同胞數量與教育獲得的性別差異

黎煦+劉華

摘 要：同胞數量對教育獲得的影響存在性別差異，對女性影響較大，對男性沒有統計上的影響。在國家強調教育公平的時期，同胞效應的性別差異較小；在強調效率的時期，性別差異較大。在農村，同胞效應的性別差異要高于城鎮。從同胞構成來看，對女性教育獲得影響最大的是弟的數量。研究表明，同胞效應產生的主要原因是家庭預算約束和性別偏好。

關鍵詞：同胞數量；教育獲得；性別偏好

中圖分類號：C92-05 文獻標識碼：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注[1]。對我國的經驗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會的影響。研究發現，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境有直接的關系。在強調平等的時期，教育性別平等化會增強，在強調經濟發展的時期，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，如研究發現高校擴招從整體上改變了男性和女性之間的機會結構，增加了女性的相對教育機會[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。張俊森等發現，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濟狀況的約束[5]。

除了家庭背景，同胞數量作為家庭結構的一個重要方面，如何影響子代的教育水平一直受到研究者的重視[6-7]。由于發達國家和中國在制度環境和文化上的巨大差異，研究同胞數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驗事實提供有說服力的解釋，也可以豐富該領域的研究成果。

主流的實證研究發現，同胞的數量對個體教育獲得有負面作用，對此最有影響的解釋是資源稀釋假說。該假說認為，家庭資源包括非物質資源和物質資源，前者主要指父母的時間、和小孩的情感交流等，物質資源主要包括父母在小孩教育上的投資和提供的學習環境。隨著兄弟姐妹數量的增加，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）。該理論認為，某個特定的兒童所處的家庭智商環境是父母和兄弟姐妹人數的平均水平，因此兄弟姐妹人數越多，對個人教育水平的負面影響就越大。根據該理論，出生順序對教育獲得也有作用，早出生的小孩所處的家庭智商環境就要比晚出生的小孩優越，從而教育程度更高[10]。第三個解釋是，父母決定孩子的數量和質量本身是一個內生的權衡過程。也就是說，父母在決定子女數時，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和個體教育水平，從而導致同胞數量對教育獲得的影響估計是有偏的，不是真實的因果關系[11]。第四個解釋是謝宇等在研究中國臺灣地區的代際教育流動時提出的。他拓展了資源稀釋假說，認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）的教育機會，通過她們對家庭的貢獻來幫助弟弟妹妹完成更多的教育，該理論的一個重要發現是兄弟姐妹的個數、構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，同胞數量和同胞結構都對個體教育水平產生影響，并且這些影響對男女有明顯的不同。

二、研究假設

本文主要研究同胞數量對男女性別教育水平影響的不同，進一步研究中還涉及同胞結構，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，如果在對孩子進行教育投資時，家庭資源沒有預算約束，父母不會有性別偏好，這是發達國家家庭表現出的一個共同特點。但我國經濟發展水平還比較落后，對孩子的教育投資是大部分家庭的重要支出，在對多個孩子進行教育投資時，父母就會有一個取舍和輕重的態度。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濟考慮。在我國，由于女性和男性的生理特點不同，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，農村父母年老后基本上是依靠子女養老，而在我國的文化中，男性主要承擔贍養父母的義務，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量的影響較小。由此，我們提出第一個研究假設。

假設1：同胞數量對教育獲得的負面影響，在性別間存在差異。

第二個維度是考察在不同的出生隊列，同胞數量對男女教育水平的影響差異。根據貝克爾（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[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算約束。和發達國家不同，我國這幾十年經濟社會制度變化劇烈，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。我國的教育發展一直是服從于特定的經濟和政治目標，總的來看，教育政策在不同時期追求教育平等和效率的側重點不同[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門檻，使得教育機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國家需要的人才，服務于改革開放和經濟發展，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，確實抓住了政策變遷的主線。本文根據這一思想，根據出生年份和小學的入學時間，我們把樣本分為五組，進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。據此，我們提出第二個研究假設。

