二孩家庭子女的資源獲得與學業(yè)成績
——基于CEPS基線數(shù)據(jù)的實證研究

劉愛玉 李彧強

一、研究背景與問題提出

我國的生育政策于2014年由“一胎化”調(diào)整為“單獨二孩”，并在政策實施兩年后調(diào)整為“全面二孩”。然而，在生育政策逐步放開的過程中，育齡人群的二孩生育意愿卻并沒有如預期的強烈，二孩政策在實施過程中“遇冷”。[1][2]在影響二孩生育意愿的諸多因素中，對于養(yǎng)育成本的關注被普遍認為是最主要的原因之一。[3][4][5]

養(yǎng)育成本的提高既受物價水平提高等客觀因素的影響，也與為子女提升成就而增加教育投入有關。Becker提出了“量質(zhì)權(quán)衡論”（Quantity-quality Tradeoff）以解釋家庭內(nèi)的生育決策。他認為，在有限的家庭預算約束下，質(zhì)量與數(shù)量之間的相互權(quán)衡成了家庭生育子女決策的關鍵所在。[6]換而言之，人們在面臨“要不要生二孩”的抉擇時，會在意生育二孩是否會對孩子質(zhì)量產(chǎn)生影響，特別是對孩子教育成就有沒有影響。這一人們普遍關心的問題在以往的二孩相關研究中并未很好地做出回答。針對這一現(xiàn)實問題，本文將對比一孩和二孩家庭子女的學業(yè)成績差異，直接檢驗生育二孩對孩子教育水平的影響。

其實自20世紀80年代起，不少研究就開始關注擁有不同兄弟姐妹數(shù)的子女在“質(zhì)量”上的差別，尤其是比較他們教育成就的差異，例如受教育年限的長短[7][8]或?qū)W業(yè)成績的高低[9]，其中多數(shù)證據(jù)也表明兄弟姐妹數(shù)與教育成就之間存在顯著的負相關關系，并用“資源稀釋論”（Resource Dilution Theory）加以解釋。該理論認為，在有限的家庭資源這一約束下，隨著子女數(shù)量的增加，每個孩子所獲得的資源就會被稀釋，而資源獲得的減少會對其個人教育成就產(chǎn)生抑制作用。[10]11[11][12]然而，也有國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)，兄弟姐妹數(shù)的提高并不必然引起資源的稀釋和教育水平的降低。①參見 Qian N.Quantity-Quality and the One Child Policy：The Only-Child Disadvantage in School Enrollment in Rural China.NBER Working Paper No.14973，2009.[13]聶景春等人基于中國西北農(nóng)村兒童的調(diào)研數(shù)據(jù)的研究表明，當兄弟姐妹數(shù)控制在1個以內(nèi)時，二孩家庭子女和獨生子女的學業(yè)成績不存在差異。[14]Wu的研究則發(fā)現(xiàn)，資源的稀釋是一個復雜的非線性的過程。一部分人際情感資源在二孩家庭并未出現(xiàn)“稀釋”的情況。[15]可見，盡管“資源稀釋論”受到了大量經(jīng)驗研究的證明和廣泛的認可，但是當孩子數(shù)量控制在2個以內(nèi)時，“資源稀釋”現(xiàn)象以及兄弟姐妹數(shù)對教育成就的負效應是否存在這一問題仍然是有爭議的?；诖耍疚脑诶碚搶用嫔咸岢龅暮诵膯栴}是，在中國二孩家庭中“資源稀釋論”是否具有適用性？為了便于操作，本文進一步將這一研究問題分解為三個逐步遞進的問題：

