多子女家庭教育获得中的“长女效应”及其演进

陈立娟 范黎波

(1.菏泽学院 政法学院，山东 菏泽 274015；2.对外经济贸易大学 国际商学院，北京 100029)

一、问题的提出

教育的性别不平等一直是学界关注的焦点。教育的性别差异不仅体现在宏观社会层面，也表现在微观的家庭层面。以宗族和父权为特征的传统文化在包括中国、日本等东亚地区衍生出父权制家庭体系[1-3]，进一步在家庭中形成了“儿子偏好”的抚养模式[4]。此外，女性较男性为低的教育回报[5-6]，反过来降低了父母对女儿教育进行投资的意愿[7]。这些因素都使得儿子和女儿在家庭内部的教育机会并不均等，家庭成为教育性别不平等的重要产出来源。

在儿子偏好的社会文化和性别观念的影响下，国内对教育性别不平等的研究议题展开分析，取得了丰硕的研究成果。已有研究从性别、家庭社会地位、子女数量、子女性别构成、出生世代等多个维度对教育获得的性别不平等进行分析。这些研究或是将落脚点放在家庭之间的教育不平等上，在不同家庭背景、城乡分层、社会经济地位和子女数量等框架下展开教育性别差异研究[8-9]；或是虽然考虑到了家庭中子女性别构成的因素，却缺乏性别与出生顺序的综合考量，以及并未对年长女儿对弟弟妹妹教育获得的促进效应在不同家庭背景下的异质性展开研究[10]。西方社会虽然对子女的数量、性别、出生顺序等诸因素对个体教育的影响进行了较为深入的研究，但中国社会存在的鲜明性别偏好使得我们难以将西方研究结论照搬到中国。此外，中国在近几十年经历了巨大的社会变迁过程，教育机会、家庭规模等诸方面都发生了相当大的变化，性别平等观念存在显著的代际差异。[11]“儿子养老”不再是家庭的唯一选择，“女儿养老”的观念被逐渐认同。[12]教育获得在性别之间开始趋于均等化。[13]在此过程中，基于性别不平等而形成的年长女儿对弟弟妹妹教育获得的影响也可能随时间变迁。对不同出生同期群之间的年长女儿的效应进行比较，可以更为清晰地了解新中国成立以后家庭内部教育性别不平等的变迁历程。因此，对中国家庭内部的教育不平等的理解也需要置于社会变迁的背景下展开历时性的研究。

由此，本文试图从三个方面对家庭内部的教育性别不平等的产出机制进行分析。其一，不同性别、不同出生间隔的弟弟妹妹数量的增加对年长的哥哥和姐姐的教育结果分别存在什么样的影响？其二，在不同背景家庭中，年长的女儿对弟弟妹妹教育获得的影响是否存在差异？其三，在教育性别平等化的变迁过程中，年长的女儿对弟弟妹妹教育获得的影响是否随时间而异？对这三个问题做出回答有利于我们深入了解家庭内部教育性别不平等的形成机制与演进过程。

二、文献回顾和研究假设

人力资本理论认为教育是提高人力资本的主要手段。按照家庭效用最大化的原则，父母会根据家庭的资源状况，选择多生育子女或是让子女接受更多的教育，孩子的质量与数量存在相互替代关系。随着经济增长，子女的投资回报率提高时，父母会倾向于少生育子女，并致力于提高子女质量。[14]资源稀释理论认为子女数量的增多会加剧家庭内部教育资源分配的紧张程度，从而降低子女的质量——受教育水平。[15]张月云和谢宇采用CFPS2010年中的儿童样本进行分析后发现，即使在当前中国儿童的兄弟姐妹数普遍较少的情况下，其教育资源及学业成绩仍然受到兄弟姐妹数量的负面影响。[16]在儿子偏好的家庭中，子女数量对家庭资源造成的稀释作用具有性别不对称性：男性较少受到家庭规模扩大的不利影响，偏好儿子的父母会牺牲女儿的资源投入来保障儿子的教育。子女数量的增加对个体教育获得的不利影响主要表现在了女性身上。[8]并且，对女性而言，家庭教育资源的投入不仅受到性别歧视，还因出生顺序而异。虽然有观点认为长子女可能具有位次上的优势，在其他子女出生前可以占据家庭所有可投入的资源[17-18]，但也有观点认为晚出生的子女可能获得更多资源，因为父母经过一段时间的积累后可能更为成熟和拥有更高经济能力[19]。在基于父权文化背景下展开的研究中发现，家庭中第一个出生的孩子若是儿子，即使后面子女数量继续增加，父母通常也会采取各种办法来保障长子教育资源的匹配，从而使其获得较高的受教育水平。而第一个孩子若是女儿，父母可能将女儿的资源动员来为年幼的儿子提供帮助。[1，20]龚继红和钟涨宝的研究指出农村家庭的教育投入存在择男和择幼的倾向[21]。罗凯和周黎安提出，越晚出生的子女受教育水平越高，同时这种出生顺序效应具有性别差异。[22]在性别和出生顺序的双重歧视作用下，多子女家庭中年长女儿在教育上处于最为不利的处境。

