劉 瀟 周 羿 黃 海

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100070)

(2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院 北京 100871)

(3.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 102488)

一、引 言

20 世紀(jì)80 年代以來，我國(guó)經(jīng)歷了長(zhǎng)期的、大范圍的出生性別比失衡，出生性別比從1982 年的正常水平1.06 上升到2000 年的1.19。面對(duì)性別比失衡，父母如何選擇子女的受教育水平，以及這種選擇在城鎮(zhèn)和農(nóng)村是否有所不同? 增加對(duì)子女人力資本的投資是提升子女婚姻匹配時(shí)吸引力的一種策略，有助于他們更好地匹配到合意配偶。在同等條件下，高人力資本子女在婚后能獲得更高的家庭議價(jià)能力(Lafortune，2013)。一個(gè)合理的假設(shè)是，當(dāng)個(gè)體在婚姻市場(chǎng)中的議價(jià)能力較低時(shí)，人力資本投資對(duì)提升婚配吸引力的邊際效應(yīng)會(huì)更加顯著。具體來說，在性別比嚴(yán)重失調(diào)時(shí)，男性匹配到合意女性配偶的概率會(huì)顯著較低。此時(shí)，男性進(jìn)行人力資本投資所得到的婚姻結(jié)果改善會(huì)顯著更高。相應(yīng)地，女性在性別比嚴(yán)重失衡的婚姻市場(chǎng)中已處于相對(duì)優(yōu)勢(shì)的地位，人力資本對(duì)提高她們競(jìng)爭(zhēng)力所產(chǎn)生的邊際效應(yīng)相對(duì)較小。這意味著，僅就婚姻市場(chǎng)的回報(bào)而言，市場(chǎng)上的性別比越失衡，一個(gè)家庭投資男孩人力資本的邊際收益相對(duì)就越高，投資女孩人力資本的就越低。

提升子女婚姻匹配時(shí)吸引力的另一種策略是降低子女的受教育水平，讓子女盡早工作賺錢。這是因?yàn)楦嗟慕逃馕吨艞壸x書時(shí)間的工作收入和推遲進(jìn)入結(jié)婚的時(shí)間。彩禮在中國(guó)農(nóng)村地區(qū)廣泛存在，并且隨著適婚年齡人口性別失衡比程度的加深，彩禮的金額水漲船高(張川川和陶美娟，2020)，有些地區(qū)彩禮的金額已達(dá)到當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭平均年收入的數(shù)倍甚至十?dāng)?shù)倍。對(duì)年輕男性來說，減少受教育時(shí)間意味著可以提早開始工作，從而能盡快地?cái)€夠與結(jié)婚有關(guān)的開銷?；橐鰰r(shí)間提前意味著家庭可以支付相對(duì)較低的彩禮，也意味著可能避開與其他同齡男性的擇偶競(jìng)爭(zhēng)。相反，女方家庭對(duì)于嫁妝的數(shù)額具有相當(dāng)自主決定權(quán)，不會(huì)明顯受到性別比失衡程度的影響(Wei 和Zhang，2011)，同時(shí)男多女少的狀況降低了女性推遲婚姻的機(jī)會(huì)成本。這意味著婚姻市場(chǎng)上的性別比越失衡，讓男孩提早工作賺錢的相對(duì)收益越高。因此，婚姻市場(chǎng)的性別比失衡如何影響受教育程度在理論上存在不同的可能性，關(guān)鍵在于提高受教育程度或者工作賺錢兩者哪一個(gè)更能提高子女在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。

為了研究婚姻市場(chǎng)上的性別比失衡如何影響受教育程度，我們的識(shí)別策略利用了性別比失衡對(duì)男性和女性的不同相對(duì)影響。男性和女性在很多方面存在差別，我們不能僅僅簡(jiǎn)單地比較男性和女性受教育程度的差異。為了檢驗(yàn)?zāi)行院团越逃降牟町愂怯尚詣e比失衡而非其他因素引起，我們利用了性別比失衡在地區(qū)和時(shí)間層面的差異。分析結(jié)果顯示，婚姻市場(chǎng)上的性別比失衡對(duì)受教育水平有顯著影響，且這一影響在農(nóng)村和城鎮(zhèn)具有不同的方向?；橐鍪袌?chǎng)性別比失衡程度加深使得農(nóng)村男性受教育水平顯著降低，不管是在絕對(duì)意義上還是相對(duì)于農(nóng)村女性。相反，城鎮(zhèn)男性受教育水平顯著提高，城鎮(zhèn)女性的受教育水平不受影響。這一結(jié)果說明，當(dāng)性別比失衡程度增加時(shí)，在農(nóng)村適當(dāng)降低受教育程度能夠提高男性在婚姻市場(chǎng)的吸引力；在城鎮(zhèn)提高受教育程度能夠提高男性在婚姻市場(chǎng)的吸引力。這一結(jié)果意味著，性別比失衡擴(kuò)大了城鎮(zhèn)男性和農(nóng)村男性人力資本的差距。機(jī)制分析結(jié)果顯示，對(duì)于父母低教育水平的家庭，性別比失衡降低了男孩的相對(duì)受教育水平；對(duì)于父母高教育水平的家庭，性別比失衡提高了男孩的相對(duì)受教育水平。這一結(jié)果說明，性別比失衡對(duì)教育的影響在城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同的原因可能是家庭預(yù)算約束。本文還討論了家戶做人力資本投資決策時(shí)如何預(yù)測(cè)未來的婚姻市場(chǎng)供求情況。研究發(fā)現(xiàn)，父母依據(jù)當(dāng)前的婚姻市場(chǎng)情況判斷子女結(jié)婚時(shí)的婚姻市場(chǎng)供求狀況，從而決定子女的受教育水平。這意味著父母傾向于低估子女結(jié)婚時(shí)適齡女性缺少的程度，人力資本水平可能偏離家庭的合意水平。