問題1：二孩家庭子女同一孩家庭子女相比在學業(yè)成績上是否存在劣勢？

問題2：二孩家庭子女同一孩家庭子女相比在家庭資源獲得上是否存在劣勢，即二孩家庭中是否存在“資源稀釋”現(xiàn)象？

問題3：資源獲得是否能夠解釋一孩家庭子女和二孩家庭子女在學業(yè)成績上的差異？

為了回答上述問題，本文基于2013—2014年“中國教育追蹤調(diào)查”（CEPS）基線調(diào)查數(shù)據(jù)，以一孩家庭和二孩家庭的九年級學生樣本為分析對象，對兩組學生的資源獲得情況和學業(yè)成績進行對比，并分析資源獲得與學業(yè)成績差異的關系。從理論意義上來說，“資源稀釋論”在二孩家庭中的解釋力在以往的相關研究中存在爭議。本文通過實證分析，對比二孩家庭子女和一孩家庭子女的學業(yè)成績差異，展示二孩家庭內(nèi)部的資源稀釋情況，并用經(jīng)驗證據(jù)檢驗“資源稀釋論”在中國二孩家庭中的適用性，從而對“資源稀釋論”相關研究中的爭論點做出回應。從現(xiàn)實意義上來說，本文希望通過實證研究，嘗試回答在二孩政策全面放開的背景下，多生育一個孩子對所有孩子的平均教育水平有沒有影響這一問題，幫助二孩育齡人群更客觀地看待生育二孩對家庭撫育成本和孩子未來發(fā)展的影響。

二、理論回顧與研究假設

（一）理論回顧：兄弟姐妹數(shù)與個人成就

在探討家庭背景對個體影響的研究中，家庭規(guī)模始終是不可忽視的一個方面。Blau和Duncan在《美國職業(yè)結(jié)構(gòu)》（The American Occupational Structure）一書中就關注到兄弟姐妹數(shù)量的影響。他們認為，兄弟姐妹數(shù)量的增加會明顯地降低個人成就，并且這種影響不能被家庭間的社會經(jīng)濟差異所解釋，因此他們將兄弟姐妹數(shù)作為表示家庭背景的一個指標納入經(jīng)典的“地位獲得模型”中。[16]298-312然而在Blau和Duncan的研究中并未對這一原因加以驗證和進行系統(tǒng)化的闡釋。

從20世紀七八十年代起，越來越多的經(jīng)驗研究也開始關注兄弟姐妹數(shù)的作用。研究者通過更加系統(tǒng)和嚴格的分析證實兄弟姐妹數(shù)對教育成就的影響是顯著的。而在同一時期也形成了兩個具有代表性的理論模型：一個是家庭經(jīng)濟學視角的“量質(zhì)權(quán)衡論”，另一個是社會學視角的“資源稀釋論”。

1.量質(zhì)權(quán)衡論

貝克爾將西方經(jīng)濟學的人力資本論、行為最大化論、穩(wěn)定偏好論等理論引入家庭領域，并就家庭的生育行為提出了“量質(zhì)權(quán)衡論”。[6][17]4-7他將孩子視為一種消費品，并認為“一個夫婦所生孩子數(shù)目的減少能夠增加他們子女在下一代的代表性，因為這一點能使這對夫婦在每個孩子的教育上、訓練上和‘吸引力上'給充足的投資”。[17]106

“量質(zhì)權(quán)衡論”更多回應的是家庭生育決策這一“內(nèi)生性”問題，但它并不是直接對兄弟姐妹數(shù)量的作用進行檢驗和分析。而且在面對情感等非經(jīng)濟資本時這一理性經(jīng)濟人的假設是否依然適用仍存在爭議。

可見，“量質(zhì)權(quán)衡論”并未系統(tǒng)和全面地解釋兄弟姐妹數(shù)和教育成就之間的關系。針對“為什么孩子數(shù)量的增加會導致孩子質(zhì)量的下降”這一問題，該理論無法進行有效的驗證和解釋。

2.資源稀釋論

1981年，Blake通過研究分析證實了“稀釋模型”（Dilution Model）的存在，并進一步系統(tǒng)化地提出“資源稀釋論”。他認為，在一定的家庭資源限制下，同胞之間存在競爭關系，孩子數(shù)量越多，資源被稀釋得越厲害，又因為家庭對孩子的資源投入會直接影響孩子的發(fā)展，所以孩子的未來成就就越低。[7][10]10-14相較于“量質(zhì)權(quán)衡論”，“資源稀釋論”更直接地還原并解釋了兄弟姐妹數(shù)對教育成就產(chǎn)生影響的機制過程，具有更普遍的適用性。在之后的研究中，“資源稀釋論”被廣泛地用于解釋兄弟姐妹數(shù)對個人教育成就的消極影響，其理論本身也同時在不斷的發(fā)展。[18][19]