对长女而言，弟弟和妹妹数量的增加对其教育获得的影响并不一致。在性别偏好的影响下，兄弟和姐妹的效应是不同的，研究表明，兄弟姐妹中女孩比例的提高有利于个体的教育获得。[10，21]弟弟对家庭资源形成强烈的竞争，弟弟的数量越多，会促使父母更大程度地降低女儿，尤其是长女的教育资源投入，对长女的教育获得产生更为消极的影响[23]。同样地，子女的出生间隔对长女的教育不平等也存在影响。子女出生间隔短的家庭经济资源的减少更为迅速。[24]张克中等人对农村家庭中存在同胞竞争效应进行了检验，指出如果哥哥与弟弟妹妹的出生间隔较短，则会对弟弟妹妹的教育产生负面影响，而在哥哥与弟弟妹妹出生间隔较长的情况下，会促进弟弟妹妹的教育获得。[25]女儿退出教育不仅出自节省家庭资源的考虑，还来自为家庭提供资源的动机。而要实现这一点，必须建立在子女之间存在一定的出生间隔的基础上。在长女与弟弟妹妹出生间隔较小的情况下，长女退出教育过程只会节省本该投入给她的家庭资源，却较难以给家庭提供额外的资源。这种情况下，父母可能会倾向于让长女继续教育。而在长女与弟弟妹妹较长的出生间隔的情形中，长女可为弟弟妹妹提供额外的经济资源和照顾资源，此时，父母更有可能倾向于让长女退出教育。其中，出生间隔较大的弟弟数量的增加尤其会使得姐姐更早进入劳动力市场，父母会把年长的女儿的收入转移到家庭内部，作为其他子女的教育资源的补充。鉴于以上讨论，本研究提出以下研究假设：

假设1：弟弟妹妹数量的增加对长女的教育获得存在不利影响。

假设1a：与长子相比，弟弟数量的增加对长女的教育获得更为不利。

假设1b：与长子相比，出生间隔较长的弟弟妹妹数量的增加对长女的教育获得更为不利。

子女教育资源的配置受到家庭总的可支配资源的影响。在父母拥有较多资源的情况下，父母可以较为容易承担所有子女的教育成本。这时，父母不需要在儿子和女儿的教育投入上做出选择，而是可以在儿子和女儿之间采用较为均衡的资源配置方案，使儿子和女儿获得较为相似的教育结果。已有研究表明，拥有较高收入的家庭的子女教育结果具有更高的相关性，教育结果更加均等化。[26-28]而在低收入家庭中，子女的教育结果则会存在较大的差异。同样地，在父母具有儿子偏好的家庭中，家庭资源的匮乏对儿子和女儿的教育获得的影响并不对称，女性的教育更容易受到家庭经济状况的影响。[29]与儿子相比，年长的女儿存在三种路径来减少对家庭资源的消耗和为家庭提供额外的资源：一是通过早结婚离开家庭，利用夫家的财产对家庭进行贴补；二是提前辍学帮助父母做家务和照顾弟弟妹妹，使父母可以在劳动力市场获取更多报酬；三是提前进入劳动力市场，将获取的收入补偿给弟弟妹妹的教育。此时，姐姐与弟弟妹妹之间不再是资源竞争的关系，而有可能是资源的提供者，促进弟弟妹妹的教育获得。

