吳云雁

（江漢大學(xué)商學(xué)院，武漢 430056）

一、問題的提出

2022 年中國人口進入負增長時代，據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，2016—2022 年總出生人口數(shù)分別為1786、1723、1523、1465、1202、1062、956 萬人，總體出生人口規(guī)模的下降趨勢非常明顯。這個結(jié)果遠遠低于普遍二孩政策放開前的大多數(shù)人口研究預(yù)測與政策預(yù)期，表明中國確實進入了低生育率時代——普遍二孩政策放開并沒有導(dǎo)致中國生育率的規(guī)模性反彈。其緣由除了一部分適齡生育人群的自我憂慮（房奴、車奴、健康）外，主要擔(dān)心來自養(yǎng)育子女的憂慮——認為一個孩子已經(jīng)養(yǎng)活得很艱難，從小學(xué)到中學(xué)再到大學(xué)，教育負擔(dān)過重一定是“養(yǎng)不起”兩個孩子，當(dāng)然，也有不少人是基于時間、精力有限，認為兩個孩子在照顧上有困難。由此衍生“養(yǎng)不起”的說法在育齡婦女及其家庭成員中廣泛流傳。教育社會學(xué)的資源稀釋理論是對這種經(jīng)驗現(xiàn)象的簡約概括，也就是說父母往往是由于擔(dān)心子女的教育質(zhì)量（負擔(dān)不起其投入）而不生育。但筆者認為，中國放開二孩、三孩政策并不僅僅是基于宏觀的勞動力市場等背景，也是更科學(xué)的人口演變與家庭發(fā)展的微觀需求，即對孩子全面成長與家庭健康發(fā)展更為有利。在目前中國取消計劃生育轉(zhuǎn)向自主生育的背景下，很多家長基于“養(yǎng)不起”而放棄生育二孩，是受資源稀釋論、數(shù)量與質(zhì)量權(quán)衡論等理論“暈輪效應(yīng)”影響而形成的過慮、過憂心理，是在原獨生子女政策條件下長期規(guī)訓(xùn)的一種思維定勢，是對中國理想生育模式與理想家庭人口規(guī)模理性認識的缺席。此文擬通過實證研究辯證之。

二、文獻綜述

隨著現(xiàn)代化進程的到來與加深，自20 世紀中葉，子女?dāng)?shù)量對子女教育結(jié)果是否構(gòu)成影響以及這種有無影響的邏輯與原因一直深受經(jīng)濟學(xué)、教育學(xué)、社會學(xué)的關(guān)注。

（一）子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量權(quán)衡論的提出

發(fā)達國家普遍證明多子女家庭由于家庭資源被稀釋進而導(dǎo)致多子女家庭的平均受教育情況劣于少子女家庭，最早證明孩子數(shù)量與其平均質(zhì)量關(guān)系的研究來自貝克爾與劉易斯（Gary S.Becker & H.Gregg Lewis，1973）［1］。具體結(jié)論如圖1 所示。

圖1 貝克爾關(guān)于子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量的關(guān)系圖

圖1當(dāng)中的Z1 曲線代表在綜合預(yù)算約束的條件下，家庭資源分配給每一個孩子的資源（包括財富、時間等）。生育數(shù)量越多，單個孩子資源量越少，Z 曲線代表孩子數(shù)量對質(zhì)量影響的相對“價格”。曲線U1 表示家庭偏好，一個家庭最優(yōu)生育數(shù)量與質(zhì)量的組合就是A。一個家庭沒有足夠多的資源，但“偏好”更多的孩子，導(dǎo)致組合點走到A'，即子女?dāng)?shù)量增加、質(zhì)量下降。如果一個家庭資源量較為豐富，組合結(jié)果可能是B。

（二）以支持與印證為主的經(jīng)驗跟蹤

最早明確提出資源稀釋論的是布萊克，其1981 年題為《家庭規(guī)模與子女質(zhì)量》論文基于驗證“那些為了提高子孫質(zhì)量而有意減少生育的夫婦所做的決策是正確的嗎”這一命題，用美國白人家庭成年人的教育獲得、青少年的高等教育為因變量，驗證了子女?dāng)?shù)量多的家庭確實對子女教育質(zhì)量存在不利影響的假設(shè)。這種“不利”具體表現(xiàn)在父母的時間、精力、情感以及父母的物質(zhì)財富方面在親子互動中的影響。而子女較少的家庭中，父母更傾向于讓孩子較早地從事閱讀和培育其文化追求，這一點對其后來的教育獲得具有重要意義（Judith Blake，1981）［2］。后續(xù)研究表明，教育獲得會進一步影響職業(yè)獲得（Kevin Marjoribanks，2002）［3］、財富積累（Lisa A. Keister，2003）［4］等更多因素。鮑威爾與斯蒂曼則關(guān)注生育間隔對教育質(zhì)量的影響，其論文《生育間隔的親緣密度與教育獲得》以獲得高中教育及以上文化程度者為樣本，證實了生育間隔越長越有利于教育獲得，生育間隔短容易導(dǎo)致家庭資源分配的緊張進而不利于子女的教育獲得（Brian Powell&Lala Carr Steelman，1993）［5］。

