本次简要分享《经济学（季刊）》的一篇文章和数据。

郑筱婷,陆小慧.有兄弟对女性是好消息吗?——家庭人力资本投资中的性别歧视研究[J].经济学(季刊),2018,17(01):277-298.

数据和变量描述

本部分介绍文章研究所使用的数据和关键变量。

数据来源：中国家庭追踪调查（CFPS）。

时间范围：采用2010年CFPS成人问卷数据。

变量说明：

相关变量见下表。

一.

计量模型

其中i，j，k分别代表三类样本的不同个体，edu表示个体的受教育水平，回归剔除了未完成教育，仍然在上学的个体。实证部分分别用受教育年限、是否上过大学，是否上过高中和是否上过初中来衡量受教育水平。siblings和xiongdi分别表示个体的兄弟姐妹个数和所在的家庭的兄弟姐妹中是否有男性同胞的虚拟变量。gender表示个体的性别，gender×xiongdi为性别和“有兄弟”的交乘项，X为影响受教育水平的其他控制变量，包括民族是否为汉族、三岁时的户口类型、父亲和母亲的受教育年限、父母是否为大田作业的农民、父亲和母亲是否加入了中国共产党或其他民主党派、省份虚拟变量、出生年份以及出生年份和省份虚拟变量的交乘项，μ表示扰动项。

模型（1）相较于模型（2）增加gender和gender×xiongdi两项变量，探讨性别对于个体教育获得的影响，模型（3）相较于模型（2），着重研究相同孩子数量的家庭性别构成对女孩的影响，严格控制了家庭养育规模，剔除孩子数量对教育获得的影响。

二.

计量结果和分析

（一）“同胞数量”及“有兄弟”对女性受教育年限的影响1.混合回归结果

对于全部样本来说，“有兄弟”及其与性别的交乘项显著，表明当同辈数量相同，与“有兄弟”的女性相比，“有兄弟”的男性受教育年限更多，有兄弟对于女性的负面影响要比男性的大很多。同胞数量的系数显著为负，支持了资源稀释理论。

由于全部样本的估计无法直接看出女性之间因为“有兄弟”对其教育水平的影响，因此文章根据式（2）重新估计了分性别的回归结果。在女性样本中，有兄弟的系数显著为负，与同辈数量及其他情况完全相同的女性相比，一个有兄弟的女性，其受教育年限将比没有兄弟的少约半年。作为参照，男性样本的有兄弟系数也为负，但却仅在10%的置信水平显著，且系数要比女性小，再次表明“有兄弟”对于男性教育获得的影响要小于“有兄弟”对女性的影响。

同时，“同胞数量”对女性受教育年限的负面影响也要比男性的大很多。这些结果一定程度上支持了中国家庭人力资本投资中存在性别歧视的假说。

2.分城乡混合回归的结果

鉴于农村的居民可能更加重视儿子的人力资本投资，接下来按照个体3岁时的户口，将个体样本分为城市个体和农村个体样本，分城乡分别分析“有兄弟”对女性受教育水平的影响。结果显示，在城市中，不论是男性还是女性，同胞数量的系数都不显著，并且有兄弟对于城市女性的受教育年限有正向的影响。对城市的全部样本的回归结果显示，性别的系数显著为负，即女性的受教育年限要高于男性的受教育年限。因此，可以推断女性受教育水平低不应是由于女性学习能力差或智商低造成。但是，在城市样本中兄弟姐妹的数量对于女性受教育年限的负面影响非常大，而对于男性系数较小且统计上不显著。这从另一个角度也说明城市中也存在某种“重男轻女”的性别偏好。

而在农村，“有兄弟”对女性教育获得的年限有显著的负面影响，有兄弟的系数在女性样本中显著为负，即拥有相同数量的兄弟姐妹的女性，若是兄弟姐妹中有男性则要比没有男性的受教育水平低约0.5年。在男性样本中系数不显著为负且比女性小。除此之外，每增加一个兄弟姐妹，乡村的女性的受教育水平下降0.517年，而乡村男性仅下降0.37年。估计结果支持了农村家庭更为重视男孩教育的判断。

3.“有兄弟”对二孩女受教育年限的影响

仅有一个兄弟姐妹的女性，本文简称为二孩女。接下来文章进一步对比分析本人性别和“有兄弟”对独生男女和二孩女的受教育水平的影响。

回归结果显示，控制了其他因素影响后，独生男女样本的性别系数显著为负，即独生女比独生男的受教育水平显著要高。第2列显示二孩女的同胞数量系数显著为负，表明二孩女如果有兄弟，其受教育水平会下降半年多，二孩女绝大部分在农村，城市仅有90个观测值，故不报告分城乡的分析结果。从第1列数据和第２列数据的结果对比可知，有兄弟的二孩女的受教育年限较低不是因为女性学习能力弱，而是因为人力资本投资中存在“重男轻女”。第3列加入二孩女的出生顺序变量“家中最大孩子”，其估计系数为正，但不显著。另外，作者还计算了二孩女和家中另一孩子的生育间隔，计算方法为另一孩子的出生年份减去个体自己的出生年份。结果见表5第4列数据，加入二孩女的生育间隔后，“有兄弟”对女性受教育年限的影响依然显著为负，系数的大小也变化不大。但是生育间隔本身对女性受教育年限的影响不显著。