首先，本文對(duì)性別比失衡如何影響教育獲得的文獻(xiàn)有所貢獻(xiàn)。本文的發(fā)現(xiàn)可以將現(xiàn)有文獻(xiàn)的證據(jù)納入統(tǒng)一的理論框架之下，即性別比失衡如何影響教育取決于家戶所處的具體環(huán)境及相應(yīng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況較好的地區(qū)，為應(yīng)對(duì)婚姻市場(chǎng)的不利情況，家戶更有可能選擇提高男孩的受教育程度。其次，家戶的許多決策依賴對(duì)未來婚姻市場(chǎng)的預(yù)期，但是現(xiàn)有的文獻(xiàn)對(duì)這一問題缺乏討論，導(dǎo)致對(duì)如何構(gòu)建關(guān)鍵的性別比失衡指標(biāo)缺乏一致的做法。本文發(fā)現(xiàn)，父母更有可能是依據(jù)當(dāng)前的婚姻市場(chǎng)供求情況判斷未來婚姻市場(chǎng)的供求狀況。Jensen (2010) 強(qiáng)調(diào)，人們對(duì)于人力資本收益的主觀感知會(huì)影響家庭的教育投資行為，本文的發(fā)現(xiàn)為這一論點(diǎn)提供了來自中國(guó)的證據(jù)。最后，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多是從男女在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的機(jī)會(huì)不平等(Munshi 和Rosenzweig，2006；Qian，2008) 或者在生育、照料和家務(wù)勞動(dòng)方面所承擔(dān)責(zé)任的不均等(Goldin 和Katz，2002；Jayachandran 等，2010) 去解釋男女受教育機(jī)會(huì)的差異。本文從婚姻市場(chǎng)擠壓的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)性別比失衡對(duì)男性和女性受教育程度有異質(zhì)影響，增進(jìn)了對(duì)于男女受教育機(jī)會(huì)不平等的理解。

二、文獻(xiàn)回顧

(一) 性別比失衡與婚前投資行為

性別比失衡打破了婚齡期人口性別結(jié)構(gòu)的平衡，從而對(duì)婚姻市場(chǎng)造成擠壓，使相對(duì)過剩的一方產(chǎn)生非自愿的獨(dú)身個(gè)體(楊菊華等，2009)。人們會(huì)基于現(xiàn)實(shí)情況來構(gòu)造他們對(duì)未來的預(yù)期，然后依照預(yù)期調(diào)整其跨期、跨部門的決策。因此，性別比失衡所產(chǎn)生的影響并不僅僅局限于在婚齡期，而是貫穿于整個(gè)生命周期，會(huì)對(duì)婚前投資、婚姻市場(chǎng)匹配，以及婚后家庭資源配置都產(chǎn)生影響。

在理論研究方面，早期文獻(xiàn)主要關(guān)注性別比失衡對(duì)婚姻市場(chǎng)匹配的影響(Becker，1973) 以及性別比失衡如何影響男女雙方在家庭決策中的議價(jià)權(quán)，進(jìn)而改變夫妻雙方的婚后行為(Chiappori 等，2002)，近期文獻(xiàn)則主要關(guān)注婚姻市場(chǎng)狀況如何影響婚前投資行為。例如，Lafortune (2013) 采用搜尋模型從理論上分析了性別比失衡影響婚前教育投資的兩種渠道: 一是性別比失衡降低了男性找到配偶的概率，因此男性要增加教育投資以提高自身的吸引力，而女性則傾向于減少教育投資；二是性別比失衡降低了男性在婚后的議價(jià)權(quán)，降低了他們?cè)诨楹螽a(chǎn)出中所能分配到的份額。議價(jià)權(quán)降低對(duì)男性教育投資的整體影響較為復(fù)雜。一方面，分配份額下降會(huì)削弱男性進(jìn)行投資人力資本的動(dòng)機(jī)。另一方面，分配份額下降所導(dǎo)致的收入效應(yīng)也會(huì)使男性更有意愿投資教育以彌補(bǔ)議價(jià)權(quán)降低所導(dǎo)致的婚后福利下降。Iyigun 和Walsh (2007) 采用了匹配模型研究這一問題。他們假設(shè)效用是可轉(zhuǎn)移的，并將婚前投資、同類匹配和內(nèi)生的資源分配規(guī)則納入均衡框架中，預(yù)測(cè)當(dāng)市場(chǎng)上男多女少時(shí)，女性會(huì)相對(duì)減少婚前投資，同時(shí)女性在婚后的議價(jià)權(quán)會(huì)相對(duì)提高。Bhaskar 和Hopkins (2016) 同樣采用了匹配模型，但是假設(shè)效用是不可轉(zhuǎn)移的，預(yù)測(cè)性別比提高會(huì)使得女性的教育投資下降，但是對(duì)男性教育投資的影響不確定。換句話說，所依賴的模型假設(shè)不同，對(duì)于性別比失衡如何影響婚前投資的理論預(yù)測(cè)結(jié)果也會(huì)不一樣。