還有研究表明，從19 世紀的歐洲到20 世紀的發(fā)展中國家，大規(guī)模家庭普遍對子女質(zhì)量產(chǎn)生消極影響（Martin Dribe，Cameron Campbell，Jan Van Bavel，2012）［6］，而且傾向于表明19 世紀晚期以來的生育率下降對于20 世紀人力資本高度乃至經(jīng)濟發(fā)展高度都起到了一場溫和但絕對不可忽視的重要貢獻（Timothy J. Hatton，2017）［7］。資源稀釋理論在教育界乃至整個社會科學(xué)界受到廣泛關(guān)注。

（三）以質(zhì)疑與爭辯為主的經(jīng)驗研究

在支持資源稀釋的經(jīng)驗研究中，漢努塞克的調(diào)查算是一座里程碑式的文獻。漢努塞克通過對印第安納家庭的子女人群研究發(fā)現(xiàn)，孩子的學(xué)業(yè)成績跟兄弟姐妹數(shù)量存在明顯的負相關(guān)，但與其出生排序并不存在明顯相關(guān)（Eric A.Hanushek，1992）［8］。

來自欠發(fā)達國家的相關(guān)實證研究更多的結(jié)果是對資源稀釋論的質(zhì)疑與多元化結(jié)論。安格瑞斯利用以色列的雙胞胎人口數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)兄弟姐妹數(shù)量與其教育獲得之間并無明顯關(guān)系，與其成年后的成就同樣不存在明顯關(guān)系（Joshua Angrist& Analia Schlosser，2006）［9］。來自印度尼西亞的經(jīng)驗表明沒有兄弟姐妹或只有一個兄弟姐妹的調(diào)查對象平均受教育年限比那些2 至7 個兄弟姐妹的調(diào)查對象的教育水平平均低一年以上，而2 至7 個兄弟姐妹的調(diào)查對象受教育水平平均低于8 個兄弟姐妹以上者的受教育水平，同時城鄉(xiāng)的分組比較還顯示，在城市內(nèi)部或鄉(xiāng)村內(nèi)部各年齡組，4 個兄弟姐妹及以下者的平均受教育水平要低于5 個及以上兄弟姐妹的人群（Vida Maralani，2008）［10］。來自朝鮮和越南的實證調(diào)查證據(jù)表明，在多子女的大規(guī)模家庭中，子女增多會降低投放到每個孩子身上的教育成本，尤其是可以減少私人教育的投資（Jungmin Lee，2008；Hai Anh H.Dang&F.Halsey Rogers，2015）［11-12］。

有學(xué)者研究證實家庭規(guī)模的增長會促進男孩子勞動能力的提升與年輕女性做家務(wù)的能力，但在人力資本（教育）的獲得上確實呈現(xiàn)負相關(guān)。有文獻對巴西的研究發(fā)現(xiàn)，兄弟姐妹多的家庭反而會由于勞動力充足而減少童工現(xiàn)象的發(fā)生，從而提高適齡兒童的上學(xué)出勤率（Vladimir Ponczek&Andre Portela Souza，2012）［13］。

在相關(guān)質(zhì)疑的經(jīng)驗研究中，有的學(xué)者是將全部兄弟姐妹的教育信息作為因變量，有的是將調(diào)查對象本人的教育作為因變量。雖然這種比較只是將調(diào)查對象看作兄弟姐妹成員的一個二次抽樣進行的比較，存在一定的數(shù)據(jù)不周全，但由于整體樣本是隨機的，調(diào)查對象的性別、出生順序均無特定選取，其統(tǒng)計結(jié)果仍然是對資源稀釋理論形成挑戰(zhàn)。

（四）中國的經(jīng)驗論證

資源稀釋理論也有中國的經(jīng)驗驗證。有學(xué)者認為，中國在政策設(shè)計層面經(jīng)歷了城鄉(xiāng)平等、男女平等、刺激經(jīng)濟等多重政策的調(diào)整，而這些政策的實施交替性地減少或提升教育資源的競爭程度，同樣也相應(yīng)地減少或提升兄弟姐妹數(shù)量對教育獲得的影響（Yao Lu & Donald J. Treiman，2008）［14］。吳愈曉的研究直接驗證了資源稀釋的觀點（吳愈曉，2013）［15］。葉華、吳曉剛的研究結(jié)果則表明生育數(shù)量減少直接促進了男女教育的平等（葉華、吳曉剛，2011）［16］。

