謝永祥

（復(fù)旦大學(xué) 社會(huì)發(fā)展與公共政策學(xué)院，上海 200433）

一、問(wèn)題的提出

關(guān)于同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)個(gè)體教育獲得的影響，既有研究已進(jìn)行了豐富探討。學(xué)者對(duì)同胞數(shù)量與個(gè)體受教育程度的關(guān)系研究甚早，較為穩(wěn)健與一致的發(fā)現(xiàn)是同胞數(shù)量與教育獲得呈負(fù)相關(guān)，家庭內(nèi)同胞數(shù)量愈多，個(gè)體受教育程度愈低。[1-4]但在中國(guó)社會(huì)情境下，同胞數(shù)量對(duì)教育獲得的持續(xù)負(fù)效應(yīng)并不存在，政策變遷影響了教育機(jī)會(huì)總量與教育成本，進(jìn)而影響了家庭教育動(dòng)機(jī)與教育投資能力，導(dǎo)致不同時(shí)期同胞數(shù)量對(duì)教育獲得的影響存在差異。[5]同樣，來(lái)自馬來(lái)西亞的研究發(fā)現(xiàn)，在年長(zhǎng)年齡組中，同胞數(shù)量與教育獲得是正相關(guān)關(guān)系，而在年輕年齡組中，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。[6]

更多研究開(kāi)始關(guān)注同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)不同性別教育獲得的非對(duì)稱(chēng)性影響。同胞性別結(jié)構(gòu)是對(duì)同胞數(shù)量的進(jìn)一步細(xì)化，可以操作化為兄弟數(shù)與姐妹數(shù)。既有文獻(xiàn)形成兩類(lèi)結(jié)論：其一，同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)不同性別教育獲得沒(méi)有非對(duì)稱(chēng)性影響[7-10]，這類(lèi)文獻(xiàn)大多以美國(guó)或西歐等國(guó)為研究背景。其二，同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)教育獲得的影響存在性別差異，相比男性，女性更容易受到同胞性別結(jié)構(gòu)，尤其是兄弟數(shù)的影響。[11-12]受傳統(tǒng)儒家文化影響，中國(guó)家庭普遍存在重男輕女觀念，家庭中的女孩較早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)獲得收入以支持家庭，或在家庭內(nèi)輔助父母勞動(dòng)以減輕父母負(fù)擔(dān)，以便家庭內(nèi)較小的男孩獲得教育機(jī)會(huì)。因此同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)女性教育獲得的負(fù)效應(yīng)更大，家庭中增加的姐妹并沒(méi)有稀釋家庭資源，而是使家庭資源更加集中，使得男性獲得了更多資源。[13-21]

但是，已有研究多關(guān)注個(gè)體的受教育程度或某一階段教育獲得。教育是一個(gè)過(guò)程，不同學(xué)段的教育直接成本、機(jī)會(huì)成本、升學(xué)成功概率與教育收益相差較大，這些勢(shì)必會(huì)影響家庭教育決策。因此，有必要在不同學(xué)段探討同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)個(gè)體和不同性別教育獲得的影響。

基于此，本文的研究問(wèn)題是：同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)個(gè)體和不同性別教育獲得的影響是如何在不同學(xué)段體現(xiàn)的，以及這種教育不平等是如何伴隨學(xué)段提升而變化的？