現(xiàn)有有關(guān)性別比失衡影響的實(shí)證文章主要考察其對(duì)婚姻市場(chǎng)匹配和對(duì)婚后行為的影響(Angrist，2002；Chiappori 等，2002)，關(guān)于性別比失衡如何影響婚前教育投資的研究還相對(duì)較少。Lafortune (2013) 基于美國(guó)第二代移民傾向于同族裔內(nèi)部婚配這一事實(shí)，利用1900—1970 年新增移民使本族裔婚姻市場(chǎng)性別比產(chǎn)生的變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)性別比失衡(男多女少的情況) 促使第二代移民中的男性增加了教育投資，而對(duì)女性的教育投資沒有影響。Charles 和Luoh (2010) 利用美國(guó)20 世紀(jì)70 年代以來入獄人口比例的提高，以及入獄率在不同族裔、年齡和地區(qū)之間的差異，發(fā)現(xiàn)男性入獄比例的增加降低了女性結(jié)婚的概率和配偶的質(zhì)量。為了應(yīng)對(duì)婚姻市場(chǎng)的不利情況，女性傾向于增加受教育年限和勞動(dòng)參與率來提高自身的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性。

(二) 性別比失衡的影響: 中國(guó)數(shù)據(jù)的研究

近些年來，越來越多的文章基于中國(guó)數(shù)據(jù)研究性別比失衡對(duì)家戶行為的影響。關(guān)于性別比失衡對(duì)教育水平的影響，Bhaskar 等(2022) 基于全國(guó)代表性的數(shù)據(jù)研究了性別比失衡對(duì)家庭對(duì)子女投資行為的影響，發(fā)現(xiàn)育有男孩的父母增加了房產(chǎn)投資而減少了對(duì)孩子的教育投資。該文認(rèn)為導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因在于，人們無法在結(jié)婚時(shí)做出可置信的承諾，如果男方家庭投資其人力資本，盡管可以增加未來家庭總收入，但是男方人力資本的提高會(huì)增加其在家庭中的議價(jià)權(quán)，從而減少女方在婚后產(chǎn)出中所能分配到的份額。如果男方家庭投資于房產(chǎn)，子女結(jié)婚后房產(chǎn)不需要進(jìn)行討價(jià)還價(jià)就可以供夫妻雙方共同享用。因此，相比人力資本男方家庭投資房產(chǎn)是更加可置信的承諾，對(duì)女方來說吸引力更強(qiáng)。Edlund 等(2013) 使用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)性別比失衡提高了男性的相對(duì)受教育水平，但主要是因?yàn)榕越档土耸芙逃?，而不是男性提高了受教育水平。由此可見，盡管已經(jīng)有了一些關(guān)于性別比失衡影響受教育水平的證據(jù)，但是性別比失衡究竟是增加還是減少了男性的相對(duì)教育獲得，學(xué)術(shù)界尚未得出一致的結(jié)論。

除了研究性別比失衡對(duì)人力資本的影響，也有文獻(xiàn)從發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角出發(fā)研究了中國(guó)的性別比失衡與居民儲(chǔ)蓄率、房?jī)r(jià)及犯罪率的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)存在性別比失衡時(shí)，有男孩的家庭為了提高孩子在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，傾向于提高儲(chǔ)蓄率，性別比失衡可以解釋1990—2007 年居民儲(chǔ)蓄率上升的50% (Wei 和Zhang，2011)；房產(chǎn)作為一種地位商品(status good)，是決定婚齡人口在婚姻市場(chǎng)上的排序和吸引力的重要指標(biāo)，因此性別比失衡相應(yīng)地提高了所在地區(qū)的房屋價(jià)值，包括更大的平均房屋面積和更高房產(chǎn)單價(jià)(Wei 等，2017)。Edlund 等(2013) 發(fā)現(xiàn)性別比失衡提高了所在地區(qū)的犯罪率。他們發(fā)現(xiàn)，男性相對(duì)過剩的地區(qū)男性的結(jié)婚率更低，女性的結(jié)婚率更高。這在一定程度上證實(shí)了性別比失衡對(duì)犯罪率的影響渠道是婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，也就是說，嚴(yán)重短缺的適齡女性使男性的擇偶競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，從而提高了從事犯罪活動(dòng)的回報(bào)。Cameron 等(2019) 進(jìn)一步探索了性別比失衡導(dǎo)致犯罪率提高的影響渠道，發(fā)現(xiàn)性別比失衡通過兩種渠道影響犯罪: 一是間接影響，在男多女少的環(huán)境中長(zhǎng)大的男性風(fēng)險(xiǎn)偏好更強(qiáng)，更加容易神經(jīng)過敏(neurotic)，這可能導(dǎo)致他們成年之后采取激進(jìn)的行為；二是直接影響，婚姻市場(chǎng)性別比失衡使男性為吸引配偶有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)積聚財(cái)富，性別比失衡只提高了財(cái)產(chǎn)性犯罪的發(fā)生率(例如販毒和偷竊)，不影響暴力犯罪的發(fā)生率。因此，直接影響是更加主要的影響渠道。

三、數(shù) 據(jù)

(一) 性別比數(shù)據(jù)