“ The Effect of Family Size on Education：New Evidence from China’s One Child Policy”一文以中國獨生子女政策為外生變量，發(fā)現(xiàn)移民到美國的中國家庭中那些受中國獨生子女政策生育實施后而只有一個孩子的家庭，其教育獲得遠遠高于那些其他東亞國家移民家庭（Laura M. Argys &Susan L. Averett，2015）［17］，由此進一步證明了子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量權(quán)衡論的觀點。

綜合來看，資源稀釋理論的核心觀點有三：第一，認為家庭資源有限，孩子越多，平均分配給每個孩子的資源量就越少，進而對孩子的教育獲得產(chǎn)生負面影響；第二，在教育過程中的表現(xiàn)：孩子數(shù)量與其教育期望、學(xué)習(xí)成績成反比；第三，從結(jié)果來看，兄弟姐妹越多，平均受教育水平越低。

（五）文獻評論與研究假設(shè)

綜合各相關(guān)文獻可以看出，資源稀釋理論中的“資源”包括：一是家庭居住資源、生活必需品、文化環(huán)境等；二是父母對孩子的關(guān)注與教導(dǎo)方面的時間與精力等，但不包括教育方式方法。所以，資源稀釋論存在以下問題：

1.“資源”界定局限于家庭內(nèi)部資源

資源稀釋論將資源簡化為家庭所具有的各種資源并缺少對家庭資源量級的分類研究。雖然家庭資源的研究從物質(zhì)條件擴展到父母的時間、精力、社會交往機會等非物質(zhì)條件，但總體缺乏對經(jīng)濟與社會結(jié)構(gòu)的宏觀差異的分析。而在中國的教育變遷過程中，一方面是總體教育規(guī)模與質(zhì)量都在提升，但另一方面教育不平等的階層差異、城鄉(xiāng)差異等先賦因素作為結(jié)構(gòu)性制約（劉精明，2008；李春玲，2014）［18-19］一直在進行不平等的社會再生產(chǎn)。

2. 教育發(fā)展程度與市場化程度對資源稀釋應(yīng)有影響

中國高等教育引入學(xué)費機制是1989 年（秦行音，2003）［20］，社會力量辦學(xué)、擇校等市場化改革與家庭對子女教育的成本明顯上升也是1990年代初開始。按此推算，1980 年及以后出生的人群受教育市場化改革的影響，資源稀釋效應(yīng)應(yīng)該更為明顯。結(jié)合中國經(jīng)濟與社會變遷的實際過程，1950 年代的人是新中國成立的一代人，1960 年代的人是青少年時期經(jīng)歷“文革”的一代人，1970 年代的人是從計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)向改革開放的一代，1980 年代是經(jīng)歷中國高等教育擴招的一代。因此，我們將教育發(fā)展水平與市場化程度的影響操作化為代際的差異。

3.“線性假設(shè)”

資源稀釋理論在建構(gòu)論證模型的過程中都是將“子女?dāng)?shù)量”作為“數(shù)值型”的自變量納入統(tǒng)計，回歸大多采用最小二乘法，這樣就導(dǎo)致子女?dāng)?shù)量1 至2 的變化與2 至3 的變化是“等值”效應(yīng)。筆者認為“線性假設(shè)”存在兩個問題：一是線性假設(shè)基于變量的連續(xù)數(shù)值型變化為前提，但實際上生育子女?dāng)?shù)量這一問題不適合作為數(shù)值型連續(xù)變量處理，因為現(xiàn)代化社會中人們的生育意愿普遍降低，中國人的理想子女?dāng)?shù)一直處于下降趨勢，特別是21 世紀以來，“兒女雙全”的二孩生育意愿成為社會主流趨勢，平均理想子女?dāng)?shù)基本穩(wěn)定在1.6 至1.8 人之間（侯佳偉等，2011）［21］。二是線性假設(shè)基于實際不同數(shù)量的子女?dāng)?shù)變化的邊際效應(yīng)相同為前提，但實際子女?dāng)?shù)量變化引起的邊際效應(yīng)理應(yīng)不同，因為一個家庭中“父母及祖輩”所擁有的養(yǎng)育時間、精力乃至金錢、社會交往機會等資源最合適的養(yǎng)育子女?dāng)?shù)“理想值”不一定是“1”的情形下，子女?dāng)?shù)量引起的家庭應(yīng)對方式、情感需求與資源付出之關(guān)系乃是一個復(fù)雜的“動態(tài)”過程，而不是一個靜態(tài)的數(shù)量關(guān)系。雖然我們暫時還沒有相關(guān)數(shù)據(jù)去發(fā)現(xiàn)這一動態(tài)關(guān)系，但邊際效應(yīng)等同假設(shè)確實需要重新審視。最基本的一點——在同等家庭資源條件下，子女?dāng)?shù)量的少數(shù)增加并不一定顯現(xiàn)資源稀釋效應(yīng)。

