同胞数量、性别结构与教育获得——不同学段的比较分析（1978—2008）

谢永祥

（复旦大学 社会发展与公共政策学院，上海 200433）

一、问题的提出

关于同胞数量与同胞性别结构对个体教育获得的影响，既有研究已进行了丰富探讨。学者对同胞数量与个体受教育程度的关系研究甚早，较为稳健与一致的发现是同胞数量与教育获得呈负相关，家庭内同胞数量愈多，个体受教育程度愈低。[1-4]但在中国社会情境下，同胞数量对教育获得的持续负效应并不存在，政策变迁影响了教育机会总量与教育成本，进而影响了家庭教育动机与教育投资能力，导致不同时期同胞数量对教育获得的影响存在差异。[5]同样，来自马来西亚的研究发现，在年长年龄组中，同胞数量与教育获得是正相关关系，而在年轻年龄组中，两者呈负相关关系。[6]

更多研究开始关注同胞性别结构对不同性别教育获得的非对称性影响。同胞性别结构是对同胞数量的进一步细化，可以操作化为兄弟数与姐妹数。既有文献形成两类结论：其一，同胞性别结构对不同性别教育获得没有非对称性影响[7-10]，这类文献大多以美国或西欧等国为研究背景。其二，同胞性别结构对教育获得的影响存在性别差异，相比男性，女性更容易受到同胞性别结构，尤其是兄弟数的影响。[11-12]受传统儒家文化影响，中国家庭普遍存在重男轻女观念，家庭中的女孩较早进入劳动力市场获得收入以支持家庭，或在家庭内辅助父母劳动以减轻父母负担，以便家庭内较小的男孩获得教育机会。因此同胞性别结构对女性教育获得的负效应更大，家庭中增加的姐妹并没有稀释家庭资源，而是使家庭资源更加集中，使得男性获得了更多资源。[13-21]

但是，已有研究多关注个体的受教育程度或某一阶段教育获得。教育是一个过程，不同学段的教育直接成本、机会成本、升学成功概率与教育收益相差较大，这些势必会影响家庭教育决策。因此，有必要在不同学段探讨同胞数量与同胞性别结构对个体和不同性别教育获得的影响。

基于此，本文的研究问题是：同胞数量与同胞性别结构对个体和不同性别教育获得的影响是如何在不同学段体现的，以及这种教育不平等是如何伴随学段提升而变化的？

二、理论基础与研究假设

现有研究对同胞数量与教育获得关联模式的主要解释机制为资源稀释假设（Resource Dilution Hypothesis）。该理论假设由美国学者布莱克（Blake J.）提出，他认为家庭内同胞数量增多，使得每个孩子享受的家庭资源减少，资源稀释严重。父母资源主要存在三种形式：其一，家庭类型、生活必需品与文化产品；其二，父母的关注、干预与教学；其三，与外界接触的机会[1]。总体而言，这些家庭资源可以划分为物质财产（material assets）与非物质财产（nonmaterial assets），前者包括对孩子的经济投入与为孩子营造的学习环境，后者包括父母对孩子投入的时间、关注与情感支持 。[5]我国学者张月云、谢宇将非物质财产进一步细化，将家庭资源划分为三类：其一，经济投入资源，包含年教育投入、购买课外辅导服务与专门教育储蓄；其二，父母参与资源，包含讨论学校事物、检查孩子家庭作业与知道孩子外出行踪；其三，家庭环境资源，包含整体教育环境、整体沟通环境与对孩子的教育期望。[22]既有文献大多运用资源稀释假设来解释研究结论，但缺乏对该理论的直接检验。美国学者唐尼（Downey B D.）使用1988 年美国教育追踪调查数据证明了资源稀释假设，认为家庭内同胞数量增多稀释了家庭资源，使得每个孩子获得的资源相应减少，且与非物质资源相比，物质资源稀释更为严重。[23]

资源稀释假设仅静态考察家庭资源稀释对个体和不同性别教育获得的影响，但未考察不同学段家庭资源的稀释程度存在的差异以及家庭资源稀释对教育获得的负面效应也受到家庭之外因素的影响。故而，有必须借助其它理论来进一步分析该问题。理性行动理论认为个体选择继续接受教育或中断学业主要取决于教育成本、升学风险与教育收益三个因素。[24]与小学升初中相比，在初中升高中阶段，教育成本提高，同胞数量对家庭资源的稀释作用增强。同时，在初中升高中阶段，筛选机制加强，成功升学概率降低，但教育收益并未发生明显变化。因此父母可能放弃某些子女的教育机会，使得同胞数量对教育获得的影响增大，故可以提出以下假设：