一部分研究者認為，包括受教育年限在內(nèi)的教育成就作為一種“遠端成果”（distal outcomes），只能代表同胞規(guī)模累積效應，并不能有效證明資源分配機制的解釋力，因此直接考察家庭資源能夠更直觀地展示同胞規(guī)模擴大的影響。[15][20]然而這一方面的研究并不多見。

Downey利用美國1988年“國家教育長期追蹤研究”（National Education Longitudinal Study）發(fā)現(xiàn)，同胞規(guī)模效應并不是單純線性的，其中經(jīng)濟資源的變化是分階段的：在只有一個或兩個同胞時，經(jīng)濟資源的稀釋現(xiàn)象會十分明顯，而后則趨于平緩。人際資源則是一直很穩(wěn)定的減少。[11]張月云和謝宇基于2010年“中國家庭追蹤調(diào)查”（CFPS）的兒童樣本，驗證了兒童教育資源獲得可以有效解釋兄弟姐妹數(shù)對于學業(yè)成績的消極作用，且不同教育參與資源類型對不同學科的解釋力也存在差異。[9]

而在以往關于兄弟姐妹數(shù)與教育成就的相關研究中，存在一個特殊但未被重視的現(xiàn)象，即有部分研究指出，一孩家庭的孩子和二孩家庭的孩子在教育成就上可能不存在差異。[7][21]Wu基于CFPS2010的兒童樣本數(shù)據(jù)的研究結(jié)果也表明，人際資源（父母教育期望、父母關注、父母支持等）只在有兩個同胞（即三孩及以上）的家庭中才出現(xiàn)差異。[15]因此，和一孩家庭子女相比，二孩家庭子女的資源獲得情況和學業(yè)成績表現(xiàn)是否存在劣勢仍存在爭議，“資源稀釋論”在二孩家庭中的解釋力也有待進一步的檢驗。

本文將在現(xiàn)有的理論基礎上，利用全國樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，在二孩家庭中還原“兄弟姐妹數(shù)－資源獲得－教育成就”的情況，從而針對“資源稀釋論”在二孩家庭中的適用性和解釋力加以檢驗。

（二）分析策略與研究假設

結(jié)合以上文獻，本文關注中國的二孩家庭子女和一孩家庭子女在資源獲得和學業(yè)成績上是否存在差異，且資源獲得能否作為中介變量有效地解釋二孩家庭子女和一孩家庭子女的學業(yè)成績差異，具體的分析策略見圖1。

在家庭資源的劃分方面，本文將家庭資源分為3種類型：經(jīng)濟投入資源、教育參與資源和情感互動資源。每種資源類型下面分別包括2—3個具體資源，變量選擇的詳細情況會在下一部分加以展示。之所以采用這種劃分方式，一部分是參考以往相關文獻的劃分方式，包含經(jīng)濟資源和非經(jīng)濟資源，另一部分原因是在針對孩子學業(yè)成績影響因素的研究中不僅發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟投入的增加能夠提高子女的學業(yè)成績，而且也證明了父母的教育期望、親子互動關系等非經(jīng)濟因素會對子女的學業(yè)成績產(chǎn)生影響。[22][23]

圖1揭示了本文的分析路徑：（和一孩家庭子女相比）二孩家庭子女→資源獲得差異→學業(yè)成績差異。將這一條完整的分析路徑加以拆分，可以分出兩個環(huán)節(jié)：資源獲得差異是中間過程，學業(yè)成績差異是結(jié)果，其整體即二孩家庭子女因資源獲得差異而導致的學業(yè)成績差異。

圖1 分析策略

本文旨在檢驗“資源稀釋論”在中國二孩家庭中的適用性和解釋力，因此本文在研究假設部分仍遵循“資源稀釋論”的一般解釋，即假設：二孩家庭子女相比于一孩家庭子女，因為兄弟姐妹數(shù)的增加而在資源獲得上存在劣勢，并最終導致其學業(yè)成績的降低。進一步結(jié)合第一部分提出的3個研究問題和圖1所示的分析策略，本文做出如下3個研究假設：