假设2：与长子相比，家有长女对弟弟妹妹的教育获得更为有利。

城乡户籍身份、父母的职业和受教育水平等社会分层指标都对家庭可支配资源产生影响，进而影响了家庭内部的教育性别不平等。户籍分割作为我国重要的社会分层结构，在城乡之间生产出差异化的资源分配方式，形成了基于户口的极大不平等。与城镇家庭相比，农村家庭总体拥有较低的经济资源和教育机会，受到重男轻女思想的影响程度更深，这些因素都导致了农村的教育性别不平等程度要高于城镇。张克中等人的研究也表明兄弟姐妹之间的同胞竞争效应主要发生在低收入和父母受教育水平较低的家庭中。[25]农村女孩具有较低的受教育水平和更高的劳动参与率，而在城市生活的女孩经历的性别歧视较少。[30]农村家庭中，年长的女儿的教育最容易被牺牲。也就是说，农村家庭中若第一个孩子为女儿，对弟弟妹妹教育的促进作用可能高于城镇家庭。此外，父母的职业和受教育水平对提高女性的教育获得也产生了正向影响，父母较高的职业地位和教育水平更有利于提高女性的受教育水平。[8]父母受过良好教育的家庭，可能拥有更多的家庭资源，更加注重子女教育，并倾向于对儿子和女儿采取相同的教育投入选择，子女性别之间的教育不平等水平更低。长女对弟弟妹妹教育的促进作用并不像低教育水平父母的家庭一样彰显。由此，本研究提出如下假设：

假设3：与优势地位家庭相比，弱势地位家庭中长女对弟弟妹妹的教育获得更为有利。

假设3a：与城镇家庭相比，农村家庭中长女对弟弟妹妹教育的积极影响更高。

假设3b：父母的受教育程度越高，长女对弟弟妹妹教育获得的积极影响越小。

与城镇家庭相比，农村家庭中较高的教育性别不平等和出生顺序歧视存在的基础是相对匮乏的可支配资源、较大的家庭规模以及相对较强的儿子偏好的性别观念。随着城乡二元分化的壁垒逐渐打破，经济向市场化转型的过程中，农村家庭有了更多流动机会，家庭资源得以积聚。农村家庭的经济状况有了明显改善，有能力为所有子女提供教育资源。在未限制生育数量时，父母的性别偏好会对家庭规模产生影响，在前面出生的孩子都是女儿的情况下，继续生育的意愿会高于已经有儿子的情况。[31]递进生育比的升高导致家庭规模的扩大，而家庭规模的扩大又进而加剧了家庭资源的紧张程度，扩大了家庭内部的教育性别不平等，这种现象在农村家庭中更为普遍。在计划生育政策实施以后，中国家庭的生育观念也在发生变化，子女数量开始减少。家庭结构呈现出小型化、核心化的发展趋势。城乡家庭规模开始缩小，且农村家庭规模的缩减幅度更高。子女数量的减少使得家庭内部资源竞争大大降低，父母有充足的资源去支持每个子女的教育，促进了教育的性别平等。在子女数量的减少和子女性别结构的作用下，儿子偏好的性别观念也受到冲击，越来越多的家庭开始认同“女儿养老”的观念[32]，促进了性别平等化的发展。兄弟姐妹数量的增加虽然对个体的学业成绩不利，但性别差异已然开始消减。[16]本研究提出如下假设：

假设4：农村家庭中长女对弟弟妹妹教育获得的积极影响随时间呈现下降趋势。

三、数据、变量和方法

(一)数据

本研究采用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭动态跟踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)。中国家庭动态跟踪调查旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。本研究采用的是2010年基线调查的数据(以下简称CFPS2010)。CFPS抽样采用内隐分层(Implicit Stratification)的多阶段、多层次、与人口规模成比例的概率抽样方式(PPS)。CFPS成人调查数据内容涵盖了成人问卷和家庭成员的信息。接受调查的成人33 600名，通过自答和代答的方式提供了自己的信息和兄弟姐妹的个体信息。