假设1a：与小学升初中相比，在初中升高中阶段，同胞数量对个体升学的影响增大。

与初中升高中相比，在高中升大学阶段，虽然教育成本与升学风险进一步提高，但大学文凭的劳动力市场价值明显高于高中文凭，教育收益显著提升。父母可能让已获得高中文凭的子女均接受高等教育，使得同胞数量对教育获得的影响降低，故可以提出以下假设：

假设1b：与初中升高中相比，在高中升大学阶段，同胞数量对个体升学的影响降低。

由于深受传统性别观念影响，父母往往选择放弃女孩的受教育机会，让家庭中的男孩接受教育[16，25]，因而有必要将同胞数量划分为兄弟数和姐妹数，考察不同学段同胞数量对不同性别子女的不同效应。

从同胞性别结构来看，可以提出以下假设：

假设2a：与小学升初中相比，在初中升高中阶段，兄弟数和姐妹数对个体升学的影响增大，兄弟数的影响大于姐妹数。

假设2b：与初中升高中相比，在高中升大学阶段，兄弟数和姐妹数对个体升学的影响降低，兄弟数的影响大于姐妹数。

此外，资源稀释假设假定每个孩子都受到同等的资源稀释作用，且家庭资源是父母流向子女的单向代际传递。该假定对中国社会是不适用的。不少基于中国社会的研究考察了家庭资源获得的性别差异，其理论解释大抵可以分为两类。第一，经济原因。贝克尔（Becker G S.）和托姆斯（Tomes N.）认为父母为了实现家庭利益最大化，优先投资那些在劳动力市场中教育回报率较高的孩子。由于劳动力市场存在性别歧视，男性的教育回报高于女性，因此男性比女性更有机会获得教育投资。[26]第二，社会文化观念。中国社会深受父权制文化观念影响，普遍存在重男轻女的传统思想，因此家庭中女性的资源稀释更为严重，且女性往往较早进入劳动力市场获得收入，以支持弟弟接受教育，实现家庭资源的代内传递。[13]父权制观念和文化影响教育获得的性别差异的作用机制可以体现为三个方面：首先是直接的性别歧视，认为女性在家庭中处于附属角色，主要职责是照顾家庭男性成员的生活起居，故无需接受教育；其次，受父权制文化影响的家庭有更强的生育意愿，在子女数量较多且家庭资源比较匮乏时，家庭通常让男孩接受更多的教育；最后，父权制文化影响了孩子的社会化过程，在此过程中女孩的受教育期望遭遇不利影响[25]。

其实，我们可以将以上两种解释结合起来，即在中国社会中，父母为避免有限的家庭资源因同胞数量而稀释，为发挥资源的最大效益，往往将家庭资源集中起来，使家庭中男性获得更多教育。这是社会文化观念所致，但支撑此文化观念的是父母理性的教育投资精神。

就不同学段来看，同胞数量对性别间教育获得的非对称性影响在初中升高中阶段最为明显。在小学升初中阶段与高中升大学阶段性别差异较小。这是由于，在小学升初中阶段，教育成本和机会成本较低，成功升学概率较高，父母尽可能使每个孩子接受同等教育；但在初中升高中阶段，教育成本和机会成本大幅度提高，成功升学概率降低，但教育收益并没有显著提升。在家庭资源有限的条件下，受父权制观念深刻影响的父母更可能使家庭中的女孩中断教育。但在高中升大学阶段，虽然教育成本与升学风险进一步提高，但教育收益也显著提升，在综合考量成本与收益之后，父母更可能让所有子女接受大学教育，性别间教育不平等不明显，故可以提出以下假设：