假設2：對于不同的出生隊列，同胞數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村是否不同。由于戶籍制度限制，我國城鄉居民之間的教育水平呈現巨大的差異。根據2012年CFPS的調查，全國15歲及以上的樣本中，農村人口的平均受教育年限僅為6.6年，非農人口平均受教育年限為10.2年，城鄉差距為3.6年。農業人口的學歷主要分布于初中及以下，高中及以上學歷人群中，學歷越高，農業人口的比例越少。而且城鄉之間在初中升高中、高中升大學的升學率上，也表現出顯著的差異。分性別來看，女性平均受教育年限的城鄉差異為4.0年，比男性受教育水平的城鄉差異高0.9年[16]。從數據的描述性統計可以看出，教育的性別不平等在農村比城市更加嚴重。同胞效應產生的主要原因是家庭預算約束和父母性別偏好。當預算約束減小時，可以預計家庭資源在男女之間的分配更加平均。在我國，城鎮居民的經濟條件要明顯高于農村居民，為此在城鎮居民家庭中同胞數量影響的性別差異要小于農村居民家庭。因此，我們提出第三個研究假設。

假設3：同胞數量影響的性別差異在農村比城市更大。

第四個維度考察同胞的結構對男性和女性教育獲得影響的差異。國外研究發現，在控制了同胞數量以后，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。但我國和發達國家情況不同。對于第一個假定，我們憑經驗知道，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。國外文獻認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的資源轉移，由于受到家庭預算的約束，父母經常犧牲年長孩子的教育機會，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。我們把同胞數量進一步區分為兄弟數和姐妹數；再進一步區分為兄、弟、姐、妹數，來考察同胞的性別結構和出生順序的教育效應。因此，我們提出第四個研究假設。

假設4：從同胞結構來看，兄弟數和姐妹數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，弟的數量對其教育的負面影響最大。

三、數據、變量和方法

1. 數據

本研究使用的是2008年全國綜合社會調查（CGSS 2008）。該調查運用四階段分層抽樣，覆蓋了中國城市和農村地區，搜集了被訪者教育獲得經歷和家庭背景等信息。樣本范圍包括除寧夏、青海、西藏三個省（自治區）以外的內地其他地區共計6000名18歲以上的城鄉居民。

2. 變量

本研究的因變量是被訪者的受教育年數。根據人力資本理論，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，我們根據這兩個問項，統一換算成教育年數

通過比較被訪者回答的教育年數和用最高教育程度轉換過來的受教育年數（即小學=6年，初中=9年，高中=12年，大學本科=16年等），兩者的相關系數等于0.9519，因此被訪者對受教育年數的回答是可靠的，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換過來的受教育年數取值相對較少，因此用被訪者回答的受教育年數作分析更好[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、同胞數量、父母教育程度、民族、戶口、父親職業地位、受訪者小學入學年齡所處時期、地區等。核心自變量為同胞數量，為了考察同胞結構的影響，我們把同胞數量進一步劃分為兄弟數、姐妹數；兄、弟、姐、妹的數量。問卷報告的同胞數量取值范圍在0-12，在統計分析時，將大于等于5個的個案都賦值為5，以降低極少數的極端值對模型估計的影響[3]。

我們將父母的教育程度轉換為教育年數，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]。漢族普遍比少數民族的教育水平要高，我們加入了一個以少數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，出生時擁有城鎮戶口的居民在教育獲得上比農村戶籍的居民有優勢，所以我們按照出生時的戶籍狀態設立了一個戶口的虛擬變量。除了父母的文化背景，家庭的經濟狀況對一個人的教育獲得也發揮重要作用，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地位來代替，劃分為四類職業。我們把14歲時父親“全職就業”且為國家機關、黨群組織、企業、事業單位負責人和專業技術人員的定義為“管理和技術人員”，將非農就業中的產業工人定義為“產業工人”，將非農就業中的非管理技術人員和非產業工人定義為“辦事員和商業服務人員”，最后將“全業務農”、“兼業務農”等其他就業狀態統一界定為“務農”也有研究者依據國際標準職業分類代碼將父親的職業進行編碼

[3，21]，由于問卷中該題項的缺失值較多，并且國際標準職業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簡化為管理和技術人員、辦事員和商業服務人員、產業工人、農民四類[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濟和教育政策的影響，運用截面數據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，家庭環境對個人教