考虑到年龄较小的群体可能仍处于教育阶段，无法确定其最终的教育获得水平。而年龄较大的群体接受教育是在新中国成立以前，学制与新中国成立后不同，其教育水平无法直接进行比较。因此，本研究被访者与其兄弟姐妹的年龄区间限制在25岁(含)至60岁(含)之间。CFPS2010对兄弟姐妹中已经去世的个体未采集其信息，因此，本研究剔除了兄弟姐妹中有不在世的兄弟姐妹组案例。兄弟姐妹数量超过9个的家庭只有9个，占样本比例非常小，为了避免极端值的影响，本研究剔除了这部分个案。排除独生子女家庭以后，最终保留样本由11 689个被访者及其代为报告的兄弟姐妹信息组成，即11 689个兄弟姐妹组和包括被访者与其兄弟姐妹在内的共计45 332个样本。

(二)变量

因变量：本研究采用的因变量包括长子女的教育年限①(1)①本文中的长子女系依据家庭中最早出生的子女(first-born)的性别确定，而非指家庭中最大的儿子和最大的女儿。幼子女的界定与之相似，依据家庭中最晚出生的子女(last-born)的性别确定。和幼子女的教育年限②(2)②为了研究长子女性别对其他子女教育获得的影响，分析过程中采用了除长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两个变量，分析结果显示长子女的性别对这两个变量的作用相似。考虑到采用幼子女的教育获得作为除长子女外的其他兄弟姐妹教育获得的代表变量，可以将幼子女年龄、性别等变量纳入分析模型，提高模型分析的准确性。因此，在本研究中，采用幼子女的教育获得作为家庭中除长子女以外的其他子女的教育获得的代表变量进行分析。等，均为连续变量③(3)③受教育程度与教育年限的转换规则：文盲/半文盲，0年；小学，6年；初中，9年；高中，12年；大专，15年；大学本科，16年；硕士，19年；博士，22年。。

解释变量：(1)户口。研究采用被访者受教育阶段的12岁时的户口作为家庭内所有子女的户口变量的测量依据。户口按城乡划分为农村户口和城镇户口两个类别。(2)父母的教育年限。在父亲和母亲的详细教育程度基础上，经过粗略转换获得父亲和母亲的教育年限(转换规则同上)。本研究采用父母中教育年限较高者作为父母文化资本的测量指标，为连续变量。(3)性别。根据分析对象的不同，分别依据长子女和幼子女的性别确定。其中，女儿=0，儿子=1，为虚拟变量。(4)兄弟姐妹数量。为了更好地分析子女的性别结构与出生间隔对个体教育获得的影响，本研究将兄弟姐妹数量依据性别分为儿子数量与女儿数量。然后，将所有兄弟姐妹按出生顺序排序后依次年龄相减，得到出生间隔小于4年和大于4年(含4年)的兄弟姐妹数量。兄弟姐妹数量取值在2～9之间，为连续变量。(5)出生同期群。结合已有研究中对出生同期群的划分，本研究依据分析对象的出生年份将样本分为1950—1959年、1960—1969年、1970—1979年和1980—1985年四个出生同期群。其中，1950—1959年出生同期群为参照组。

控制变量：研究的控制变量包括被访者12岁时居住省份、民族、年龄，父母至少有一方为党员、家庭社会经济地位④(4)④采用父亲职业的社会经济指数作为家庭社会经济地位的测量指标。因研究的时间跨度较大，中国的职业分化是从市场化转型以后才开始，早期以职业作为社会分层指标会存在一定问题。因此，研究采用的主要分层指标为户籍类型，家庭社会经济地位指标作为控制变量使用。，以及长子女与幼子女的出生间隔等。

本研究所涉变量描述统计详见表1。

(三)分析方法

研究将分别对长子女和幼子女的教育获得进行分析。在对幼子女的教育获得分析中将其与长子女的出生间隔的时间纳入模型中，考虑到家庭中第一个孩子的性别对家庭结构和家庭资源配置都有可能产生影响，从而影响其他子女的教育获得水平，我们还根据家庭中的第一个子女的性别构建一个是否为长子的虚拟变量，来观察家庭中的第一个子女的性别对其他子女的教育的影响。同时，将长子女性别、户口、父母的教育年限以及子女数量等变量构建交互项，对变量之间的交互效应进行检验。在模型选择上，采用多元线性回归模型(OLS)进行分析，控制了省份虚拟变量，并估计稳健标准误。