假设3a：与小学升初中相比，在初中升高中阶段，同胞数量对性别间教育不平等的影响增强。

假设3b：与初中升高中相比，在高中升大学阶段，同胞数量对性别间教育不平等的影响降低。

且从同胞性别结构来看，进一步可以提出以下假设：

假设4a：与小学升初中相比，在初中升高中阶段，兄弟数与姐妹数对性别间教育不平等的影响增强，兄弟数的影响大于姐妹数。

假设4b：与初中升高中相比，在高中升大学阶段，兄弟数与姐妹数对性别间教育不平等的影响降低，兄弟数的影响大于姐妹数。

三、数据、变量与模型

（一）数据

本研究通过分析2008 年中国综合社会调查（Chinese General Social Survey, CGSS）（简称CGSS2008）数据来检验研究假设。CGSS2008 采用多阶段随机抽样方法，在全国28 个省市的农村和城市地区收集了一个容量为6000 人的全国代表性样本，其中农村样本为2018 人，城市样本为3982 人。该调查收集了样本非常详细的教育信息，包括最高受教育程度、最高受教育程度是否在读、每一阶段教育的起止时间、是否毕业以及学校等级等信息。需要说明的是，使用CGSS2008 数据也是为了与同样使用该数据的现有研究进行对比[25，27]，以探究在不同入学阶段同胞数量和同胞性别结构的影响变化是否与其他变量（如家庭社会经济地位）存在相关性。

本研究选取在1978—2008 年间升入初中、高中或大学的被调查者作为样本，且剔除那些在读的样本。

（二）变量

1.结果变量

本文的结果变量为是否进入某一学段，细分为小学升初中、初中升高中（包括普通高中、中专、职高和技校）和高中升大学三个阶段。故本研究有三个结果变量，且均为两分变量，进入某一学段赋值为1，未进入某一学段赋值为0。

2.解释变量与调节变量

本研究的解释变量为同胞数量与同胞性别结构。前者的测量指标为受访者曾经拥有过的所有同胞数量，为降低极值影响，将同胞数量大于8 的设置为8。后者将同胞数量细分为兄弟数和姐妹数两个变量，为降低极值影响，将兄弟数或姐妹数大于8 的设置为8。

本研究的调节变量为性别，以男性为参照组，重点关注性别与同胞数量、兄弟数与姐妹数的交互效应。

3.控制变量

（1）家庭社会经济地位。既有研究表明家庭社会经济地位对个体教育获得产生重要影响。[28-29]本研究中家庭社会经济地位的测量指标为被调查者14 岁时所在家庭的社会经济等级，该变量取值介于1—10之间，分数越高，家庭社会经济地位越低。

（2）父母受教育程度。按照已有研究惯例，本研究以父母受教育程度较高的一方为测量指标。[30]CGSS2008详细收集了被调查者父母的教育背景，本研究将其转换为连续型变量，未受过教育 = 0，私塾 = 3，小学 = 6，初中 = 9，高中（包括三校生）= 12，大专 = 15，本科 = 16，研究生及以上 = 19。

（3）升学前户籍身份。户口性质对个体教育获得产生深远影响。[31-33]CGSS2008 询问了被调查者详细的户口信息，包括被调查时户口状况、非农户口获得时间等，升学前为农业户口作为参照组。

（4）14 岁时主要居住地。此控制变量分为农村、县镇与城市三类，以农村居住地为参照组。此变量考虑了地区教育差异，即地区级别越高，学校数量越多，质量越高，教育设施越先进。[34]

（5）初中、高中学校地点。农村、县镇地区的教育资源如硬件设施和师资条件等方面远远落后于城市地区[34]，本研究以城市地区学校为参照组。

（6）初中、高中重点学校。研究表明学校质量对个体教育获得产生重要影响。[27，34]本文以非重点学校为参照组。

（7）民族。已有研究表明，民族身份对教育获得也产生重要影响。[35-36]本研究以汉族为参照组。

（8）升学时期。本研究分为小学升初中，初中升高中和高中升大学三个升学时期。依据已有研究，将升学历史时期划分为两个阶段，分别为1978—1991 年和1992—2008 年，以1978—1991 年为参照组。若成功进入某一入学阶段，升学时间以进入该阶段的入校时间为准；若未能进入某一入学阶段，升学时间则以上一阶段的毕业时间为准。[27]