本文的主要分析構(gòu)建了子女14 歲那一年出生省份18—28 歲的人口性別比。我們采用省級(jí)性別比是基于以下兩個(gè)原因: 第一，生育政策的具體規(guī)則由各省制定實(shí)行，在政策的執(zhí)行力度上存在較大省際差異，因此各地區(qū)性別比失衡程度主要體現(xiàn)為省際層面的差異。第二，2015 年人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)中90%左右的婚姻中男女雙方來自同一個(gè)省份。因此，可以將省份作為婚姻市場(chǎng)的地理邊界，即代表性個(gè)體所面對(duì)的潛在結(jié)婚對(duì)象和競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手主要是來自相同省份。我們采用出生地的性別比是因?yàn)榻^大多數(shù)人都是在出生地完成義務(wù)教育以及高中教育的，因此家庭重要的人力資本投資決策，包括子女是否上高中、是否上大學(xué)，通常是在子女出生地做出的。我們用子女14 歲那一年婚姻市場(chǎng)的性別比是因?yàn)槲覀兗僭O(shè)父母在子女上初中的時(shí)候決定是否支持孩子完成高中或者更高的教育，因此我們通過觀察當(dāng)時(shí)婚姻市場(chǎng)上適婚男女供求情況，預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)的婚姻市場(chǎng)性別比。根據(jù)我國(guó)義務(wù)教育的年齡規(guī)定，青少年通常在13—15 歲就讀初中，因此我們使用子女14 歲那一年出生省份18—28 歲之間的人口性別比構(gòu)建性別比失衡程度指標(biāo)。

為了構(gòu)建子女14 歲那一年出生省份18—28 歲之間的人口性別比，我們首先需要構(gòu)建各省歷年的分性別的出生人口數(shù)。我們利用第三次至第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，通過年齡移算法計(jì)算出生人口性別比。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于普查數(shù)據(jù)存在漏報(bào)，使用不同的普查數(shù)據(jù)得到的同一年份的出生性別比有很大的差別，這意味著使用單一人口普查數(shù)據(jù)構(gòu)建的出生性別比可能存在明顯的系統(tǒng)性偏誤。第一，0—4 歲兒童存在明顯漏報(bào)，且漏報(bào)女童的問題尤其嚴(yán)重。由于義務(wù)教育入學(xué)需要提供相關(guān)的出生證明文件，0—4 歲兒童漏報(bào)的問題會(huì)隨著兒童年齡上升而有所緩解(Goodkind，2011)。第二，由于統(tǒng)計(jì)流動(dòng)人口較為困難，人口普查傾向于低估流動(dòng)人口的規(guī)模。中國(guó)的流動(dòng)人口通常為18—50 歲，且男性占比遠(yuǎn)高于女性，因此18—50 歲人口的性別比存在低估(Ebenstein 和Zhao，2015)。為了解決性別比的測(cè)量誤差問題，參考梁超(2017) 的做法，本文同時(shí)使用四次人口普查的數(shù)據(jù)構(gòu)建歷年出生性別比。本文的性別比數(shù)據(jù)來自1982 年、1990 年、2000 年和2010 年的各省人口普查資料，分省人口普查資料包含了各省分年齡和性別的人口總數(shù)，可以用來推算各省歷年的出生人口性別比。具體來說，我們從每一次人口普查中提取受到測(cè)量誤差影響較少的年齡組，即在普查年份年齡為6—15 歲的人口，來推算相應(yīng)出生隊(duì)列的性別比。得到各省歷年分性別的出生人口數(shù)量之后，我們由此計(jì)算子女14 歲那一年出生省份18—28 歲之間的人口性別比。例如，對(duì)于1994 年出生的人來說，14 歲那一年18—28 歲之間的人口性別比為1980—1990 年出生人口的性別比。

(二) 個(gè)體數(shù)據(jù)

本文所使用的個(gè)體數(shù)據(jù)來自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)。CHARLS 是一套代表中國(guó)45 歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的微觀數(shù)據(jù)，CHARLS 基線調(diào)查于2011 年開展，樣本覆蓋全國(guó)150 個(gè)縣、450 個(gè)村，約1 萬(wàn)戶家庭的1.7 萬(wàn)人。為了增大樣本量，我們用2013 年、2015 年和2018 年構(gòu)建了混合截面數(shù)據(jù)。CHARLS 的調(diào)查對(duì)象是隨機(jī)抽取的中老年人及其配偶，而我們使用CHARLS 受訪者的子女作為分析樣本。這是由于我國(guó)的性別比失衡開始于20 世紀(jì)80 年代，CHARLS 受訪者的子女是受到性別比失衡影響的群體。受訪者提供了每一個(gè)子女的詳細(xì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息，使我們可以在子女層面進(jìn)行分析。與此同時(shí)，調(diào)查受訪者本身詳盡的信息使我們得以構(gòu)建父母和家庭層面的特征作為控制變量，包括父母的受教育程度、家庭子女個(gè)數(shù)和家庭男孩占比等，可以排除父母和家庭特征導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果偏誤。

為了確保可以觀察到樣本的最高受教育程度，我們將樣本的年齡限制在22 歲以上。為了增加樣本的可比性，我們還將樣本限制在1979 年以后出生的子女。如前文所述，本文將樣本分為城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本分別進(jìn)行研究。在城鎮(zhèn)和農(nóng)村的界定上，農(nóng)村戶口的人可以通過接受教育轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)戶口，從而會(huì)導(dǎo)致樣本選擇內(nèi)生性問題。為了解決這個(gè)問題，我們按照父母的戶口狀況定義子女是否為農(nóng)村樣本。如果父母雙方都是農(nóng)村戶口，則子女屬于農(nóng)村樣本。如果父母雙方有至少一方為城鎮(zhèn)戶口，則子女為城鎮(zhèn)樣本。我們的樣本共包含29 551 個(gè)農(nóng)村子女和6 669 個(gè)城鎮(zhèn)子女。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果