表1 变量的描述统计表

四、分析结果

(一)弟弟妹妹数量对长女教育获得的影响

我们首先对长女的教育获得进行估计。表2中模型1报告了弟弟妹妹数量对长女教育获得作用的估计结果。可以发现：弟弟妹妹数量每增加一个，会使长女的受教育年限降低约0.102年。弟弟妹妹的增加会使长女在教育上处于不利的境遇。假设1得到了验证。

为了观察弟弟妹妹数量、性别与出生间隔对长子女教育获得的影响，研究在控制弟弟妹妹数量的基础上，加入长子女性别与弟弟数量、出生间隔较大的弟弟妹妹数量的交互项。表2模型2和模型3报告了相应的检验结果。与长子相比，弟弟数量每增加一个，会使长女的教育年限下降约1.718年。结果表明，与长子相比，弟弟数量的增加对长女的教育产生更不利影响。假设1a得到验证。

表2 兄弟姐妹数量对长子女教育获得的影响分析(OLS)

续表

与自己出生间隔较长的弟弟妹妹数量的增加，对长女和长子的受教育结果的影响也存在一定的异质性。与长子相比，与自己出生间隔大于(含等于)4年的弟妹数量每增加一个，可使长女的教育年限降低约1.957年。与长子相比，出生间隔较长的弟妹数量的增加对长女的教育获得更为不利。研究结果证实了假设1b。

(二)长女对幼子女教育获得的影响

为了观察长子女的性别与其他子女的教育获得的关系，研究将长子女的性别构建虚拟变量纳入分析过程，表3呈现了模型分析结果。对于幼子女而言，其兄弟姐妹数量，即哥哥姐姐的数量，无论出生间隔和性别构成如何，都对其教育获得不存在显著影响。在家庭内部的资源分配过程中，存在向年幼的子女倾斜的态势，晚出生的子女年龄尚幼，不能通过早日工作或是帮父母提供兄弟姐妹照料，他们只能是家庭资源的消耗者。并且，随着子女的成长，家庭财富也得以累积，使得家庭可以有更多资源投入幼子女的教育中，令其不受到子女数量增加产生的负效应。长子女的性别对幼子女的教育产生了显著影响，如果家中第一个子女是女儿，会使得幼子女的教育年限提升约0.660年。对于弟弟妹妹而言，家有长姐会对其教育获得产生更为积极的影响。假设2得到验证。

(三)不同家庭背景长女对幼子女教育获得的影响

表4对不同家庭背景中第一个子女的性别对幼子女教育获得的影响进行了分析。模型1和模型2分别对农村和城镇户口家庭中的长子女的影响进行估计。结果表明：在农村家庭中，家有长女会使得幼子女的教育年限提高0.729年；而在城镇家庭中，长子女的性别并没有对幼子女的教育获得产生显著影响。假设3得到验证。在农村家庭中，哥哥姐姐数量的增加对幼子女的教育并不产生显著影响；而在城镇家庭中，哥哥姐姐数量的增加对幼子女的教育产生了负向影响，每增加一个哥哥或姐姐，会使幼子女的受教育年限下降约0.257年。同时，在城镇家庭中，长子女与幼子女之间的出生间隔越长，则对幼子女的教育获得越为有利。其原因可能是，虽然总体而言城镇家庭中子女数量要低于农村家庭，但城镇家庭拥有更多教育机会，子女数量的增加对子女之间教育资源的竞争要更为激烈。年长的子女尚未完成教育阶段，对年幼的子女的教育资源分配产生了消极影响；在子女之间出生间隔较大的情况下，这种子女之间的资源竞争得到缓解，从而随着出生间隔的加大而对幼子女的教育产生了一定的积极作用。

