謝永祥

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

一、問題的提出

關(guān)于同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對個體教育獲得的影響，既有研究已進行了豐富探討。學(xué)者對同胞數(shù)量與個體受教育程度的關(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，個體受教育程度愈低。[1-4]但在中國社會情境下，同胞數(shù)量對教育獲得的持續(xù)負(fù)效應(yīng)并不存在，政策變遷影響了教育機會總量與教育成本，進而影響了家庭教育動機與教育投資能力，導(dǎo)致不同時期同胞數(shù)量對教育獲得的影響存在差異。[5]同樣，來自馬來西亞的研究發(fā)現(xiàn)，在年長年齡組中，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]

更多研究開始關(guān)注同胞性別結(jié)構(gòu)對不同性別教育獲得的非對稱性影響。同胞性別結(jié)構(gòu)是對同胞數(shù)量的進一步細(xì)化，可以操作化為兄弟數(shù)與姐妹數(shù)。既有文獻形成兩類結(jié)論：其一，同胞性別結(jié)構(gòu)對不同性別教育獲得沒有非對稱性影響[7-10]，這類文獻大多以美國或西歐等國為研究背景。其二，同胞性別結(jié)構(gòu)對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，中國家庭普遍存在重男輕女觀念，家庭中的女孩較早進入勞動力市場獲得收入以支持家庭，或在家庭內(nèi)輔助父母勞動以減輕父母負(fù)擔(dān)，以便家庭內(nèi)較小的男孩獲得教育機會。因此同胞性別結(jié)構(gòu)對女性教育獲得的負(fù)效應(yīng)更大，家庭中增加的姐妹并沒有稀釋家庭資源，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)注個體的受教育程度或某一階段教育獲得。教育是一個過程，不同學(xué)段的教育直接成本、機會成本、升學(xué)成功概率與教育收益相差較大，這些勢必會影響家庭教育決策。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)對個體和不同性別教育獲得的影響。

基于此，本文的研究問題是：同胞數(shù)量與同胞性別結(jié)構(gòu)對個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)有研究對同胞數(shù)量與教育獲得關(guān)聯(lián)模式的主要解釋機制為資源稀釋假設(shè)（Resource Dilution Hypothesis）。該理論假設(shè)由美國學(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，與外界接觸的機會[1]?？傮w而言，這些家庭資源可以劃分為物質(zhì)財產(chǎn)（material assets）與非物質(zhì)財產(chǎn)（nonmaterial assets），前者包括對孩子的經(jīng)濟投入與為孩子營造的學(xué)習(xí)環(huán)境，后者包括父母對孩子投入的時間、關(guān)注與情感支持 。[5]我國學(xué)者張月云、謝宇將非物質(zhì)財產(chǎn)進一步細(xì)化，將家庭資源劃分為三類：其一，經(jīng)濟投入資源，包含年教育投入、購買課外輔導(dǎo)服務(wù)與專門教育儲蓄；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)境與對孩子的教育期望。[22]既有文獻大多運用資源稀釋假設(shè)來解釋研究結(jié)論，但缺乏對該理論的直接檢驗。美國學(xué)者唐尼（Downey B D.）使用1988 年美國教育追蹤調(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個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進一步分析該問題。理性行動理論認(rèn)為個體選擇繼續(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)險與教育收益三個因素。[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)量對家庭資源的稀釋作用增強。同時，在初中升高中階段，篩選機制加強，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會，使得同胞數(shù)量對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)量對個體升學(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)險進一步提高，但大學(xué)文憑的勞動力市場價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)量對個體升學(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會，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)量對不同性別子女的不同效應(yīng)。

從同胞性別結(jié)構(gòu)來看，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)對個體升學(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)對個體升學(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。該假定對中國社會是不適用的。不少基于中國社會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。第一，經(jīng)濟原因。貝克爾（Becker G S.）和托姆斯（Tomes N.）認(rèn)為父母為了實現(xiàn)家庭利益最大化，優(yōu)先投資那些在勞動力市場中教育回報率較高的孩子。由于勞動力市場存在性別歧視，男性的教育回報高于女性，因此男性比女性更有機會獲得教育投資。[26]第二，社會文化觀念。中國社會深受父權(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，且女性往往較早進入勞動力市場獲得收入，以支持弟弟接受教育，實現(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制可以體現(xiàn)為三個方面：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，故無需接受教育；其次，受父權(quán)制文化影響的家庭有更強的生育意愿，在子女?dāng)?shù)量較多且家庭資源比較匱乏時，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化過程，在此過程中女孩的受教育期望遭遇不利影響[25]。