三、研究方法

目前育齡婦女的主體構(gòu)成人口是“90 后”，加上部分“80 后”，他們擔(dān)憂的教育質(zhì)量還沒有經(jīng)過時間檢驗。因此，對生育子女的教育獲得情況等相關(guān)變量的需求，應(yīng)當(dāng)著重考慮50 后、60后、70 后到80 后代際人口的生育情況及其子女教育獲得的比較。因此，本研究選擇CFPS2010年成人問卷數(shù)據(jù)，其調(diào)查對象中家庭的子女教育獲得尤其是高等教育獲得的成就與成本往往是目前育齡婦女主體人群推算自己子女教育成本投入的參照。

（一）變量選取及操作化

由于調(diào)查問卷當(dāng)中兄弟姐妹一欄的信息是以調(diào)查對象本人為基點展開收集調(diào)查對象的哥哥、姐姐、弟弟、妹妹，所以我們是以調(diào)查對象本人及其所有兄弟姐妹的教育年限之平均值為因變量。父母信息、每個兄弟姐妹的性別、調(diào)查本人的出生年代等信息為自變量。

1.因變量

子女平均受教育水平

2.控制變量

（1）較高級管理者（2）較低水平管理者（3）常規(guī)非體力勞動者（4）有雇員的個體經(jīng)營者（5）沒有雇員的個體經(jīng)營者（7）體力勞動監(jiān)督人員（8）技術(shù)型的體力勞動者（9）半技術(shù)型和無技術(shù)的體力勞動者（10）農(nóng)場工人（11）農(nóng)民

*（1）和（2）合成（1）類即管理階層

*（3）轉(zhuǎn)為（2）類即常規(guī)非體力階層

*（4）、（5）、（7）合成（3）類即小業(yè)主、自雇者階層

*（8）合成（4）類即技術(shù)工人

*（9）轉(zhuǎn)為（5）類即非技術(shù)工人

*（10）、（11）合成（6）類即農(nóng)民

3.自變量

城鄉(xiāng)區(qū)域：將城鄉(xiāng)分野作為比較教育獲得的經(jīng)濟與社會結(jié)構(gòu)影響的綜合性指標，觀察教育獲得的城鄉(xiāng)差異，并與子女?dāng)?shù)量差異相比較。

父親職業(yè)：作為家庭階層地位的標志性指標，來分析家庭經(jīng)濟與社會地位階層指標的影響力與子女?dāng)?shù)量的影響力。

子女?dāng)?shù)量：利用子女受教育水平變量構(gòu)建。

家庭收入缺省的問題，本研究只考慮父親職業(yè)作為家庭經(jīng)濟與社會地位的核心指標。

（二）研究假設(shè)

依據(jù)文獻綜述和研究目的，本研究提出以下研究假設(shè)。

假設(shè)一：資源稀釋效應(yīng)在不同經(jīng)濟與社會地位的階層內(nèi)部呈現(xiàn)不同的結(jié)構(gòu)性差異。具體假設(shè)為：

1.1 基于城鄉(xiāng)比較而言，城市與農(nóng)村資源稀釋呈現(xiàn)不同，由于農(nóng)村資源量級更低，所以農(nóng)村家庭資源稀釋效果導(dǎo)致的子女教育獲得降低比城市更顯著。

1.2 在不同職業(yè)階層的家庭中資源稀釋效應(yīng)存在差異，越是低級階層的家庭資源稀釋效應(yīng)越明顯、邊界越提前。

假設(shè)二：從家庭的教育支出考慮，晚近的受教育人口比先前更容易出現(xiàn)資源稀釋效應(yīng)，即80 后受教育人口的資源稀釋應(yīng)該比50—70 后更為顯著。

假設(shè)三：資源稀釋出現(xiàn)的臨界點不是任意數(shù)值的增加，基于家庭成員的總體時間、財富等資源綜合量的最佳生育數(shù)而言，從1 個子女增加為2 個子女不一定會引起明顯的家庭資源稀釋效應(yīng)。

（三）樣本概況

本研究依據(jù)上述因變量與自變量的界定與選取，將含有缺少值的個案均刪除，剩余有效樣本為6873 個。在此樣本中，調(diào)查對象兄弟姐妹數(shù)最多的是11 個，即包含調(diào)查對象在內(nèi)“家庭子女最多的是12 個”；調(diào)查對象的兄弟姐妹數(shù)的平均值為2.7 個，標準差為1.162 個。調(diào)查對象及兄弟姐妹總體平均受教育年限（各兄弟姐妹受教育年限相加再除以其個數(shù)）平均值為8.95 年；標準差為3.95 年。