(一) 回歸模型

我們的識(shí)別策略檢驗(yàn)了性別比失衡對(duì)男性和女性相對(duì)影響的不同。然而，我們不能僅僅簡(jiǎn)單地比較男孩和女孩受教育程度的差異，因?yàn)槟行院团栽诤芏喾矫娲嬖诓顒e，而這些因素同樣可能導(dǎo)致受教育程度的差異。為了檢驗(yàn)?zāi)行院团越逃降牟町愂怯尚詣e比失衡而不是由其他因素引起，我們利用性別比失衡在地區(qū)和時(shí)間層面的差異，分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本進(jìn)行回歸。對(duì)出生地在省、出生年份為年的樣本，回歸模型如下:

其中， Y為樣本的受教育程度，采用是否接受過高中教育、大學(xué)教育和本科教育虛擬變量測(cè)量；_14為樣本在14 歲時(shí)省處于18—28 歲人口的性別比，相當(dāng)于出生年份介于-14 年至-4 年省的出生人口性別比； Male是男性虛擬變量，如果樣本是男性則Male＝1，否則為0； X是個(gè)體和家庭層面的控制變量，包括樣本的戶口和民族，以及父母的受教育程度。系數(shù)檢驗(yàn)的是性別比失衡如何影響女性的受教育程度；我們主要感興趣的系數(shù)則代表性別比失衡對(duì)男性受教育程度相對(duì)于女性的額外影響。為了排除其他和出生省份、出生年份、調(diào)查年份有關(guān)的干擾因素，我們控制了出生年份固定效應(yīng)(δ)、出生省份固定效應(yīng)(θ) 和調(diào)查年份固定效應(yīng)(τ)。例如，不同省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度可能會(huì)導(dǎo)致受教育水平的差異，那么省份固定效應(yīng)(θ) 可以控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的影響。如果存在隨出生隊(duì)列而變化的因素可以解釋教育水平的差異，那么出生年份固定效應(yīng)(δ) 可以控制這些因素的影響。我們將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在省份×調(diào)查年份層面。

給定模型(1) 中的固定效應(yīng)，是通過如下變動(dòng)被識(shí)別出來的: 給定同一出生省份，婚姻市場(chǎng)性別比在不同年份之間的變動(dòng)；給定同一出生年份，婚姻市場(chǎng)性別比在不同省份之間的變動(dòng)。我國(guó)發(fā)現(xiàn)性別比失衡的時(shí)間點(diǎn)和性別比失衡的嚴(yán)重程度在不同省份之間有很大差異，這使得我們可以很好地估計(jì)。

接下來識(shí)別的潛在威脅來自隨省份—出生年份變動(dòng)并且與_14有關(guān)的因素，或者對(duì)男孩和女孩有不同影響的因素。對(duì)于前者，我們可以通過將模型(1) 中的_14的主效應(yīng)替換為省份×出生年份固定效應(yīng)(φ)，相當(dāng)于用非線性的方式控制所有在省份—出生年份上變化且影響受教育程度的因素。為此，我們構(gòu)建了控制更加嚴(yán)格的回歸模型:

對(duì)于后者，即隨省份—出生年份變化并且對(duì)男孩和女孩有不同影響的因素，我們將在后面的分析中加以具體討論。

(二) 潛在的遺漏變量

事實(shí)上，許多文獻(xiàn)(Cameron 等，2019；Edlund 等，2013；Huang 等，2020) 認(rèn)為，盡管我國(guó)性別比失衡是多種因素共同作用的結(jié)果，但是主要受到當(dāng)?shù)赜?jì)劃生育政策執(zhí)行嚴(yán)格程度的影響。由于計(jì)劃生育政策的嚴(yán)格程度與當(dāng)時(shí)在位官員的特征密切相關(guān)，而這些特征是隨機(jī)的，因此性別比可以視為外生變量。盡管如此，我們對(duì)潛在的遺漏變量進(jìn)行了討論。

雖然模型(1) 和模型(2) 已經(jīng)控制了大量的遺漏變量，但是仍然可能存在隨省份—出生年份變動(dòng)并且對(duì)男孩和女孩有不同影響的因素，這些因素可能和我們的交叉項(xiàng)(_14×Male) 相關(guān)。其中一個(gè)潛在的遺漏變量是男孩偏好。如果性別比與男孩偏好正相關(guān)，則男孩偏好可能會(huì)導(dǎo)致家庭人力資本投資上的性別差距，這會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的高估。另一個(gè)潛在的遺漏變量是家庭生育子女?dāng)?shù)量。人口性別比失衡與生育水平密切關(guān)聯(lián)，而生育水平也會(huì)影響家庭人力資本投資決策，這種影響對(duì)不同性別的孩子可能存在差異。

為了解決由于男孩偏好或者家庭生育子女?dāng)?shù)量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，我們首先采用控制變量的方法，將男孩偏好、家庭子女?dāng)?shù)量，以及這兩項(xiàng)分別與男性虛擬變量的交叉項(xiàng)作為控制變量加入模型(1) 和模型(2) 中。我們用家庭的生育策略來測(cè)量男孩偏好，如果家庭表現(xiàn)出偏向男孩的生育策略，即第一胎不是男孩且只有最后一胎是男孩，則定義家庭具有男孩偏好。其次，我們將家庭男孩偏好和子女?dāng)?shù)量作為模型(1) 和模型(2) 的被解釋變量，估計(jì)出生性別比是否對(duì)男孩和女孩所在家庭的男孩偏好和子女?dāng)?shù)量有不同影響。