假設1：從結(jié)果上看，二孩家庭子女的學業(yè)成績要低于一孩家庭子女；

假設2：從過程上看，二孩家庭子女相比于一孩家庭子女在資源獲得上存在劣勢；

假設3：從整體上看，資源獲得能夠解釋一孩和二孩家庭子女在學業(yè)成績上的差異。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自中國教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，CEPS）。①關于該調(diào)查的詳細信息請參考官方網(wǎng)站：http：／／ceps.ruc.edu.cn。本文使用的是CEPS在2013—2014年的基線調(diào)查數(shù)據(jù)。

以往國內(nèi)相關研究所選定的研究對象大多都為10—15歲的青少年，或更低年級的小學生，而這一部分人群都正處于義務教育階段，因此資源獲得差異可能并不如義務教育階段后期或非義務教育階段時期大。為了更明顯地觀察到一孩和二孩家庭子女在學業(yè)成績和資源獲得上的差異，本文將樣本限定為兄弟姐妹數(shù)為0或1（即一孩或二孩家庭）的九年級學生。

經(jīng)過初步篩選以及簡單的個案剔除后，符合本文研究問題要求的最終樣本量為7377人。

（二）變量選擇

1.學業(yè)成績

本文選擇的學業(yè)成績變量是受訪學生在2013年秋季學期語文、數(shù)學、英語的期中考試的標準化成績。該得分是在學生自填的原始成績上，按學校、年級分別計算，并調(diào)整為均值=70，標準差=10的標準化得分。與以往的研究相比，本文所使用的變量準確性更高，且可以在不同的學校之間進行比較，所以本文最終選擇語文、數(shù)學、英語的標準化成績作為學業(yè)成績變量進行分析。

2.資源變量

本文的資源變量包括3個類別：經(jīng)濟投入資源、教育參與資源以及情感互動資源。每一類資源都包含了數(shù)個更為細致的資源變量。

經(jīng)濟投入資源：本文通過“課外教育支出”和“是否有獨立書桌”來考察家庭對子女教育的經(jīng)濟投入。前者為連續(xù)變量，后者為二分變量。

教育參與資源：本文從“學習督促”“平時管教”和“教育期望”三個維度對教育參與資源進行測量?！皩W習督促”主要根據(jù)學生問卷中關于父母上周是否檢查自己的作業(yè)和是否指導自己的功課，選項分為“從不”“一到兩天”“三到四天”“幾乎每天”四類。本文通過主成分因子法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)，提取到一個連續(xù)變量，并進一步通過0—1標準化生成取值為0—100的學習督促得分，數(shù)值越大表示父母對孩子的學習督促程度越深?！捌綍r管教”來自學生問卷，詢問父母在作業(yè)和考試、學校表現(xiàn)、每天上學、歸家時間、交友、穿著打扮、上網(wǎng)時間和看電視時間等8個方面對孩子管得是否嚴格，選項分為“不管”“管，但不嚴”和“管得很嚴”三類。本文通過主成分因子法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)，提取到一個連續(xù)變量，并通過0—1標準化生成取值為0—100的平時管教得分，數(shù)值越大表示父母對孩子的管教越嚴格?！敖逃谕钡臏y量同樣是依據(jù)學生問卷，即學生感受到的父母對他們的教育期望。本文將父母對孩子的教育期望重新編碼為受教育年限，是一個取值范圍為8—22的連續(xù)變量。②教育期望的編碼方式為：“現(xiàn)在就不要念了”＝8年；“初中畢業(yè)”＝9年；“中專和技?！保?1年；“職業(yè)高中”＝11年；“高中”＝12 年；“大學?？啤保?5 年；“大學本科”＝16 年；“研究生”＝19 年；“博士”＝22 年。

情感互動資源：本文主要考察親子之間的互動行為，具體通過“父親溝通”“母親溝通”和“親子互動”三個維度對情感互動資源進行測量。在“父親溝通”和“母親溝通”溝通維度，問卷分別詢問學生自己的父親和母親是否主動與自己討論學校發(fā)生的事情、與朋友的關系、與老師的關系、自己的心情、自己的心事或煩惱等五個方面的問題。選項分為“從不”“偶爾”“經(jīng)?！比?。和之前的做法類似，本文通過主成分因子法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)，分別得到特征值大于1的兩個因子，并通過0—1標準化生成取值為0—100的父親溝通得分和母親溝通得分，數(shù)值越大表示孩子與父親或母親的溝通越密切?！坝H子互動”主要依據(jù)學生問卷中詢問學生和父母一起吃完飯、讀書、看電視、做運動、參觀博物館等以及外出觀看電影、演出、比賽等6個方面事項的頻率。選項分為“從未做過”“每年一次”“每半年做一次”“每個月一次”“每周一次”“每周一次以上”六類。本文同樣通過主成分因子法、最大方差正交旋轉(zhuǎn)和0—1標準化生成取值為0—100的親子互動得分，數(shù)值越大表示孩子與父母的互動程度越深。