表4中的模型3和模型4分别检验了不同户口家庭和父母的受教育年限与家庭中第一个子女的性别对幼子女教育获得所产生的交互效应。可以看出，农村家庭中，第一个子女的性别是儿子还是女儿对幼子女的教育所产生的影响存在显著差异。农村家庭中如果有长女，相比那些有长子的农村家庭，会使幼子女的教育年限提高约1.541年。说明这种长女对弟弟妹妹教育获得的积极作用在农村家庭中更高，假设3a得到了验证。父母的教育年限与家庭中第一个子女性别对幼子女的教育存在交互作用，父母的受教育年限的提高，显著地降低了长女对弟弟妹妹教育获得的积极影响。说明了长女相较于长子的对弟弟妹妹教育的促进作用，在父母拥有较高教育程度的家庭中更弱。假设3b得到了验证。

(四)长女效应的时代变迁

新中国成立以后的教育机会与家庭规模都发生了巨大的变化，为了比较不同时期的长子女教育获得的影响机制，研究将依据长子女的出生年构建的长子女的出生同期群变量纳入分析模型中，从表5的模型1中可以看出，随着时间的推移，长子女的总体教育水平处于上升趋势，与1950—1959年出生同期群相比，1960—1969年、1970—1979年、1980—1985年三个出生同期群的教育年限分别上升约0.820年、1.633年、1.762年。长子的教育年限比长女高出约2.426年，长子相对于长女的教育获得优势依然显著。但是不同时期的这种长子女教育的性别差异存在显著不同，1960—1969年出生同期群中，长子相对于长女的教育优势约1.606年，这种优势在1970—1979年出生同期群中下降为0.793年，随后在1980—1985年出生同期群中，长子相对于长女的教育优势继续下降为0.664年。也就是说，这种长子相对于长女的教育获得的优势地位随时间逐渐下降。

表3 长子女性别对幼子女教育获得的影响分析(OLS)

表4 不同家庭背景长子女性别对幼子女教育获得的影响分析(OLS)

对长子女而言，弟弟妹妹数量的增加对自己教育获得的影响在不同时期也并不相同。表5中的模型2的分析结果显示，与1950—1959年出生同期群相比，1970—1979年出生同期群的弟弟妹妹数量的增加会显著降低较晚出生同期群所带来的优势。对1970—1979年出生同期群的长子女而言，弟弟妹妹数量每增加一个，会使其受教育年限减少0.304年。而对其他出生同期群内的长子女来说，弟弟妹妹数量每增加一个，只会使其受教育年限减少0.017年。1970年后出生长子女的家庭，经济上尚未得益市场化转型所产生经济收益，家庭规模上也未开始着力控制，弟弟妹妹数量的增加和家庭资源的相对紧张，使得这个时期出生的长子女的教育受到弟弟妹妹数量增加的消极影响。

表5 不同时期长子女性别与兄弟姐妹数量对长子女教育获得的影响分析(OLS)

续表

表6 不同时期户口与长子女性别对幼子女教育获得的影响分析(OLS)

续表

表6对不同时期和不同户口家庭中第一个子女的性别对幼子女教育获得的影响进行了检验。结果表明，长子女性别对弟弟妹妹教育获得的影响主要体现在农村家庭。农村家庭中幼子女教育获得中的“长女效应”在不同时期表现并不相同。在1950—1959年出生同期群中，农村家庭中的第一个孩子为女儿，则相对第一个孩子是儿子的家庭，幼子女的教育年限会提高约2.153年；在1960—1969年出生同期群中，农村家庭中长女对幼子女教育获得的积极效应降低为约0.778年；在1970—1979年出生同期群中，农村家庭中的长女对弟弟妹妹教育获得的积极影响降为约0.695年；而在1980年以后出生群体中，这种长女效应不再显著。也就是说，农村家庭中在四个不同时期出生的幼子女的教育受到长女的积极影响逐渐降低，最终不再显著。假设4得到验证。