(三) 主要回歸結(jié)果

1.農(nóng)村樣本回歸結(jié)果

表1 報(bào)告了農(nóng)村樣本模型(1) 和模型(2) 的估計(jì)結(jié)果。第(1) 列和第(2) 列分別報(bào)告了婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)是否上過高中的影響。第(1) 列的結(jié)果顯示，婚姻市場(chǎng)性別比和男性虛擬變量交叉項(xiàng)的系數(shù)是-0.792 (在5%水平下顯著)，意味著婚姻市場(chǎng)性別比每上升1 個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使得農(nóng)村男性上高中的概率相對(duì)降低0.792 個(gè)百分點(diǎn)?；橐鍪袌?chǎng)性別比的標(biāo)準(zhǔn)差約為0.02，意味著婚姻市場(chǎng)性別比每上升1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，預(yù)計(jì)農(nóng)村男性上高中的概率相對(duì)于女性下降1.6 個(gè)百分點(diǎn)，相對(duì)于樣本均值下降5%。第(2) 列在第(1) 列的基礎(chǔ)上控制了出生年份×出生省份固定效應(yīng)，交叉項(xiàng)的顯著性與第(1) 列相比沒有發(fā)生變化，系數(shù)的絕對(duì)值從0.792 上升到0.871，說明隨省份—出生年份變動(dòng)并且與婚姻市場(chǎng)性別比有關(guān)的因素不影響交叉項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。第(3)、(4) 列和第(5)、(6)列分別匯報(bào)了婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)是否上過大學(xué)和是否上過本科的影響。我們發(fā)現(xiàn)，性別比失衡不影響男性和女性上大學(xué)和上本科的概率差異。由此可見，性別比失衡對(duì)農(nóng)村男性受教育水平的負(fù)向影響主要存在于高中教育階段，說明性別比只影響上高中臨界點(diǎn)附近的人。

表1 婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)受教育程度的影響(農(nóng)村樣本)

以上分析的一個(gè)重要前提是父母通過觀察當(dāng)子女上初中時(shí)婚姻市場(chǎng)上適婚男女的供求情況，預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)的性別比，據(jù)此決定是否支持孩子完成高中或者更高的教育。這個(gè)前提暗含的假設(shè)是，父母依據(jù)當(dāng)前的婚姻市場(chǎng)供求情況預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)的供求狀況。如果婚姻市場(chǎng)上的性別比失衡程度在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)維持相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，那么當(dāng)前的婚姻市場(chǎng)供求情況可以提供預(yù)測(cè)未來供求狀況的完備信息。然而，我國(guó)的出生性別比在較長(zhǎng)時(shí)間范圍內(nèi)呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢(shì)，從1982 年的正常水平1.06 上升到2000 年的1.19。這意味著在婚姻市場(chǎng)上適婚年齡人口的性別比也會(huì)快速上升，依據(jù)當(dāng)前的婚姻市場(chǎng)供求情況預(yù)測(cè)數(shù)十年后婚姻市場(chǎng)的供求狀況可能會(huì)造成嚴(yán)重的低估，從而使對(duì)子女的人力資本投資決策偏離合意的水平。根據(jù)人口預(yù)測(cè)的原理，可以由預(yù)期子女結(jié)婚年齡以及相應(yīng)出生隊(duì)列的性別比推算更接近子女結(jié)婚時(shí)的真實(shí)婚姻市場(chǎng)性別比。例如，根據(jù)CHARLS 數(shù)據(jù)，子女樣本平均的結(jié)婚年齡為23 歲，90%的樣本在18—28 歲進(jìn)入第一次婚姻。如果預(yù)期子女在23 歲結(jié)婚，則子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)適婚人口(即子女結(jié)婚當(dāng)年處于18—28 歲的人口) 的性別比即為子女出生當(dāng)年和前后五年出生的人口性別比。那么，父母是否會(huì)觀察與子女出生年份相近的出生隊(duì)列的性別比從而調(diào)整人力資本投資決策呢? 為了回答這個(gè)問題，我們假定子女在平均結(jié)婚年齡結(jié)婚，從而構(gòu)建真實(shí)的婚姻市場(chǎng)性別比，即子女出生當(dāng)年和前后五年出生的人口性別比(我們稱之為出生性別比，用_birth表示)，研究其對(duì)子女教育水平的影響。結(jié)果顯示，出生性別比與男性虛擬變量的交叉項(xiàng)對(duì)受教育程度的影響不顯著，且回歸系數(shù)的絕對(duì)值接近于0。這說明，與子女出生年份接近的出生隊(duì)列的性別比對(duì)農(nóng)村家庭的人力資本投資行為沒有影響。結(jié)果證實(shí)了父母是依據(jù)觀察到的當(dāng)前婚姻市場(chǎng)供求情況預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)的供求狀況，從而決定子女的受教育水平。父母的預(yù)測(cè)傾向于低估子女結(jié)婚時(shí)適齡女性的缺少程度，意味著當(dāng)前的人力資本水平可能偏離家庭合意的水平。