其實，我們可以將以上兩種解釋結(jié)合起來，即在中國社會中，父母為避免有限的家庭資源因同胞數(shù)量而稀釋，為發(fā)揮資源的最大效益，往往將家庭資源集中起來，使家庭中男性獲得更多教育。這是社會文化觀念所致，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)段來看，同胞數(shù)量對性別間教育獲得的非對稱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，教育成本和機會成本較低，成功升學(xué)概率較高，父母盡可能使每個孩子接受同等教育；但在初中升高中階段，教育成本和機會成本大幅度提高，成功升學(xué)概率降低，但教育收益并沒有顯著提升。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)險進一步提高，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)量對性別間教育不平等的影響增強。

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)量對性別間教育不平等的影響降低。

且從同胞性別結(jié)構(gòu)來看，進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)對性別間教育不平等的影響增強，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)

本研究通過分析2008 年中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey, CGSS）（簡稱CGSS2008）數(shù)據(jù)來檢驗研究假設(shè)。CGSS2008 采用多階段隨機抽樣方法，在全國28 個省市的農(nóng)村和城市地區(qū)收集了一個容量為6000 人的全國代表性樣本，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間、是否畢業(yè)以及學(xué)校等級等信息。需要說明的是，使用CGSS2008 數(shù)據(jù)也是為了與同樣使用該數(shù)據(jù)的現(xiàn)有研究進行對比[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（如家庭社會經(jīng)濟地位）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、職高和技校）和高中升大學(xué)三個階段。故本研究有三個結(jié)果變量，且均為兩分變量，進入某一學(xué)段賦值為1，未進入某一學(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)。前者的測量指標(biāo)為受訪者曾經(jīng)擁有過的所有同胞數(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）家庭社會經(jīng)濟地位。既有研究表明家庭社會經(jīng)濟地位對個體教育獲得產(chǎn)生重要影響。[28-29]本研究中家庭社會經(jīng)濟地位的測量指標(biāo)為被調(diào)查者14 歲時所在家庭的社會經(jīng)濟等級，該變量取值介于1—10之間，分?jǐn)?shù)越高，家庭社會經(jīng)濟地位越低。

（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，未受過教育 = 0，私塾 = 3，小學(xué) = 6，初中 = 9，高中（包括三校生）= 12，大專 = 15，本科 = 16，研究生及以上 = 19。

（3）升學(xué)前戶籍身份。戶口性質(zhì)對個體教育獲得產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。[31-33]CGSS2008 詢問了被調(diào)查者詳細(xì)的戶口信息，包括被調(diào)查時戶口狀況、非農(nóng)戶口獲得時間等，升學(xué)前為農(nóng)業(yè)戶口作為參照組。

（4）14 歲時主要居住地。此控制變量分為農(nóng)村、縣鎮(zhèn)與城市三類，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)級別越高，學(xué)校數(shù)量越多，質(zhì)量越高，教育設(shè)施越先進。[34]

（5）初中、高中學(xué)校地點。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、高中重點學(xué)校。研究表明學(xué)校質(zhì)量對個體教育獲得產(chǎn)生重要影響。[27，34]本文以非重點學(xué)校為參照組。

（7）民族。已有研究表明，民族身份對教育獲得也產(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)三個升學(xué)時期。依據(jù)已有研究，將升學(xué)歷史時期劃分為兩個階段，分別為1978—1991 年和1992—2008 年，以1978—1991 年為參照組。若成功進入某一入學(xué)階段，升學(xué)時間以進入該階段的入校時間為準(zhǔn)；若未能進入某一入學(xué)階段，升學(xué)時間則以上一階段的畢業(yè)時間為準(zhǔn)。[27]