3.控制變量

本文采用了“個人特征”和“家庭背景”兩個方面的控制變量。其中，“個人特征”包括：性別（男生=0，女生=1）、民族（少數(shù)民族=0，漢族=1）、年齡、戶口（非農(nóng)戶口 =0，農(nóng)業(yè)戶口 =1）。

“家庭背景”往往被認為是“選擇性”（Selection）問題的關鍵所在，本文選擇以下幾個變量對孩子的家庭背景進行測量。（1）父母受教育水平。通過變量轉(zhuǎn)化，本文保留了父親受教育年限①父親受教育年限是根據(jù)學生問卷中詢問學生自己父親的受教育水平，并重新編碼而成的一個連續(xù)變量。編碼方式為：“沒受過任何教育”＝0 年；“小學”＝6 年；“初中”＝9 年；“中專／技?！保?2 年；“職業(yè)高中”＝12 年；“高中”＝12 年；“大學?？啤保?5年；“大學本科”＝16 年；“研究生及以上”＝19 年。和母親受教育年限②母親受教育年限的變量來源和處理方式同父親受教育年限。兩個變量。（2）父母職業(yè)類型。本文保留父親職業(yè)類型（非白領=0，白領=1）、母親職業(yè)類型（非白領=0，白領 =1）兩個變量。③“白領”包括國家機關、事業(yè)單位領導與工作人員，企業(yè)／公司中高級管理人員以及教師、工程師、醫(yī)生、律師；“非白領”包括技術工人、生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工、商業(yè)與服務業(yè)的一般職工、個體戶以及失業(yè)、下崗和無業(yè)等人群。（3）地區(qū)類型④地區(qū)類型依據(jù)家長問卷中詢問家長“您家所在的地區(qū)類型是？”，原題分為：“1.市／縣城的中心城區(qū)”“2.市／縣城的邊緣城區(qū)”“3.市 ／縣城的城鄉(xiāng)結(jié)合部”“4.市／縣城區(qū)以外的鎮(zhèn)”“5.農(nóng)村”和“6.其他”6個選項，本文做了重新編碼。 編碼方式為：1和 2＝“城區(qū)”；3 和 4＝“鄉(xiāng)鎮(zhèn)”；5 和 6＝“農(nóng)村”。，分為“城區(qū)”“鄉(xiāng)鎮(zhèn)”和“農(nóng)村”3類。（4）家庭經(jīng)濟狀況，分為“困難”“中等”和“富?！?個選項，取值為1—3，取值越大說明家庭經(jīng)濟狀況越好。

表1給出了所有變量基本的描述信息。

（三）研究方法

本文利用Stata15.1進行數(shù)據(jù)的處理和分析，具體的數(shù)據(jù)分析方法包括描述性統(tǒng)計、均值比較、傾向值匹配和多元線性回歸。

1.傾向值匹配法

生育決策本身具有很強的“個體選擇性”，而在中國強制計劃生育的背景下，生育行為又增加了一重“政策選擇性”，即在不同民族、不同區(qū)域、城鄉(xiāng)之間實行程度差異的計劃生育政策。為了避免這些選擇性誤差導致研究結(jié)論的不準確，本文選擇采用“傾向值匹配法”（Propensity Score Matching，簡稱PSW），在形成匹配樣本后進行更進一步的分析。

實施傾向值匹配的具體步驟如下：

第一步，先將已知的混淆變量納入Logistic模型來預測每個個體受到自變量影響的概率（傾向值）。在本文中，即個體是否為二孩家庭子女的概率（控制組為一孩家庭，干預組為二孩家庭），具體模型如下：

