地驗(yàn)證子代受教育年限是否能夠影響收入水平，本文將子代收入對受教育年限進(jìn)行回歸，回歸系數(shù)即為教育的收入回報(bào)率。在基準(zhǔn)回歸中只保留了與子代收入有直接關(guān)系的性別、年齡及其平方項(xiàng)、戶籍、父母受教育年限、是否擁有電視機(jī)等變量作為控制變量，在其余控制變量方面逐次加入其他個人特征變量、家庭特征變量和社區(qū)特征變量，并在最后一個回歸中涵蓋所有控制變量，回歸結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明子代受教育年限對子代收入沒有顯著影響。為了檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了如下嘗試：第一，對誤差項(xiàng)分別在社區(qū)層面、縣級層面和省級層面進(jìn)行了聚類，并且控制了省份的個體固定效應(yīng);第二，分性別、分城鄉(xiāng)進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn);第三，考慮到受教育年限與收入之間可能具有非線性關(guān)系，利用分位數(shù)回歸的方法區(qū)分了高、中、低三種受教育年限對收入的影響;第四，將核心解釋變量替換為學(xué)歷;第五，利用CFPS中“從知識技能的角度講，您認(rèn)為勝任這份工作實(shí)際需要多高的教育程度”這個問題建構(gòu)了“是否過度教育”變量，如果實(shí)際的教育程度超過了所需要的受教育程度，則定義為過度教育，為了排除過度教育可能對教育回報(bào)率的影響，將該變量納入了控制變量，上述所有穩(wěn)健性檢驗(yàn)均支持基本結(jié)論。這說明我國客觀上確實(shí)存在教育回報(bào)率過低的問題。

五、總結(jié)和建議

本文使用工具變量法，系統(tǒng)地研究了兄弟姐妹數(shù)量對子代收入的影響。結(jié)果表明，兄弟姐妹數(shù)量主要通過社會資本效應(yīng)影響子代收入，而人力資本效應(yīng)并不顯著，因此總效應(yīng)為正。過低的教育回報(bào)率是導(dǎo)致人力資本效應(yīng)不顯著的最主要原因。本文認(rèn)為政府部門不應(yīng)當(dāng)片面擴(kuò)大招生規(guī)模而忽視教育質(zhì)量的提升;相反地，應(yīng)當(dāng)在提高教育回報(bào)率的舉措上多下功夫，例如切實(shí)提高學(xué)校的教學(xué)質(zhì)量，在教學(xué)內(nèi)容上適量多安排一些能夠直接提高就業(yè)技能和實(shí)踐能力的課程，使得學(xué)生可以學(xué)用結(jié)合，將知識技能切實(shí)地轉(zhuǎn)化為勞動就業(yè)能力。本文對于我國計(jì)劃生育政策的未來走向也具有一定的參考價值?；貧w結(jié)果表明，社區(qū)層面對允許生育數(shù)量的限制以及超生處罰金額都對有效控制人口和提高子代受教育年限具有顯著的正面作用，不能因此就全盤否定計(jì)劃生育的重要性。中國在適當(dāng)引導(dǎo)年輕夫妻生育二孩以緩解勞動力供給不足和人口老齡化等問題的同時，應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持計(jì)劃生育基本國策并增加學(xué)校等教育基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，確保子代的受教育年限不會因?yàn)槿丝谠黾佣陆?。此外，社會資本效應(yīng)在農(nóng)村地區(qū)發(fā)揮著比城市地區(qū)更顯著的作用，女性的社會資本效應(yīng)也比男性更大，這可能是由于女性從事的工作往往更依賴于人際關(guān)系。這說明，兄弟姐妹與個體之間雖然在讀書階段存在著教育資源的競爭關(guān)系，但是隨著子代進(jìn)入工作崗位，兄弟姐妹更多地發(fā)揮著互相幫助的作用。

本文還在如下方面對現(xiàn)有研究具有邊際貢獻(xiàn)。首先，通過子代性別的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)當(dāng)所有子代都是女孩時，子代之間更容易產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì);第二，通過將兄弟姐妹純性別樣本與混合性別樣本進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)“重男輕女”的教育觀念在中國仍然廣泛存在，這在一定程度上會導(dǎo)致受教育程度的性別差異。這個觀念主要是由家庭長期以來對子代性別的錯誤偏見造成的，因此家庭應(yīng)摒棄性別偏見，將男孩與女孩的撫養(yǎng)一視同仁。

由于作者水平和數(shù)據(jù)等客觀研究條件的限制，文章仍有不足之處。盡管通過異質(zhì)性檢驗(yàn)的方法探討了兄弟姐妹間產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)的可能性，但是本文粗略假定子代數(shù)量與教育和收入之間的關(guān)系為線性，未利用雙胞胎調(diào)查的方法討論兩者之間的非線性關(guān)系。此外，本文未能找到合意的社會效應(yīng)代理變量，因此相關(guān)研究只能留待以后進(jìn)行。

（責(zé)任編輯 王娟 唐小雪）