五、结论与讨论

家庭是教育性别差异产生的首要来源。在传统重男轻女的性别偏好作用下，父母会倾向于在儿子身上投入较多教育资源，使其获得较高的人力资本。而女儿在家庭内部的资源竞争处于相对弱势地位，父母的低教育资源投入导致了女儿总体较低的教育获得水平。此外，父母对子女教育资源配置策略不仅存在性别差异，还存在出生顺序上的不同。对儿子来说，无论其出生顺序如何，父母倾向于采取相似的资源投入，努力使每个儿子都获得较好的教育结果；而女儿之间的资源配置方式却因出生顺序的不同而存在差异。子女的教育资源配置存在多种策略，包括性别上的“择男”倾向，出生顺序上的“择幼”倾向，以及出于效率考虑的“择优”倾向等。在多重因素的叠加影响下，长女的教育受到的影响最大。与晚出生的女儿相比，家中较为年长的女儿在教育上处于更为不利的地位。

长子和长女虽然都是家庭中第一个出生的子女。但是其性别的不同对弟弟妹妹的教育产生了相反的作用：一方面，长子对家庭内部资源产生较高的竞争优势，降低了弟弟妹妹的教育机会。另一方面，长女处于家庭资源的竞争劣势或是成为家庭资源的提供者，提高了弟弟妹妹的教育机会。如果家中先出生的是女儿，父母则有可能牺牲女儿的教育，通过使其较早结婚、中断学业和提早进入劳动力市场等几种方式减少对家庭资源的竞争，或为弟弟妹妹提供可能的照料和经济资源支持，进而提高弟弟妹妹的教育获得水平。这种由长子女不同性别表现出来的对弟弟妹妹教育获得的不同影响路径，凸显出了长女对弟弟妹妹教育获得的积极影响。也就是说，在多子女家庭中，弟弟妹妹的教育获得存在着“长女效应”的影响机制。弟弟妹妹教育获得机制中的“长女效应”在不同家庭背景中并不相同。从家庭资源配置的视角出发，在拥有较多家庭资源的情况下，父母有充足的资源满足所有子女的教育投入，这种“长女效应”就会下降。在城镇家庭和父母拥有较高教育水平的家庭中，幼子女的教育结果就较少受到长子女的性别的影响。

“长女效应”的产生是建立在家庭内部教育获得的性别不平等、出生顺序以及一定出生间隔的基础上的。首先，如果家庭内部不存在教育资源的性别差异，那么姐姐对弟弟妹妹教育的积极作用就不会彰显，她会与长子一样在家庭资源上形成强有力的竞争优势，对弟弟妹妹教育获得产生相同的不利影响。其次，姐姐要承担为弟弟妹妹提供资源支持的角色，而非家庭资源的竞争者角色，二者之间必须要存在一定的年龄差距，出生间隔较大的弟弟妹妹数量的增加对长姐的教育而言更为不利。在家庭规模日趋小型化的社会背景下，多子女家庭所占的比例在下降。少子化趋势和女性社会地位的提高促进传统社会文化的转变，性别平等化观念越来越为大众所接受，加之经济发展带来的家庭可支配资源的增加，都促使家庭内部的教育性别不平等程度下降，存在于长子女性别对幼子女教育获得的“长女效应”也逐渐消减。

女性获取与男性平等的教育机会不仅可以提高她们的人力资本和社会经济地位，还会对下一代的教育产生重要影响。在大多数家庭中，母亲对子女的教养分担要高于父亲。而母亲的教养方式又受到自身受教育水平的影响。[33]母亲受教育水平的提高，有利于子女的学校适应[34]，让子女更早接受课外辅导[35]，提高对子女的教育投资[36]等。因此，从家庭层次上降低女性的教育不平等既体现教育公平，亦具有重要的社会意义。

需要指出的是，家庭层次上的教育性别不平等的发生机制是复杂的。家庭资源配置策略仅是子女教育获得的作用机制之一。家庭内部智力环境与资源积累等影响因素在不同家庭生命周期呈现动态变化，而家庭关系、父母教养方式、子女之间的互动模式等也因家庭而异。这些都会对教育的性别差异产生影响。此外，仅从教育资源投入的角度来说，性别虽然可能是父母对子女教育投入的重要考量因素，但是性别因素的作用并不独立，它是在其他多种因素综合作用下的结果。鉴于此，性别教育不平等的研究需要告别单一性别因素的研究，而应该在多重情境因素考虑下展开。