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

現(xiàn)有研究對(duì)同胞數(shù)量與教育獲得關(guān)聯(lián)模式的主要解釋機(jī)制為資源稀釋假設(shè)（Resource Dilution Hypothesis）。該理論假設(shè)由美國(guó)學(xué)者布萊克（Blake J.）提出，他認(rèn)為家庭內(nèi)同胞數(shù)量增多，使得每個(gè)孩子享受的家庭資源減少，資源稀釋嚴(yán)重。父母資源主要存在三種形式：其一，家庭類(lèi)型、生活必需品與文化產(chǎn)品；其二，父母的關(guān)注、干預(yù)與教學(xué)；其三，與外界接觸的機(jī)會(huì)[1]?？傮w而言，這些家庭資源可以劃分為物質(zhì)財(cái)產(chǎn)（material assets）與非物質(zhì)財(cái)產(chǎn)（nonmaterial assets），前者包括對(duì)孩子的經(jīng)濟(jì)投入與為孩子營(yíng)造的學(xué)習(xí)環(huán)境，后者包括父母對(duì)孩子投入的時(shí)間、關(guān)注與情感支持 。[5]我國(guó)學(xué)者張?jiān)略?、謝宇將非物質(zhì)財(cái)產(chǎn)進(jìn)一步細(xì)化，將家庭資源劃分為三類(lèi)：其一，經(jīng)濟(jì)投入資源，包含年教育投入、購(gòu)買(mǎi)課外輔導(dǎo)服務(wù)與專(zhuān)門(mén)教育儲(chǔ)蓄；其二，父母參與資源，包含討論學(xué)校事物、檢查孩子家庭作業(yè)與知道孩子外出行蹤；其三，家庭環(huán)境資源，包含整體教育環(huán)境、整體溝通環(huán)境與對(duì)孩子的教育期望。[22]既有文獻(xiàn)大多運(yùn)用資源稀釋假設(shè)來(lái)解釋研究結(jié)論，但缺乏對(duì)該理論的直接檢驗(yàn)。美國(guó)學(xué)者唐尼（Downey B D.）使用1988 年美國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)證明了資源稀釋假設(shè)，認(rèn)為家庭內(nèi)同胞數(shù)量增多稀釋了家庭資源，使得每個(gè)孩子獲得的資源相應(yīng)減少，且與非物質(zhì)資源相比，物質(zhì)資源稀釋更為嚴(yán)重。[23]

資源稀釋假設(shè)僅靜態(tài)考察家庭資源稀釋對(duì)個(gè)體和不同性別教育獲得的影響，但未考察不同學(xué)段家庭資源的稀釋程度存在的差異以及家庭資源稀釋對(duì)教育獲得的負(fù)面效應(yīng)也受到家庭之外因素的影響。故而，有必須借助其它理論來(lái)進(jìn)一步分析該問(wèn)題。理性行動(dòng)理論認(rèn)為個(gè)體選擇繼續(xù)接受教育或中斷學(xué)業(yè)主要取決于教育成本、升學(xué)風(fēng)險(xiǎn)與教育收益三個(gè)因素。[24]與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，教育成本提高，同胞數(shù)量對(duì)家庭資源的稀釋作用增強(qiáng)。同時(shí)，在初中升高中階段，篩選機(jī)制加強(qiáng)，成功升學(xué)概率降低，但教育收益并未發(fā)生明顯變化。因此父母可能放棄某些子女的教育機(jī)會(huì)，使得同胞數(shù)量對(duì)教育獲得的影響增大，故可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，同胞數(shù)量對(duì)個(gè)體升學(xué)的影響增大。

與初中升高中相比，在高中升大學(xué)階段，雖然教育成本與升學(xué)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步提高，但大學(xué)文憑的勞動(dòng)力市場(chǎng)價(jià)值明顯高于高中文憑，教育收益顯著提升。父母可能讓已獲得高中文憑的子女均接受高等教育，使得同胞數(shù)量對(duì)教育獲得的影響降低，故可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b：與初中升高中相比，在高中升大學(xué)階段，同胞數(shù)量對(duì)個(gè)體升學(xué)的影響降低。

由于深受傳統(tǒng)性別觀念影響，父母往往選擇放棄女孩的受教育機(jī)會(huì)，讓家庭中的男孩接受教育[16，25]，因而有必要將同胞數(shù)量劃分為兄弟數(shù)和姐妹數(shù)，考察不同學(xué)段同胞數(shù)量對(duì)不同性別子女的不同效應(yīng)。

從同胞性別結(jié)構(gòu)來(lái)看，可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a：與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對(duì)個(gè)體升學(xué)的影響增大，兄弟數(shù)的影響大于姐妹數(shù)。

假設(shè)2b：與初中升高中相比，在高中升大學(xué)階段，兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對(duì)個(gè)體升學(xué)的影響降低，兄弟數(shù)的影響大于姐妹數(shù)。