調(diào)查對象的父親平均受教育年限為5.82 年，標準差為4.624 年。這首先表明代際之間的教育變化非常大。

四、實證分析與發(fā)現(xiàn)

CFPS 數(shù)據(jù)中依據(jù)子女?dāng)?shù)量類型在平均受教育年限數(shù)值上的方差比較發(fā)現(xiàn)，獨生子女共1498 個個案，平均受教育年限為11.15 年，兩個兄弟姐妹者共1464 個個案，其兄弟姐妹平均受教育年限為9.79 年，三個兄弟姐妹者共1490 個個案，其三兄弟姐妹平均受教育年限為8.62 年，四個及以上兄弟姐妹者共2421 個個案，其四兄弟姐妹平均受教育年限為7.27 年。方差檢驗的F 值為381.22，Eta 系數(shù)為0.378，呈現(xiàn)顯著的較強相關(guān)性。但在控制其他社會結(jié)構(gòu)性的變量之后會怎么樣呢？

（一）分城鄉(xiāng)的子女?dāng)?shù)量與教育獲得比較

基于本研究假設(shè)比較子女?dāng)?shù)量增加引起的教育獲得的變化（受教育年限）情況。具體結(jié)果如表2 所示。

從表2 的模型結(jié)果可以看出，城鄉(xiāng)分別之后，資源稀釋在只控制區(qū)域差異與民族背景的情況下是顯著存在的。這種差異的具體分布如表3 所示。

通過表3 的數(shù)據(jù)我們可以發(fā)現(xiàn)，中國50 后、60 后、70 后、80 后四個代際的人口由于子女?dāng)?shù)量增加導(dǎo)致的受教育年限變化情況顯然是城鄉(xiāng)差距導(dǎo)致的差異更大，而子女?dāng)?shù)量引起的變化相對而言是很微弱的。由數(shù)據(jù)對比我們可以發(fā)現(xiàn)：

首先，城鄉(xiāng)差異導(dǎo)致的教育獲得差異占據(jù)主導(dǎo)地位，子女?dāng)?shù)量引起的教育獲得差異存在但非常微弱。從各類子女?dāng)?shù)的家庭總平均而言，教育獲得變量的城鄉(xiāng)差異平均值為4.25 年；就假設(shè)一而言，教育獲得的城鄉(xiāng)差異占據(jù)絕對主導(dǎo)地位。具體兩類教育獲得的差異如表4 與表5 所示。

其次，單純就資源稀釋導(dǎo)致的教育獲得變化而言，越是新生代際較晚的人口群體，其資源稀釋越明顯。尤其是80 后人群的資源稀釋現(xiàn)象較前面幾代人更為突出。對比統(tǒng)計模型可以看出這并不是子女?dāng)?shù)量少本身引起的，而是更復(fù)雜的經(jīng)濟與社會結(jié)構(gòu)因素的制約。

第三，從子女?dāng)?shù)量看城鄉(xiāng)差距的縮小?？v向變化趨勢顯示，從50 后至70 后三代人群中，城鄉(xiāng)差距基本穩(wěn)定，即在城鄉(xiāng)教育水平普遍提升的條件下，城鄉(xiāng)間的教育獲得差距仍然是“基本趨穩(wěn)”，但80 后人群的城鄉(xiāng)間教育獲得水平開始有交互、混合的趨勢，其實這是中國計劃生育政策的剛性邊界引起的，即中國的獨生子女政策對那些經(jīng)濟與社會地位高的階層約束更強，包括農(nóng)村的經(jīng)濟與社會地位高的階層約束也更強。實際上是經(jīng)濟與社會地位的結(jié)構(gòu)性因素通過計劃生育政策的約束剛性在起作用，這也是Laura M.Argys 與Susan L. Averett 研究的貢獻所在（Laura M.Argys&Susan L.Averett，2015）。

（二）家庭背景分野下的資源稀釋與教育獲得

本文應(yīng)用父母職業(yè)代表家庭背景。家庭背景職業(yè)分層后資源稀釋有的顯著，有的不顯著。具體如表6 所示。

表6顯示，首先，職業(yè)階層最低的農(nóng)民與非技術(shù)工人階層資源稀釋顯著，而且農(nóng)民作為最底層，資源稀釋程度高于非技術(shù)工人階層的家庭。這表明家庭資源量首先是影響稀釋的關(guān)鍵變量，階層越低越易形成資源稀釋。