2.城鎮(zhèn)樣本回歸結(jié)果

表2 報(bào)告了城鎮(zhèn)樣本婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)受教育程度的影響的估計(jì)結(jié)果。第(1) 列和第(2) 列分別報(bào)告了婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)是否上過高中的影響。第(1) 列的結(jié)果顯示，婚姻市場(chǎng)性別比本身的系數(shù)不顯著，說明婚姻市場(chǎng)性別比失衡對(duì)城鎮(zhèn)女性的受教育程度沒有影響?；橐鍪袌?chǎng)性別比和男性虛擬變量交叉項(xiàng)的系數(shù)是2.602 (在1%水平下顯著)，意味著婚姻市場(chǎng)性別比每上升1 個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使城鎮(zhèn)男性上高中的概率相對(duì)提高2.602 個(gè)百分點(diǎn)，預(yù)計(jì)相對(duì)于女性上升5.2 個(gè)百分點(diǎn)，相對(duì)于樣本均值上升7.7%。第(2) 列在第(1) 列的基礎(chǔ)上控制了出生年份×出生省份固定效應(yīng)，交叉項(xiàng)的系數(shù)和顯著性與第(1) 列相比沒有明顯變化。第(3)、(4) 列和第(5)、(6) 列的結(jié)果顯示，婚姻市場(chǎng)性別比增加了男性相對(duì)女性上大學(xué)和上本科的概率。根據(jù)第(4) 列和第(6) 列的結(jié)果，婚姻市場(chǎng)性別比每上升1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，城鎮(zhèn)男性上大學(xué)和上本科的概率相對(duì)于女性分別上升4.1 和3.2 個(gè)百分點(diǎn)，相對(duì)于樣本均值上升9.0%和11.7%。

表2 婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)受教育程度的影響(城鎮(zhèn)樣本)

出生性別比對(duì)城鎮(zhèn)樣本受教育水平的影響結(jié)果顯示，出生性別比與男性虛擬變量的交叉項(xiàng)對(duì)是否上過大學(xué)和是否上過本科的影響不顯著，對(duì)是否上過高中的影響顯著，但是回歸系數(shù)的絕對(duì)值比婚姻市場(chǎng)性別比小。與前文結(jié)果相比，交叉項(xiàng)系數(shù)有所下降，降幅達(dá)65.8%，說明與子女出生年份接近的出生隊(duì)列的性別比對(duì)城鎮(zhèn)家庭人力資本投資行為影響較小。綜上所述不管是城鎮(zhèn)樣本還是農(nóng)村樣本，父母都是依據(jù)觀察到的婚姻市場(chǎng)供求情況預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)的供求狀況，從而決定子女的受教育水平。

3.城鄉(xiāng)差異的原因: 家庭預(yù)算約束?

為何性別比失衡對(duì)教育的影響在城鎮(zhèn)和農(nóng)村結(jié)果不同? 我們認(rèn)為一種可能的影響機(jī)制是家庭預(yù)算約束。由于結(jié)婚需要支付必要的物質(zhì)成本，包括建造或者購(gòu)買婚房、給女方的彩禮以及舉辦婚禮的費(fèi)用。通常，絕大多數(shù)成本由男方家庭承擔(dān)。我國(guó)農(nóng)村家庭的財(cái)富水平一般而言低于城鎮(zhèn)家庭，農(nóng)村家庭需要兒子盡早開始工作才能夠攢夠結(jié)婚相關(guān)的費(fèi)用，因此讓兒子提早就業(yè)在婚姻市場(chǎng)上的邊際收益較高。而城鎮(zhèn)家庭的財(cái)富水平相對(duì)較高，利用家庭的積蓄一般能夠支付結(jié)婚的必要成本，因此讓兒子就業(yè)賺錢的邊際收益相對(duì)低一些。為了檢驗(yàn)家庭預(yù)算約束的作用，我們按照父母的受教育水平分組進(jìn)行回歸。這是因?yàn)楦改甘芙逃潭饶軌蛴行ьA(yù)測(cè)家庭財(cái)富水平(Card，2001)，并且不會(huì)受到子女當(dāng)前婚姻狀態(tài)的干擾。

我們將父母受教育程度在初中及以下定義為低教育水平，將高中及以上學(xué)歷定義為高教育水平，檢驗(yàn)性別比失衡對(duì)子女受教育程度的影響是否因父母的受教育水平不同而存在差異，結(jié)果如表3 所示。面板A 為使用父母低教育水平的樣本進(jìn)行回歸得到的結(jié)果。面板A 第(1) 列和第(2) 列的結(jié)果顯示，婚姻市場(chǎng)性別比和男性虛擬變量交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，且在10%或者5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說明在父母低教育水平樣本中，婚姻市場(chǎng)性別比降低了男性相對(duì)女性上高中的概率。面板B 為使用父母高教育水平的樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果?；橐鍪袌?chǎng)性別比和男性虛擬變量交叉項(xiàng)對(duì)是否上過高中和大學(xué)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明在父母教育水平較高的樣本中，性別比提高了男性相對(duì)女性上高中和上大學(xué)的概率。這一結(jié)果意味著城鄉(xiāng)差異的背后原因可能是家庭預(yù)算約束。

表3 婚姻市場(chǎng)性別比對(duì)受教育程度的影響(按父母受教育程度分組)

(續(xù)表)

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分的回歸結(jié)果請(qǐng)見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