此外，資源稀釋假設(shè)假定每個(gè)孩子都受到同等的資源稀釋作用，且家庭資源是父母流向子女的單向代際傳遞。該假定對(duì)中國(guó)社會(huì)是不適用的。不少基于中國(guó)社會(huì)的研究考察了家庭資源獲得的性別差異，其理論解釋大抵可以分為兩類(lèi)。第一，經(jīng)濟(jì)原因。貝克爾（Becker G S.）和托姆斯（Tomes N.）認(rèn)為父母為了實(shí)現(xiàn)家庭利益最大化，優(yōu)先投資那些在勞動(dòng)力市場(chǎng)中教育回報(bào)率較高的孩子。由于勞動(dòng)力市場(chǎng)存在性別歧視，男性的教育回報(bào)高于女性，因此男性比女性更有機(jī)會(huì)獲得教育投資。[26]第二，社會(huì)文化觀念。中國(guó)社會(huì)深受父權(quán)制文化觀念影響，普遍存在重男輕女的傳統(tǒng)思想，因此家庭中女性的資源稀釋更為嚴(yán)重，且女性往往較早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)獲得收入，以支持弟弟接受教育，實(shí)現(xiàn)家庭資源的代內(nèi)傳遞。[13]父權(quán)制觀念和文化影響教育獲得的性別差異的作用機(jī)制可以體現(xiàn)為三個(gè)方面：首先是直接的性別歧視，認(rèn)為女性在家庭中處于附屬角色，主要職責(zé)是照顧家庭男性成員的生活起居，故無(wú)需接受教育；其次，受父權(quán)制文化影響的家庭有更強(qiáng)的生育意愿，在子女?dāng)?shù)量較多且家庭資源比較匱乏時(shí)，家庭通常讓男孩接受更多的教育；最后，父權(quán)制文化影響了孩子的社會(huì)化過(guò)程，在此過(guò)程中女孩的受教育期望遭遇不利影響[25]。

其實(shí)，我們可以將以上兩種解釋結(jié)合起來(lái)，即在中國(guó)社會(huì)中，父母為避免有限的家庭資源因同胞數(shù)量而稀釋?zhuān)瑸榘l(fā)揮資源的最大效益，往往將家庭資源集中起來(lái)，使家庭中男性獲得更多教育。這是社會(huì)文化觀念所致，但支撐此文化觀念的是父母理性的教育投資精神。

就不同學(xué)段來(lái)看，同胞數(shù)量對(duì)性別間教育獲得的非對(duì)稱(chēng)性影響在初中升高中階段最為明顯。在小學(xué)升初中階段與高中升大學(xué)階段性別差異較小。這是由于，在小學(xué)升初中階段，教育成本和機(jī)會(huì)成本較低，成功升學(xué)概率較高，父母盡可能使每個(gè)孩子接受同等教育；但在初中升高中階段，教育成本和機(jī)會(huì)成本大幅度提高，成功升學(xué)概率降低，但教育收益并沒(méi)有顯著提升。在家庭資源有限的條件下，受父權(quán)制觀念深刻影響的父母更可能使家庭中的女孩中斷教育。但在高中升大學(xué)階段，雖然教育成本與升學(xué)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步提高，但教育收益也顯著提升，在綜合考量成本與收益之后，父母更可能讓所有子女接受大學(xué)教育，性別間教育不平等不明顯，故可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)3a：與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，同胞數(shù)量對(duì)性別間教育不平等的影響增強(qiáng)。

假設(shè)3b：與初中升高中相比，在高中升大學(xué)階段，同胞數(shù)量對(duì)性別間教育不平等的影響降低。

且從同胞性別結(jié)構(gòu)來(lái)看，進(jìn)一步可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)4a：與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，兄弟數(shù)與姐妹數(shù)對(duì)性別間教育不平等的影響增強(qiáng)，兄弟數(shù)的影響大于姐妹數(shù)。

假設(shè)4b：與初中升高中相比，在高中升大學(xué)階段，兄弟數(shù)與姐妹數(shù)對(duì)性別間教育不平等的影響降低，兄弟數(shù)的影響大于姐妹數(shù)。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)