其次，中間兩個階層（自雇、小業(yè)主與技術(shù)工人）資源稀釋不顯著，兩到三個孩子均不顯著。這說明在中等階層的家庭內(nèi)（把問卷中具體職業(yè)類型羅列出來——老師、醫(yī)生），生育2—3 個孩子不存在資源稀釋效應(yīng)。

第三，管理階層與常規(guī)非體力階層（同上羅列具體的職業(yè)）的不但不存在資源稀釋，子女?dāng)?shù)量反而與子女教育獲得呈現(xiàn)“正相關(guān)”，即在常規(guī)非體力階層中，兩個孩子的平均教育水平更高。在管理階層中，兩個、三個乃至更多的孩子都是“正”相關(guān)。這表明在較高階層的家庭中，子女?dāng)?shù)量多更有利于其教育獲得。

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時采用了迭代再加權(quán)的最小二乘法即IRLS 方法進行回歸分析。IRLS 方法第一次迭代從OLS 所得結(jié)果開始，如果一些觀察值影響過大，第一步回歸后排除，再用Huber 函數(shù)（給那些殘差更大的觀察案例更小的權(quán)數(shù)）計算每個觀察案例的權(quán)數(shù)并進行加權(quán)最小二乘法回歸?；貧w結(jié)果與表6 結(jié)果基本一致，這一步支持了本文的研究發(fā)現(xiàn)。囿于篇幅僅報告核心自變量結(jié)果，表6 中的控制變量均已控制，具體見表7。

由此，我們利用分類描述的辦法，以父親的職業(yè)類型作為家庭經(jīng)濟與社會地位的階層指示器，展現(xiàn)父親職業(yè)類型與子女教育平均受教育年限的交互分布情況。具體結(jié)果如表8 所示。

據(jù)表8 的數(shù)據(jù)可以推算，管理階層人群內(nèi)部的獨生子女增加為兩個子女，其平均教育年限減少1.70 年，增加到三個子女則減少0.98 年，增加到四個子女及以上則平均減少1.33 年?？傮w平均而言，從獨生子女增加到兩個、三個、四個及以上時，平均受教育年限減少徘徊在一年左右。所以，表8 的結(jié)果表明，除管理階層與常規(guī)非體力階層之間的差距與子女?dāng)?shù)量引起的教育獲得差距較為接近外，其他各階層之間的差距遠比子女?dāng)?shù)量之間的差距更為顯著。這充分說明，“父親職業(yè)”作為家庭經(jīng)濟與社會地位的階層指示器，在教育獲得上的影響力遠超過子女?dāng)?shù)量的影響。

（三）資源稀釋各代際間的模型比較

根據(jù)假設(shè)二，各代際之間的資源稀釋與教育獲得由于中國經(jīng)濟與社會變遷及教育市場化程度的變化應(yīng)該有所不同，其數(shù)據(jù)驗證結(jié)果如表9所示。

表9的模型統(tǒng)計顯示，50 后與60 后回歸系數(shù)呈現(xiàn)“正相關(guān)”，表明子女?dāng)?shù)量由一個增加到兩到三個，子女教育水平是“正”增加的，但70 后與80 后兩代是“系數(shù)”逐漸“負”向增加，即子女?dāng)?shù)量越多，教育水平越低。

穩(wěn)健性回歸的結(jié)果也支持了這一結(jié)論，具體見表10，僅報告核心自變量結(jié)果，其他控制變量已控制。

表1 樣本各基本變量的類型分布

表2 城鄉(xiāng)分野下的資源稀釋檢驗

表3 城鄉(xiāng)分野下的子女?dāng)?shù)量與教育獲得比較

表4 城市與農(nóng)村的資源稀釋效應(yīng)導(dǎo)致的教育獲得差異分布

表5 城鄉(xiāng)差異導(dǎo)致的教育獲得年限差異分布

表6 家庭背景分野下的資源稀釋

表7 家庭背景分野下的資源稀釋（穩(wěn)健回歸結(jié)果）

表8 父親職業(yè)與子女?dāng)?shù)量交互的教育獲得分布

表9 分代際的資源稀釋效應(yīng)

表10 分代際的資源稀釋效應(yīng)（穩(wěn)健回歸結(jié)果）

這種結(jié)果應(yīng)當(dāng)存在兩種機制性的影響：

一是計劃生育政策的影響。在50 后與60 后身上，他們出生時還沒有計劃生育政策，所以子女?dāng)?shù)量多少都是自然選擇的結(jié)果，但70后與80后兩代受計劃生育政策的影響，應(yīng)該是經(jīng)濟與社會階層地位越高的家庭受計劃生育剛性約束越強，越是農(nóng)村、階層地位低的家庭生育子女?dāng)?shù)越多。