进一步分析可知，对于二孩家庭中的女孩：一个3岁时就拥有城市户口且只有一个姐妹但无兄弟的女性与没有城市户口且仅有一个兄弟但无姐妹的女性相比，前者的受教育年限要比后者高出约2年；如果前者拥有一个非农民的母亲而后者拥有一个农民母亲，差距再扩大0.5-1年；如果前者拥有一个党员父亲而后者没有，差距将继续扩0.2-1.1年；母亲 的教育年限提高1年，女孩的教育年限将提高0.1-0.2年。

（二）稳健性检验

1.以“是否上过初中、高中或大学”分别衡量教育获得

为了保证基准回归结果是可靠和稳健的，接下来文章采用另外一种方式衡量女性的教育获得，即以是否上过初中、高中或大学衡量教育获得水平，采用logit模型进行估计。表6报告了全部女性样本不同阶段教育获得水平与“同胞数量”以及“有兄弟”的回归结果，同时，作为比较的参照，还报告了性别对独生男女不同阶段教育获得的影响。从后三列的结果可以知：兄弟姐妹的数量和是否有兄弟都对二孩女“是否上过大学”有显著的负向影响，但是对女性“是否上过初中”和“是否上过高中”虽有负向影响但不显著。

从独生子女样本中，我们看到，独生男性（性别=1）获得高中和大学教育的概率显著低于独生女性。该结果再次表明，“有兄弟”，即家庭拥有实施“性别歧视”的机会，会损害女性教育获得。

2.缩小样本至1988年以前出生的成人

由于2010年调查时，许多个体尚未完成教育或者未来还会提高自身的受教育水平，因此我们将样本限制在超过22岁的个体身上，即1988年以前出生的个体。进一步分二孩女、三孩女和四孩女来估计是否有兄弟对女性获得高中教育和大学教育的影响。

对二孩女来说，“有兄弟”将显著降低其获得高中教育和大学教育的概率。对于三孩女和四孩女来说，影响为负，但不显著，“有兄弟”对于四孩女获得高中教育在10%水平显著为负。这很可能是因为三孩女和四孩女的观测值数量较小所致。这个结果进一步表明，本文的基本结果是稳健的，“有兄弟”对女性教育获得有显著负面的影响。

3.分位数回归

OLS回归结果容易受到异常值的影响，因此，文章选取了受教育水平的30%、70%和85%这3个分位点进行回归，结果详见表8。

独生子女的回归结果显示，变量性别在三个分位点都显著为负，即在不同分位点，独生女要比独生男的受教育年限要高。后三列结果报告了二孩女样本的结果。拥有一个兄弟而不是一个姐妹对于女性教育获得有显著的负面影响，且分位点越高，负面影响越大。从这里我们也可以看出，普遍二胎化或者取消生育数量限制对女性教育获得将有一定的负面影响。

4.有姐妹对男性教育水平的影响

表9报告了男性教育获得回归的结果。对于所有男性、二孩男、三孩男，有姐妹的系数均为正，有姐妹对于四孩男的影响为负，但是统计上不显著。

5.稳健性检验总结

以上稳健性检验的结果均显示当存在“性别歧视”的机会时，女性的教育获得会受损，且表5的基本结果是稳健和可靠的。

三.

结论和讨论

（一）研究结论

不论以受教育年限还是以是否上过高中或大学来衡量一个女性的教育获得，拥有兄弟都对女性的教育获得造成了显著的负面影响，拥有兄弟降低女性平均受教育年限约0.5年。性别歧视对女性教育获得的损害主要发生在农村地区，这主要是因为城市家庭大部分是独生子女家庭。

文章的结果也支持了家庭资源稀释理论，即家庭的兄弟姐妹越多，对女性教育获得的损害越大。研究还发现女性的受教育年限每提高1年，下一代的受教育年限将提高0.1-0.2年，因此女性的教育获得不仅影响自身的文化水平，还关系到下一代和下下一代的文化水平。因此，提高女性的受教育水平就是提高未来国民的素质，社会要关注和重视女性的教育获得问题。

（二）建议

本研究发现，存在性别歧视的机会对女性获得义务教育阶段的教育有负面影响但不显著，但对获得高中和大学的教育有显著负面影响，并且独生男显著比独生女更少获得高中和大学教育。因此，将高中阶段的教育纳入义务教育的范围，大学给予多子女家庭中的女性更多的经济支持将有助于减少性别歧视对女性教育获得的损害。本研究意在指出人力资本投资中的性别偏好在中国并未消失，虽然从获得各个层次教育的性别比例来看性别歧视是减少了，但这只是因为过去计划生育政策对家庭生育规模严格的数量限制，减少了家庭资源的稀释，更重要的是产生了大量无男孩的家庭，这些家庭没有机会实施性别歧视，从而增加了女性获得教育的机会。

考虑到中国家庭性别偏好仍广泛存在，生育数量的限制放松或取消后，重获性别歧视机会的家庭很可能减少对女性后代的人力资本投资，以便将更多的资源投资到男性后代身上。家庭孩子数量增加和有兄弟的机会增加都会损害女性的受教育机会，因此在生育政策调整的同时，社会要进一步提倡和促进教育的男女平等，采取各种措施保障女性的受教育权利。

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