本研究通過(guò)分析2008 年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey, CGSS）（簡(jiǎn)稱(chēng)CGSS2008）數(shù)據(jù)來(lái)檢驗(yàn)研究假設(shè)。CGSS2008 采用多階段隨機(jī)抽樣方法，在全國(guó)28 個(gè)省市的農(nóng)村和城市地區(qū)收集了一個(gè)容量為6000 人的全國(guó)代表性樣本，其中農(nóng)村樣本為2018 人，城市樣本為3982 人。該調(diào)查收集了樣本非常詳細(xì)的教育信息，包括最高受教育程度、最高受教育程度是否在讀、每一階段教育的起止時(shí)間、是否畢業(yè)以及學(xué)校等級(jí)等信息。需要說(shuō)明的是，使用CGSS2008 數(shù)據(jù)也是為了與同樣使用該數(shù)據(jù)的現(xiàn)有研究進(jìn)行對(duì)比[25，27]，以探究在不同入學(xué)階段同胞數(shù)量和同胞性別結(jié)構(gòu)的影響變化是否與其他變量（如家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）存在相關(guān)性。

本研究選取在1978—2008 年間升入初中、高中或大學(xué)的被調(diào)查者作為樣本，且剔除那些在讀的樣本。

（二）變量

1.結(jié)果變量

本文的結(jié)果變量為是否進(jìn)入某一學(xué)段，細(xì)分為小學(xué)升初中、初中升高中（包括普通高中、中專(zhuān)、職高和技校）和高中升大學(xué)三個(gè)階段。故本研究有三個(gè)結(jié)果變量，且均為兩分變量，進(jìn)入某一學(xué)段賦值為1，未進(jìn)入某一學(xué)段賦值為0。

2.解釋變量與調(diào)節(jié)變量

本研究的解釋變量為同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)。前者的測(cè)量指標(biāo)為受訪(fǎng)者曾經(jīng)擁有過(guò)的所有同胞數(shù)量，為降低極值影響，將同胞數(shù)量大于8 的設(shè)置為8。后者將同胞數(shù)量細(xì)分為兄弟數(shù)和姐妹數(shù)兩個(gè)變量，為降低極值影響，將兄弟數(shù)或姐妹數(shù)大于8 的設(shè)置為8。

本研究的調(diào)節(jié)變量為性別，以男性為參照組，重點(diǎn)關(guān)注性別與同胞數(shù)量、兄弟數(shù)與姐妹數(shù)的交互效應(yīng)。

3.控制變量

（1）家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。既有研究表明家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)個(gè)體教育獲得產(chǎn)生重要影響。[28-29]本研究中家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量指標(biāo)為被調(diào)查者14 歲時(shí)所在家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)等級(jí)，該變量取值介于1—10之間，分?jǐn)?shù)越高，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越低。

（2）父母受教育程度。按照已有研究慣例，本研究以父母受教育程度較高的一方為測(cè)量指標(biāo)。[30]CGSS2008詳細(xì)收集了被調(diào)查者父母的教育背景，本研究將其轉(zhuǎn)換為連續(xù)型變量，未受過(guò)教育 = 0，私塾 = 3，小學(xué) = 6，初中 = 9，高中（包括三校生）= 12，大專(zhuān) = 15，本科 = 16，研究生及以上 = 19。

（3）升學(xué)前戶(hù)籍身份。戶(hù)口性質(zhì)對(duì)個(gè)體教育獲得產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。[31-33]CGSS2008 詢(xún)問(wèn)了被調(diào)查者詳細(xì)的戶(hù)口信息，包括被調(diào)查時(shí)戶(hù)口狀況、非農(nóng)戶(hù)口獲得時(shí)間等，升學(xué)前為農(nóng)業(yè)戶(hù)口作為參照組。

（4）14 歲時(shí)主要居住地。此控制變量分為農(nóng)村、縣鎮(zhèn)與城市三類(lèi)，以農(nóng)村居住地為參照組。此變量考慮了地區(qū)教育差異，即地區(qū)級(jí)別越高，學(xué)校數(shù)量越多，質(zhì)量越高，教育設(shè)施越先進(jìn)。[34]

（5）初中、高中學(xué)校地點(diǎn)。農(nóng)村、縣鎮(zhèn)地區(qū)的教育資源如硬件設(shè)施和師資條件等方面遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城市地區(qū)[34]，本研究以城市地區(qū)學(xué)校為參照組。

（6）初中、高中重點(diǎn)學(xué)校。研究表明學(xué)校質(zhì)量對(duì)個(gè)體教育獲得產(chǎn)生重要影響。[27，34]本文以非重點(diǎn)學(xué)校為參照組。