二是教育支出成本的影響。中國教育市場化改革是1980 年代中后期，特別是高等教育于1989 年引入學(xué)費制，導(dǎo)致教育成本大幅度提高。70 后上中學(xué)與大學(xué)開始受教育市場化的“支出成本”增加的影響，80 后受教育市場化的影響支出成本更高，所以80 后一代的回歸系數(shù)變化幅度更大。而且兩個孩子與一個孩子相比的資源稀釋效應(yīng)也顯著。

三是從階層差異的子女教育獲得年限比較發(fā)現(xiàn)，在50 后人群中管理階層與農(nóng)民階層的子女在教育獲得上的差距只有5.00 年，管理階層與農(nóng)民階層的子女在教育獲得上的差距在60 后、70 后、80 后人群身上的差距分別為4.93 年、6.39年、7.10 年。管理階層與小業(yè)主、自雇者階層在50 后一代人群身上的教育年限差距平均為3.08年，但在60 后、70 后、80 后人群身上的差距分別為3.07 年、3.59 年、3.98 年；管理階層與技術(shù)工人階層在50 后、60 后、70 后、80 后四代人群身上的教育獲得差距分別為2.07 年、2.31 年、3.16 年、3.78 年；管理階層與非技術(shù)性工人階層在50 后、60 后、70 后、80 后四代人群身上的教育獲得差距分別為2.72 年、2.34 年、3.59 年、3.65 年。

這些推算結(jié)果表明中國改革開放之后，不同階層人群之間的子女在教育獲得上的差距不是縮小而是擴大了。也可以理解為教育對階層傳遞的功能更為顯著（張翼，2010；仇立平，肖日葵，2011）［22-23］。

（四）子女?dāng)?shù)量對教育獲得總體影響

從前述各方面的內(nèi)容看，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、家庭經(jīng)濟與社會地位是影響教育獲得的結(jié)構(gòu)性因素，也是占據(jù)主導(dǎo)力量的外生制約。那么，在控制這些結(jié)構(gòu)性制約的情況下，子女?dāng)?shù)量對其教育獲得的影響會如何呢？據(jù)此，筆者應(yīng)用CFPS 數(shù)據(jù)建立了兩個回歸模型，模型一是只考慮外生的結(jié)構(gòu)性變量，具體包括區(qū)域、代際、父親職業(yè)、父親人力資本（教育）等；模型二是在模型一的基礎(chǔ)上增加子女?dāng)?shù)量，但將其作為“類型”變量進入方程，具體結(jié)果如表11 所示。

表11 子女?dāng)?shù)量對其教育獲得的回歸結(jié)果

根據(jù)表11，我們可以得出以下結(jié)論：

就子女?dāng)?shù)量而言，在控制其他變量的前提下，兩個子女相對于獨生子女并不存在顯著的子女教育水平下降。但三個子女甚至更多則會引起顯著的子女平均受教育水平下降，即資源稀釋效應(yīng)顯著。我們對資源稀釋的子女?dāng)?shù)量邊界應(yīng)該給予一個“臨界點”，即2 個孩子不存在資源稀釋，但三個及以上會隨著子女?dāng)?shù)量的增加而平均受教育水平下降，即資源稀釋論存在于3 個及以上子女的家庭中。由此，反思中國獨生子女的小皇帝、小公主現(xiàn)象，獨生子女往往因為沒有同伴競爭，資源獨享而缺少發(fā)展動力，多子女家庭的孩子往往為了獲得父母的關(guān)注、關(guān)愛與家庭資源分配的優(yōu)勢，會付出更多的努力以獲得更優(yōu)的成績。而獨生子女則是獨食、獨占，往往缺乏進取心，尤其是家長寵愛擁擠、過度保護導(dǎo)致愛心泛濫而致使“小皇帝”的形成。

穩(wěn)健回歸的結(jié)果也支持了上述結(jié)論，具體結(jié)果見表12，僅報告核心自變量結(jié)果，其他控制變量均已控制。

表12 子女?dāng)?shù)量對其教育獲得的回歸結(jié)果（穩(wěn)健回歸結(jié)果）

五、總結(jié)與討論

本研究應(yīng)用CFPS 數(shù)據(jù)對資源稀釋理論重新進行了驗證與分析，結(jié)合目前學(xué)界討論教育獲得最多的城鄉(xiāng)、家庭背景（父親職業(yè)）、代際三個角度展現(xiàn)“組內(nèi)”資源稀釋狀況，即每一分組類別內(nèi)部的資源稀釋情形。從具體的數(shù)據(jù)結(jié)果來看，將核心變量“子女?dāng)?shù)量”作為“類別變量”而不是“線性的定距變量”更適合中國實際情形：即我們不能將子女?dāng)?shù)量作為一個連續(xù)變量來處理，原因在于在多子多福的傳統(tǒng)生育觀已經(jīng)過時的現(xiàn)代情景下，人們普遍生育子女?dāng)?shù)量較少，因此，子女?dāng)?shù)量過大（連續(xù)變量）是沒有實踐意義的。