各個學(xué)段的有效樣本量及相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計表

（三）統(tǒng)計模型

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，因此本文使用二項邏輯斯蒂模型對研究假設(shè)進行檢驗。但在分析同一模型不同樣本（交互效應(yīng)）時，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)對個體教育獲得以及對不同性別教育獲得的非對稱性影響，并考察這些影響如何伴隨學(xué)段而變化。每個學(xué)段有四個模型，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)量與性別變量對個體教育獲得產(chǎn)生顯著的負(fù)效應(yīng)。具體來說，在控制其他因素的情況下，家庭內(nèi)每增加一個兄弟姐妹，個體進入初中的幾率降低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)量對男性升入初中沒有負(fù)效應(yīng)，性別的主效應(yīng)表明在獨生子女家庭中，成功升入初中的幾率沒有顯著性別差異，女性與男性擁有同等初中教育機會。交互項系數(shù)為負(fù)向顯著，表明家庭內(nèi)每增加一個兄弟姐妹，女性進入初中的幾率比男性低1.6%，說明同胞數(shù)量對女性的負(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)來看，模型3 顯示兄弟數(shù)對家庭內(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個體初中教育機會獲得沒有影響，而家庭內(nèi)每增加一個弟弟或妹妹，個體進入初中的幾率分別降低26.7%、19.3%。① 限于篇幅，在論文中沒有報告兄、弟、姐、妹對個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)對個體升入初中的影響沒有顯著的性別差異。

（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。具體來說，在保持其他變量不變的情況下，家庭內(nèi)每增加一個兄弟姐妹，個體進入高中的幾率降低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)每增加一個兄弟姐妹，女性進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)來看，模型3 顯示兄弟數(shù)對個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)每增加一個兄弟，個體升入高中的幾率降低13.8%；而每增加一個姐妹，個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)每增加一個兄弟姐妹，個體進入大學(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)進一步增強，假設(shè)1b 沒有得到支持。在這一階段，性別變量不顯著，表明女性與男性擁有同等機會進入大學(xué)。模型2 的同胞數(shù)量與性別交互項不顯著，說明在大學(xué)教育獲得方面，同胞數(shù)量對女性無額外負(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)對學(xué)生升入大學(xué)的影響沒有顯著的性別差異，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)對性別間教育不平等的影響也增強，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會。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，兄弟數(shù)負(fù)效應(yīng)降低。同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)對女性亦無負(fù)效應(yīng)，表明雖然教育成本與升學(xué)風(fēng)險進一步提升，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)教育機會。

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)對個體與不同性別個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)對個體教育獲得的負(fù)效應(yīng)增強，兄弟數(shù)的負(fù)效應(yīng)先增強后減弱。從不同性別來看，同胞數(shù)量、兄弟數(shù)、姐妹數(shù)對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)對個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會，特別是有兄弟的女孩的受教育機會。而到了高中升大學(xué)階段，雖然教育成本與升學(xué)風(fēng)險進一步提升，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)教育機會。

已有研究表明：隨著入學(xué)階段提升，家庭社會經(jīng)濟地位、文化背景與性別變量對教育獲得的影響不斷降低。[25，27，37]本研究的實證結(jié)果也能驗證這一結(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教育獲得的影響先上升后下降，說明這些因素對教育成本、升學(xué)風(fēng)險與教育收益的變化比較敏感。

本文的主要貢獻在于以下兩個方面：其一，從理論上來看，基于美國和西歐社會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。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，且每個孩子受到的稀釋作用相同，而本研究認(rèn)為在中國并不是家庭內(nèi)所有孩子的資源都遭到稀釋，甚至可能出現(xiàn)資源集中局面，即父母放棄女兒的教育機會，使女兒較早進入勞動力市場以支持弟弟繼續(xù)接受教育。其二，從研究問題上來看，本文將因變量設(shè)定為不同學(xué)段的教育獲得，動態(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政投入能夠有效降低家庭經(jīng)濟收入對學(xué)生學(xué)業(yè)成就的影響，促進教育結(jié)果公平。[38]基于本文研究發(fā)現(xiàn)，我們認(rèn)為隨著我國生育政策的不斷放開和家庭同胞數(shù)量的增多，需要各級政府進一步加大公共教育投資以降低家庭資源約束對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)村家庭與劣勢家庭女性的教育機會。此外，2021 年10 月23 日通過的《中華人民共和國家庭教育促進法》要求“未成年人的父母或者其他監(jiān)護人不得因性別、身體狀況、智力等歧視未成年人”。因此需強化家庭性別平等觀念，尤其是在農(nóng)村家庭與劣勢家庭，需通過提高女性教育投資，進一步促進性別間教育平等。

本文的缺陷在于將被調(diào)查者的升學(xué)時期劃分為1978—1991 年和1992—2008 年兩個時期，以控制制度變遷對個體教育獲得的影響。但這種分類比較粗糙，無法排除獨生子女政策、義務(wù)教育政策和高等教育擴招政策的干擾。