（7）民族。已有研究表明，民族身份對(duì)教育獲得也產(chǎn)生重要影響。[35-36]本研究以漢族為參照組。

（8）升學(xué)時(shí)期。本研究分為小學(xué)升初中，初中升高中和高中升大學(xué)三個(gè)升學(xué)時(shí)期。依據(jù)已有研究，將升學(xué)歷史時(shí)期劃分為兩個(gè)階段，分別為1978—1991 年和1992—2008 年，以1978—1991 年為參照組。若成功進(jìn)入某一入學(xué)階段，升學(xué)時(shí)間以進(jìn)入該階段的入校時(shí)間為準(zhǔn)；若未能進(jìn)入某一入學(xué)階段，升學(xué)時(shí)間則以上一階段的畢業(yè)時(shí)間為準(zhǔn)。[27]

各個(gè)學(xué)段的有效樣本量及相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)表

（三）統(tǒng)計(jì)模型

本研究的因變量為不同入學(xué)階段升學(xué)情況，皆為二分變量，因此本文使用二項(xiàng)邏輯斯蒂模型對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。但在分析同一模型不同樣本（交互效應(yīng)）時(shí)，邏輯斯蒂模型忽略了未觀察到的異質(zhì)性，故本研究選擇平均偏效應(yīng)模型。

在每一入學(xué)階段模型中，刪除未接受較低層次教育的樣本，以高中升大學(xué)為例，未曾就讀于高中的樣本不納入模型。

四、數(shù)據(jù)分析

這一部分運(yùn)用CGSS2008 數(shù)據(jù)分析不同學(xué)段同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)個(gè)體教育獲得以及對(duì)不同性別教育獲得的非對(duì)稱(chēng)性影響，并考察這些影響如何伴隨學(xué)段而變化。每個(gè)學(xué)段有四個(gè)模型，分別考察同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)以及同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)與性別的交互作用對(duì)教育獲得的影響。

（一）小學(xué)升初中階段

表2 模型1 表明在小學(xué)升初中階段，同胞數(shù)量與性別變量對(duì)個(gè)體教育獲得產(chǎn)生顯著的負(fù)效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，在控制其他因素的情況下，家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟姐妹，個(gè)體進(jìn)入初中的幾率降低9.8%。女性成功升入初中的幾率比男性低35.5%。模型2 考察了同胞數(shù)量與性別的交互效應(yīng)，同胞數(shù)量的主效應(yīng)表明同胞數(shù)量對(duì)男性升入初中沒(méi)有負(fù)效應(yīng)，性別的主效應(yīng)表明在獨(dú)生子女家庭中，成功升入初中的幾率沒(méi)有顯著性別差異，女性與男性擁有同等初中教育機(jī)會(huì)。交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)向顯著，表明家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟姐妹，女性進(jìn)入初中的幾率比男性低1.6%，說(shuō)明同胞數(shù)量對(duì)女性的負(fù)效應(yīng)更大。

表2 小學(xué)升初中邏輯斯蒂模型分析結(jié)果

從同胞性別結(jié)構(gòu)來(lái)看，模型3 顯示兄弟數(shù)對(duì)家庭內(nèi)子女升入初中的負(fù)面影響要大于姐妹數(shù)。具體而言，家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟，家庭內(nèi)子女升入初中的幾率降低10.1%；而每增加一個(gè)姐妹，家庭內(nèi)子女升入初中的幾率降低8.8%。有哥哥或姐姐的家庭對(duì)個(gè)體初中教育機(jī)會(huì)獲得沒(méi)有影響，而家庭內(nèi)每增加一個(gè)弟弟或妹妹，個(gè)體進(jìn)入初中的幾率分別降低26.7%、19.3%。① 限于篇幅，在論文中沒(méi)有報(bào)告兄、弟、姐、妹對(duì)個(gè)體初中教育獲得的影響，有需要者可向作者索取。模型4 顯示兄弟數(shù)、姐妹數(shù)與性別的交互作用都不顯著，表明兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對(duì)個(gè)體升入初中的影響沒(méi)有顯著的性別差異。