第一，本研究打破了貝克爾關(guān)于子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量權(quán)衡的連續(xù)線性關(guān)系論。從貝克爾到布萊克，再到國內(nèi)相關(guān)學(xué)者的研究，其數(shù)據(jù)分析與模型建構(gòu)過程中都存在一個線性假設(shè)，即將子女?dāng)?shù)量與其教育獲得之間“關(guān)系變化”視為一條曲線甚至是直線，比如將1 個孩子增加到2 個孩子的“增量1”與2 個孩子增加到3 個孩子的“增量1”視為相同的量級變化，這是一種純數(shù)字的線性假設(shè)，而不是社會具象。這種純數(shù)字化的線性假設(shè)導(dǎo)致子女?dāng)?shù)量遞增過程中，對每一個數(shù)字變化的邊際效用等同的誤解。本研究“定類”變量的操作方法更符合“生育孩子數(shù)”這一問題的實際情形，正常的普通家庭，生育的數(shù)量基本控制在2—3 個是理想的生育子女?dāng)?shù)。目前從單獨二孩政策到普遍二孩、三孩政策，生育率實際反彈均顯著低于政策放開前學(xué)界的預(yù)測水平，無論是生育意愿的“理想子女?dāng)?shù)”研究或普遍“二孩”政策的實際效應(yīng)均表明了這一事實。因此，子女?dāng)?shù)量這一變量的“波動”范圍基于1 至4，在此情況下，不宜套用“數(shù)值型變量”的連續(xù)線性做法。

第二，中國家庭由獨生子女增加到“二孩”資源稀釋效應(yīng)不明顯，從子女教育質(zhì)量看一個家庭生育2 個子女是最優(yōu)選擇。從孩子的社會化過程來看，中國需要建構(gòu)積極健康的同伴教育理論來替代原有的嬌慣養(yǎng)育、獨子愛護等模式。而且2 子女家庭減少“失獨”風(fēng)險的發(fā)生概率，提高家庭對未來風(fēng)險的防范能力。過高或過低的綜合出生率都可能對社會產(chǎn)生不利影響。如果生育率過低，可能會導(dǎo)致人口老齡化和勞動力短缺，對經(jīng)濟和社會發(fā)展構(gòu)成挑戰(zhàn)。而如果生育率過高，可能會給資源分配、教育、醫(yī)療等方面帶來壓力。雖然說中國政策已經(jīng)放開為3 胎，甚至以后可能完全生育自由，不再限制子女?dāng)?shù)量，但多數(shù)家庭在希望確保給予子女更好的教育和資源以提高他們教育質(zhì)量和未來發(fā)展機會的情形下，最理想的生育數(shù)會是2。如果家庭生育太多子女，家庭資源可能會被分散，使得每個孩子得到的資源相對減少。盡管統(tǒng)計模型顯示最優(yōu)的子女?dāng)?shù)為2，但政策允許更多的生育數(shù)可能有其他考慮因素。如政府可能根據(jù)國情發(fā)展對勞動力增加的需求，個人和家庭也可能受到傳統(tǒng)文化觀念、宗教信仰等因素的影響。因此，本研究的結(jié)論屬于一種“社會平均”值。

第三，中國教育城鄉(xiāng)公平、階層平等的受教育機會平等化道路還需付出更多努力。本研究表明城鄉(xiāng)差異與家庭背景差異是資源稀釋的主要載體，通過政策改革讓所有階層、不同城鄉(xiāng)地區(qū)的孩子接受更為公平的教育既是保障孩子健康成長的需要，也是中國夢實現(xiàn)的人力資源保障。

綜上所述，本研究主張一個中國家庭的理想生育子女?dāng)?shù)為2 個孩子。之所以大多數(shù)人會將1個孩子到2 個孩子的變化與3 個子女及以上的情境混淆等同，主要是受“人口負擔(dān)論”的影響，造成嚴重的社會觀念偏差。本研究表明兩個子女的家庭屬于人口均衡替代的理想類型。這一均衡替代型的家庭生育數(shù)量應(yīng)當(dāng)成為獨生子女轉(zhuǎn)變以后中國普通家庭生育子女狀況的新常態(tài)。由此，中國在生育政策放開后，還需要在生育文化的建設(shè)上投入更多努力，讓人口負擔(dān)論、計劃生育論造成的抑制性生育觀念盡快成為過去。