育獲得影響最大的時期是在個人求學的早期，因為家庭一旦做出教育決策，就很難收回

[7]。

因此宏觀政策對家庭環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歲開始上小學計算，據出生年份把樣本人群分為五組：①出生隊列1（1946年之前出生）；②出生隊列2（1947-1957年出生）；③出生隊列3（1958-1965年出生）；④出生隊列4（1966-1972年出生）；⑤出生隊列5（1973年及以后出生）出生隊列1的群體最晚在1965年考大學，不受“文化大革命”影響；出生隊列2群體接受小學或初中時遇到基礎教育大躍進，高考入學年齡處于“文化大革命”中；出生隊列3群體高考時間在“文化大革命”后；出生隊列4群體初中以后的教育就沒有受“文化大革命”影響，并且處在強調效率的改革開放初期；出生隊列5群體1986年及以后升入初中，受到《中華人民共和國義務教育法》的影響。詳細說明請見鄭磊的論文[21]。[13]。由于我國地區之間發展的不平衡，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、中部和西部的地區控制變量。變量的描述性統計詳見表1。

3. 方法

我們利用OLS方法估計同胞數量對教育獲得影響的性別差異。數據按照抽樣概率進行加權。CGSS 2008的數據在每個初級抽樣單位（PSU，區/縣）抽取了60個家庭戶的60個被訪者，因此數據在區/縣層面存在聚集，這會導致OLS估計系數的標準誤產生偏誤。為此，我們用調查估計方法對樣本權數和聚類標準誤統一進行了調整

根據2008年《中國人口與就業統計年鑒》，按照性別和城鄉這兩個變量對樣本進行加權；由于在抽樣設計中第一階段的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際的四階段分層抽樣（Stata11.0，Svyset命令幫助文件）。

四、實證分析結果

1. 描述性統計

表2展示的是按照性別和同胞數量區分的中國成年人的平均受教育年數。總的來說，男性的受教育年數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。但在未加權樣本的描述性統計中，該種情況下男性受教育年限要高于女性。無論男女，隨著同胞數量的增加，受教育年限也都減少。此外，隨著兄弟姐妹數的增加，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。把同胞數量區分為兄弟數和姐妹數可以發現，隨著兄弟數的增加，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個兄弟數的家庭中受教育年限要高。隨著姐妹數的增加，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報告的是同胞數量和其他解釋變量對總體教育獲得影響的估計。可以看出，同胞數量每增加1個，個人平均教育年限減少0.16年，在統計上是顯著的。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。相對父親的職業為務農而言，14歲時父親擁有全職的管理或技術工作使子代教育平均多1.2年。從出生隊列變量來看，相對于出生隊列1，其他四個隊列的平均教育年限都有明顯提高（出生隊列2不顯著），其中教育年限提高最多的是出生隊列5（即1973年及以后出生的），比出生隊列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取得了長足的進步，特別是九年制義務教育法的實施有效提高了全民的教育程度。由于我國地區教育發展的不平衡，東部比西部地區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，為了考察同胞數量對男性和女性教育獲得影響的不同，我們估計了同胞數量和性別交互項系數的大小。可以看出，雖然同胞數量對男性平均教育年限的影響符號為正，但統計上不顯著；但對女性，每增加1個同胞會減少0.35年教育年限，統計上高度顯著。以上結果支持了假設1，即同胞數量增加會降低個人的受教育程度，在我國該負面影響主要集中于女性，男性教育受同胞數量影響很小。

3. 同胞的性別結構和長幼構成對教育獲得影響的性別差異

模型C把同胞數量區分為兄弟數和姐妹數，從性別構成的角度分析它們對男性和女性教育獲得的影響。可以看出，兄弟數和姐妹數對男性教育獲得的影響在統計上都不顯著，且數值很小；而兄弟數和姐妹數對女性教育獲得都有顯著負影響，但影響的大小不同。每增加1個兄弟數會減少女性的教育年限0.34年，而每增加1個姐妹的數量則會減少女性教育年限0.24年。