（二）初中升高中階段

表3 模型1 表明，在初中升高中階段，同胞數(shù)量的負(fù)效應(yīng)增大，性別的負(fù)效應(yīng)減小。具體來(lái)說(shuō)，在保持其他變量不變的情況下，家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟姐妹，個(gè)體進(jìn)入高中的幾率降低12.5%，假設(shè)1a 得到支持。女性升入高中的幾率比男性低26.7%，性別的影響降低。模型2 表明，與小學(xué)升初中相比，同胞數(shù)量與性別的交互作用也增大，家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟姐妹，女性進(jìn)入高中的幾率要比男性低3.6%，假設(shè)3a 得到支持。

表3 初中升高中邏輯斯蒂模型分析結(jié)果

從同胞性別結(jié)構(gòu)來(lái)看，模型3 顯示兄弟數(shù)對(duì)個(gè)體升入高中的影響大于姐妹數(shù)，且兄弟數(shù)與姐妹數(shù)的影響增大。家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟，個(gè)體升入高中的幾率降低13.8%；而每增加一個(gè)姐妹，個(gè)體升入高中的幾率降低11.1%，假設(shè)2a 得到支持。模型4 顯示兄弟數(shù)與性別的交互作用顯著，且比小學(xué)升初中的負(fù)效應(yīng)更大。具體言之，家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟，女性成功升入高中的幾率比男性低4.0%。姐妹數(shù)與性別的交互系數(shù)同樣顯著，家庭內(nèi)每增加一個(gè)姐妹，女性成功升入高中的幾率比男性低3.3%，假設(shè)4a 得到支持。

（三）高中升大學(xué)階段

表4 模型1 表明，在高中升大學(xué)階段，在控制其他因素的情況下，家庭內(nèi)每增加一個(gè)兄弟姐妹，個(gè)體進(jìn)入大學(xué)的幾率降低14.7%；與初中升高中相比，兄弟姐妹的負(fù)效應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)，假設(shè)1b 沒(méi)有得到支持。在這一階段，性別變量不顯著，表明女性與男性擁有同等機(jī)會(huì)進(jìn)入大學(xué)。模型2 的同胞數(shù)量與性別交互項(xiàng)不顯著，說(shuō)明在大學(xué)教育獲得方面，同胞數(shù)量對(duì)女性無(wú)額外負(fù)效應(yīng)，假設(shè)3b 得到支持。

表4 高中升大學(xué)邏輯斯蒂模型分析結(jié)果

從同胞性別結(jié)構(gòu)來(lái)看，模型3 顯示兄弟數(shù)不顯著，姐妹數(shù)負(fù)向顯著，表明在高中升大學(xué)階段，姐妹數(shù)的負(fù)效應(yīng)要大于兄弟數(shù)，與初中升高中階段相比，兄弟數(shù)負(fù)效應(yīng)降低，而姐妹數(shù)負(fù)效應(yīng)增大，假設(shè)2b得到部分支持。模型4 顯示，兄弟數(shù)、姐妹數(shù)與性別的交互都不顯著，表明兄弟數(shù)和姐妹數(shù)對(duì)學(xué)生升入大學(xué)的影響沒(méi)有顯著的性別差異，假設(shè)4b 得到部分支持。

總體而言，與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)的負(fù)效應(yīng)增大。同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)對(duì)性別間教育不平等的影響也增強(qiáng)，表明伴隨學(xué)段提升，教育成本提高，升學(xué)概率降低，加上受傳統(tǒng)父權(quán)制文化觀念影響，父母選擇放棄某些子女尤其是女兒的教育機(jī)會(huì)。而與初中升高中相比，在高中升大學(xué)階段，同胞數(shù)量尤其是姐妹數(shù)的負(fù)效應(yīng)增強(qiáng)，兄弟數(shù)負(fù)效應(yīng)降低。同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)對(duì)女性亦無(wú)負(fù)效應(yīng)，表明雖然教育成本與升學(xué)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步提升，但教育收益顯著提高，父母盡可能讓所有獲得高中文憑的子女接受大學(xué)教育機(jī)會(huì)。