各个学段的有效样本量及相关变量的描述性统计见表1。

表1 相关变量描述性统计表

（三）统计模型

本研究的因变量为不同入学阶段升学情况，皆为二分变量，因此本文使用二项逻辑斯蒂模型对研究假设进行检验。但在分析同一模型不同样本（交互效应）时，逻辑斯蒂模型忽略了未观察到的异质性，故本研究选择平均偏效应模型。

在每一入学阶段模型中，删除未接受较低层次教育的样本，以高中升大学为例，未曾就读于高中的样本不纳入模型。

四、数据分析

这一部分运用CGSS2008 数据分析不同学段同胞数量与同胞性别结构对个体教育获得以及对不同性别教育获得的非对称性影响，并考察这些影响如何伴随学段而变化。每个学段有四个模型，分别考察同胞数量、兄弟数、姐妹数以及同胞数量、兄弟数、姐妹数与性别的交互作用对教育获得的影响。

（一）小学升初中阶段

表2 模型1 表明在小学升初中阶段，同胞数量与性别变量对个体教育获得产生显著的负效应。具体来说，在控制其他因素的情况下，家庭内每增加一个兄弟姐妹，个体进入初中的几率降低9.8%。女性成功升入初中的几率比男性低35.5%。模型2 考察了同胞数量与性别的交互效应，同胞数量的主效应表明同胞数量对男性升入初中没有负效应，性别的主效应表明在独生子女家庭中，成功升入初中的几率没有显著性别差异，女性与男性拥有同等初中教育机会。交互项系数为负向显著，表明家庭内每增加一个兄弟姐妹，女性进入初中的几率比男性低1.6%，说明同胞数量对女性的负效应更大。

表2 小学升初中逻辑斯蒂模型分析结果

从同胞性别结构来看，模型3 显示兄弟数对家庭内子女升入初中的负面影响要大于姐妹数。具体而言，家庭内每增加一个兄弟，家庭内子女升入初中的几率降低10.1%；而每增加一个姐妹，家庭内子女升入初中的几率降低8.8%。有哥哥或姐姐的家庭对个体初中教育机会获得没有影响，而家庭内每增加一个弟弟或妹妹，个体进入初中的几率分别降低26.7%、19.3%。① 限于篇幅，在论文中没有报告兄、弟、姐、妹对个体初中教育获得的影响，有需要者可向作者索取。模型4 显示兄弟数、姐妹数与性别的交互作用都不显著，表明兄弟数和姐妹数对个体升入初中的影响没有显著的性别差异。

（二）初中升高中阶段

表3 模型1 表明，在初中升高中阶段，同胞数量的负效应增大，性别的负效应减小。具体来说，在保持其他变量不变的情况下，家庭内每增加一个兄弟姐妹，个体进入高中的几率降低12.5%，假设1a 得到支持。女性升入高中的几率比男性低26.7%，性别的影响降低。模型2 表明，与小学升初中相比，同胞数量与性别的交互作用也增大，家庭内每增加一个兄弟姐妹，女性进入高中的几率要比男性低3.6%，假设3a 得到支持。

表3 初中升高中逻辑斯蒂模型分析结果

从同胞性别结构来看，模型3 显示兄弟数对个体升入高中的影响大于姐妹数，且兄弟数与姐妹数的影响增大。家庭内每增加一个兄弟，个体升入高中的几率降低13.8%；而每增加一个姐妹，个体升入高中的几率降低11.1%，假设2a 得到支持。模型4 显示兄弟数与性别的交互作用显著，且比小学升初中的负效应更大。具体言之，家庭内每增加一个兄弟，女性成功升入高中的几率比男性低4.0%。姐妹数与性别的交互系数同样显著，家庭内每增加一个姐妹，女性成功升入高中的几率比男性低3.3%，假设4a 得到支持。

（三）高中升大学阶段

表4 模型1 表明，在高中升大学阶段，在控制其他因素的情况下，家庭内每增加一个兄弟姐妹，个体进入大学的几率降低14.7%；与初中升高中相比，兄弟姐妹的负效应进一步增强，假设1b 没有得到支持。在这一阶段，性别变量不显著，表明女性与男性拥有同等机会进入大学。模型2 的同胞数量与性别交互项不显著，说明在大学教育获得方面，同胞数量对女性无额外负效应，假设3b 得到支持。