如前文所述，可能存在隨省份—出生年份變動(dòng)并且對(duì)男孩和女孩有不同影響的因素，如果這些因素與我們的交叉項(xiàng)相關(guān)，可能導(dǎo)致交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)有偏。其中一個(gè)潛在的遺漏變量是男孩偏好。男孩偏好可能會(huì)導(dǎo)致家庭人力資本投資上的性別差距，如果性別比與男孩偏好正相關(guān)，會(huì)使得的估計(jì)結(jié)果被高估。另一個(gè)潛在的遺漏變量是家庭生育子女?dāng)?shù)量。人口性別比失衡是跟生育水平密切關(guān)聯(lián)的，而生育水平也會(huì)影響家庭人力資本投資決策，這種影響對(duì)不同性別的孩子可能存在差異。

為了解決由于男孩偏好或者家庭生育子女?dāng)?shù)量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，首先，我們采用控制變量的方法，將男孩偏好、家庭子女?dāng)?shù)量以及這兩項(xiàng)分別與男性虛擬變量的交叉項(xiàng)作為控制變量加入模型(1) 和模型(2) 中。結(jié)果顯示，不管是農(nóng)村樣本還是城鎮(zhèn)樣本，控制男孩偏好、家庭子女?dāng)?shù)量以及交叉項(xiàng)后，主要的回歸結(jié)果基本不變。接下來，我們將家庭男孩偏好和子女?dāng)?shù)量作為模型(1) 和模型(2) 的被解釋變量，直接估計(jì)婚姻市場(chǎng)性別比是否對(duì)男性和女性所在家庭的男孩偏好和子女?dāng)?shù)量有不同影響。結(jié)果顯示，不論是農(nóng)村樣本還是城鎮(zhèn)樣本，在所有的回歸設(shè)定下，婚姻市場(chǎng)性別比與男性虛擬變量的交叉項(xiàng)對(duì)男孩偏好和家庭子女?dāng)?shù)量的影響都是不顯著的。這說明在本文的回歸設(shè)定下，性別比對(duì)家庭男孩偏好和子女?dāng)?shù)量的影響與樣本的性別無關(guān)。以上結(jié)果極大地減輕了我們對(duì)性別比的內(nèi)生性問題的擔(dān)憂。

五、結(jié) 論

本文研究面對(duì)性別比失衡，父母如何選擇子女的受教育水平。我們首先從理論上分析了當(dāng)婚姻市場(chǎng)性別比失衡時(shí)，父母采取不同選擇的成本和收益；接下來利用性別比失衡對(duì)男性和女性的相對(duì)影響不同以及性別比失衡在地區(qū)和時(shí)間層面的差異，識(shí)別了婚姻市場(chǎng)性別比失衡對(duì)農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本受教育程度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)婚姻市場(chǎng)性別比失衡程度加深時(shí)，農(nóng)村男性顯著降低了受教育水平，不管是在絕對(duì)意義上還是相對(duì)于農(nóng)村女性。相反，城鎮(zhèn)男性顯著提高了受教育水平，城鎮(zhèn)女性的受教育水平不受影響。為何性別比失衡對(duì)教育的影響在城鎮(zhèn)和農(nóng)村結(jié)果不同? 我們認(rèn)為一種可能的影響機(jī)制是家庭預(yù)算約束。為了檢驗(yàn)家庭預(yù)算約束的作用，我們按照父母的受教育水平分組進(jìn)行回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于父母教育水平較低的樣本，性別比失衡降低了男性相對(duì)教育水平；對(duì)于父母教育水平較高的樣本，性別比失衡提高了男性相對(duì)教育水平。這一結(jié)果說明，城鄉(xiāng)差異的原因可能是家庭預(yù)算約束。這意味著性別比失衡擴(kuò)大了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高和較低男性人力資本的差距。

在前文的分析中，我們假設(shè)父母通過觀察當(dāng)子女上初中時(shí)婚姻市場(chǎng)上適婚男女的供求情況，預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)性別比，并據(jù)此決定是否支持孩子完成高中或者更高的教育水平。這個(gè)前提暗含的假設(shè)是，父母依據(jù)當(dāng)前婚姻市場(chǎng)的供求情況預(yù)測(cè)子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)的供求狀況。然而，我國(guó)適婚年齡人口的性別比在較長(zhǎng)時(shí)間將呈現(xiàn)快速上升的態(tài)勢(shì)，依據(jù)當(dāng)前的婚姻市場(chǎng)供求情況預(yù)測(cè)數(shù)十年后婚姻市場(chǎng)的供求狀況可能會(huì)造成嚴(yán)重的低估。那么，父母是否會(huì)觀察與子女出生年份相近的出生隊(duì)列的性別比從而調(diào)整人力資本投資決策呢? 為了回答這個(gè)問題，我們假定子女在平均結(jié)婚年齡結(jié)婚，構(gòu)建了真實(shí)的婚姻市場(chǎng)性別比，即子女出生當(dāng)年和前后五年出生的人口性別比，研究其對(duì)子女教育水平的影響。我們發(fā)現(xiàn)，父母更有可能在子女上初中時(shí)依據(jù)當(dāng)時(shí)的婚姻市場(chǎng)適婚男女的供求情況判斷子女結(jié)婚時(shí)婚姻市場(chǎng)的供求狀況，而不是根據(jù)與子女出生年份相近的出生隊(duì)列的性別比，雖然后者更接近子女結(jié)婚時(shí)真實(shí)的婚姻市場(chǎng)性別比。由于我國(guó)性別比失衡在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，父母的預(yù)測(cè)傾向于低估子女結(jié)婚時(shí)適齡女性缺少的程度，這意味著當(dāng)前的人力資本水平可能偏離家庭合意的水平。