五、結(jié)論與討論

本研究考察了不同學(xué)段同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)個(gè)體與不同性別個(gè)體教育獲得的影響變化。研究結(jié)果表明：伴隨著學(xué)段提升，同胞數(shù)量和姐妹數(shù)對(duì)個(gè)體教育獲得的負(fù)效應(yīng)增強(qiáng)，兄弟數(shù)的負(fù)效應(yīng)先增強(qiáng)后減弱。從不同性別來(lái)看，同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)對(duì)性別間教育不平等的影響先上升后下降。

在不同入學(xué)階段，同胞數(shù)量和同胞性別結(jié)構(gòu)對(duì)個(gè)體與不同性別教育獲得的影響變化受教育成本、成功升學(xué)概率、教育收益以及傳統(tǒng)父權(quán)制文化觀念共同影響。與小學(xué)升初中相比，在初中升高中階段，教育成本提高，成功升學(xué)概率降低，由于家庭資源有限，深受父權(quán)制文化觀念影響的父母選擇放棄某些孩子的受教育機(jī)會(huì)，特別是有兄弟的女孩的受教育機(jī)會(huì)。而到了高中升大學(xué)階段，雖然教育成本與升學(xué)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步提升，但教育收益顯著提高，父母盡可能讓所有獲得高中文憑的子女接受大學(xué)教育機(jī)會(huì)。

已有研究表明：隨著入學(xué)階段提升，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、文化背景與性別變量對(duì)教育獲得的影響不斷降低。[25，27，37]本研究的實(shí)證結(jié)果也能驗(yàn)證這一結(jié)論。而同胞數(shù)量和姐妹數(shù)的影響上升，同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)與性別的交互作用對(duì)教育獲得的影響先上升后下降，說(shuō)明這些因素對(duì)教育成本、升學(xué)風(fēng)險(xiǎn)與教育收益的變化比較敏感。

本文的主要貢獻(xiàn)在于以下兩個(gè)方面：其一，從理論上來(lái)看，基于美國(guó)和西歐社會(huì)形成的資源稀釋假設(shè)并不完全適用于具有深厚父權(quán)制文化基礎(chǔ)的中國(guó)。資源稀釋假設(shè)認(rèn)為家庭內(nèi)同胞數(shù)量愈多，有限家庭資源稀釋愈嚴(yán)重，且每個(gè)孩子受到的稀釋作用相同，而本研究認(rèn)為在中國(guó)并不是家庭內(nèi)所有孩子的資源都遭到稀釋?zhuān)踔量赡艹霈F(xiàn)資源集中局面，即父母放棄女兒的教育機(jī)會(huì)，使女兒較早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)以支持弟弟繼續(xù)接受教育。其二，從研究問(wèn)題上來(lái)看，本文將因變量設(shè)定為不同學(xué)段的教育獲得，動(dòng)態(tài)考察了不同學(xué)段的教育不平等，深化了教育分層研究。

既有研究表明教育財(cái)政投入能夠有效降低家庭經(jīng)濟(jì)收入對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成就的影響，促進(jìn)教育結(jié)果公平。[38]基于本文研究發(fā)現(xiàn)，我們認(rèn)為隨著我國(guó)生育政策的不斷放開(kāi)和家庭同胞數(shù)量的增多，需要各級(jí)政府進(jìn)一步加大公共教育投資以降低家庭資源約束對(duì)女性教育獲得的不利影響，尤其要關(guān)注初中升高中階段的農(nóng)村家庭與劣勢(shì)家庭女性的教育機(jī)會(huì)。此外，2021 年10 月23 日通過(guò)的《中華人民共和國(guó)家庭教育促進(jìn)法》要求“未成年人的父母或者其他監(jiān)護(hù)人不得因性別、身體狀況、智力等歧視未成年人”。因此需強(qiáng)化家庭性別平等觀念，尤其是在農(nóng)村家庭與劣勢(shì)家庭，需通過(guò)提高女性教育投資，進(jìn)一步促進(jìn)性別間教育平等。

本文的缺陷在于將被調(diào)查者的升學(xué)時(shí)期劃分為1978—1991 年和1992—2008 年兩個(gè)時(shí)期，以控制制度變遷對(duì)個(gè)體教育獲得的影響。但這種分類(lèi)比較粗糙，無(wú)法排除獨(dú)生子女政策、義務(wù)教育政策和高等教育擴(kuò)招政策的干擾。