表4 高中升大学逻辑斯蒂模型分析结果

从同胞性别结构来看，模型3 显示兄弟数不显著，姐妹数负向显著，表明在高中升大学阶段，姐妹数的负效应要大于兄弟数，与初中升高中阶段相比，兄弟数负效应降低，而姐妹数负效应增大，假设2b得到部分支持。模型4 显示，兄弟数、姐妹数与性别的交互都不显著，表明兄弟数和姐妹数对学生升入大学的影响没有显著的性别差异，假设4b 得到部分支持。

总体而言，与小学升初中相比，在初中升高中阶段，同胞数量、兄弟数、姐妹数的负效应增大。同胞数量、兄弟数、姐妹数对性别间教育不平等的影响也增强，表明伴随学段提升，教育成本提高，升学概率降低，加上受传统父权制文化观念影响，父母选择放弃某些子女尤其是女儿的教育机会。而与初中升高中相比，在高中升大学阶段，同胞数量尤其是姐妹数的负效应增强，兄弟数负效应降低。同胞数量、兄弟数、姐妹数对女性亦无负效应，表明虽然教育成本与升学风险进一步提升，但教育收益显著提高，父母尽可能让所有获得高中文凭的子女接受大学教育机会。

五、结论与讨论

本研究考察了不同学段同胞数量与同胞性别结构对个体与不同性别个体教育获得的影响变化。研究结果表明：伴随着学段提升，同胞数量和姐妹数对个体教育获得的负效应增强，兄弟数的负效应先增强后减弱。从不同性别来看，同胞数量、兄弟数、姐妹数对性别间教育不平等的影响先上升后下降。

在不同入学阶段，同胞数量和同胞性别结构对个体与不同性别教育获得的影响变化受教育成本、成功升学概率、教育收益以及传统父权制文化观念共同影响。与小学升初中相比，在初中升高中阶段，教育成本提高，成功升学概率降低，由于家庭资源有限，深受父权制文化观念影响的父母选择放弃某些孩子的受教育机会，特别是有兄弟的女孩的受教育机会。而到了高中升大学阶段，虽然教育成本与升学风险进一步提升，但教育收益显著提高，父母尽可能让所有获得高中文凭的子女接受大学教育机会。

已有研究表明：随着入学阶段提升，家庭社会经济地位、文化背景与性别变量对教育获得的影响不断降低。[25，27，37]本研究的实证结果也能验证这一结论。而同胞数量和姐妹数的影响上升，同胞数量、兄弟数、姐妹数与性别的交互作用对教育获得的影响先上升后下降，说明这些因素对教育成本、升学风险与教育收益的变化比较敏感。

本文的主要贡献在于以下两个方面：其一，从理论上来看，基于美国和西欧社会形成的资源稀释假设并不完全适用于具有深厚父权制文化基础的中国。资源稀释假设认为家庭内同胞数量愈多，有限家庭资源稀释愈严重，且每个孩子受到的稀释作用相同，而本研究认为在中国并不是家庭内所有孩子的资源都遭到稀释，甚至可能出现资源集中局面，即父母放弃女儿的教育机会，使女儿较早进入劳动力市场以支持弟弟继续接受教育。其二，从研究问题上来看，本文将因变量设定为不同学段的教育获得，动态考察了不同学段的教育不平等，深化了教育分层研究。

既有研究表明教育财政投入能够有效降低家庭经济收入对学生学业成就的影响，促进教育结果公平。[38]基于本文研究发现，我们认为随着我国生育政策的不断放开和家庭同胞数量的增多，需要各级政府进一步加大公共教育投资以降低家庭资源约束对女性教育获得的不利影响，尤其要关注初中升高中阶段的农村家庭与劣势家庭女性的教育机会。此外，2021 年10 月23 日通过的《中华人民共和国家庭教育促进法》要求“未成年人的父母或者其他监护人不得因性别、身体状况、智力等歧视未成年人”。因此需强化家庭性别平等观念，尤其是在农村家庭与劣势家庭，需通过提高女性教育投资，进一步促进性别间教育平等。

本文的缺陷在于将被调查者的升学时期划分为1978—1991 年和1992—2008 年两个时期，以控制制度变迁对个体教育获得的影响。但这种分类比较粗糙，无法排除独生子女政策、义务教育政策和高等教育扩招政策的干扰。