其中，i表示每一個孩子，pi指的是被分配到二胎家庭的概率，Xki指的是需要控制的混淆變量，此處包含孩子的性別、年齡、民族、戶口、父母的受教育年限、父母職業(yè)類別、所處地區(qū)類型和家庭經(jīng)濟狀況幾個方面。βk表示第k個自變量的系數(shù)。

第二步，基于傾向值進行個體匹配，并形成匹配樣本?？紤]到樣本規(guī)模和后續(xù)研究需要，本文使用卡尺內(nèi)的最近成對鄰匹配（即卡尺內(nèi)1：1匹配）的方法，并在多次運行嘗試后，將卡尺（也稱匹配容忍度，tolerance for matching）設定為0.021。通過匹配，從一孩家庭和二孩家庭兩個群體中找到傾向值最接近的個案，并組成為一個匹配樣本。

第三步，對匹配樣本進行均衡性檢驗。在完成了匹配后，本文基于匹配樣本，比較每個混淆變量在一孩家庭組和二孩家庭組之間是否還存在顯著差異，從而估計匹配樣本是否是“平衡”的。如果一孩家庭組與二孩家庭組在控制變量上沒有顯著的組間差異，則可以認為匹配是成功的。

2.均值比較

在獲得匹配樣本之后，本文將比較一孩和二孩家庭子女的學業(yè)成績和資源獲得的均值差異，估計二孩家庭變量對于孩子學業(yè)成績和資源獲得的影響作用。由于匹配樣本中一孩家庭組與二孩家庭組在本文所關注的一系列背景特征上都

無差異，本文傾向于認為由此估計得到的二孩效應具有因果性。

表1 變量描述

表2 預測二孩家庭傾向分的Logistic回歸

3.多元線性回歸分析

為了進一步檢驗不同資源類型對孩子學業(yè)成績的影響作用，本文采用多元線性回歸模型。本文不僅通過逐步納入的方法考察各類資源變量的獨立解釋力，并且關注所有教育資源的共同解釋力。具體模型如下：

其中，i表示每一個孩子，Yi表示孩子語文、數(shù)學和英語三科的標準化成績，Xki是包含各類資源變量的向量，包括經(jīng)濟投入資源、教育參與資源和情感互動資源三個方面。βk對應第k個自變量的系數(shù)，εi是誤差項。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

（一）傾向值匹配過程

如前所述，為了更好地控制一系列混淆變量可能帶來的選擇性誤差，本文選擇通過傾向值匹配（PSM）的方法來得到相對“平衡”的匹配樣本，從而檢驗一孩家庭子女和二孩家庭子女在學業(yè)成績和資源獲得方面是否真實存在差異。

按照研究設計，本文首先使用Logistic模型估計每個人成為二孩家庭子女的可能性。表2展示了Logistic模型的估計結(jié)果。

表2的結(jié)果顯示，一孩家庭和二孩家庭在個人特征和家庭背景兩個方面上都存在顯著的“選擇性”。通過該Logistic模型，我們可以預測得到樣本中每個孩子被分配到二孩家庭組的概率，即傾向值。根據(jù)這一概率，我們從原有樣本中再抽樣、成對地找出傾向值相等或最相近的一孩和二孩兩個子群體，最終形成的匹配樣本包括了1925對一孩和二孩家庭子女，總樣本量為3850人。為了確保匹配樣本已經(jīng)消除了組間差異，是“平衡”的，本文進一步對匹配樣本進行了均衡性檢驗。

從表3可以看出，匹配后所有控制變量在干預組（二孩家庭組）和控制組（一孩家庭組）之間的差異均不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。因此，可以認為本文得到的匹配樣本不存在顯著的組間差異，是“平衡”的。下一步，本文將利用這一匹配樣本重新檢驗一孩和二孩家庭子女在學業(yè)成績和資源獲得上的差異情況。

表3 匹配后的均衡性檢驗

（二）匹配后一孩和二孩家庭子女的差異情況

表4給出了匹配樣本中一孩家庭和二孩家庭子女在學業(yè)成績以及各項資源獲得上的均值比較。表中前三行是學業(yè)成績的三個變量：語文成績、數(shù)學成績和英語成績的標準化得分，接下來幾行是各種資源變量的均值。表中最后一列的p值表示檢驗組間均值差異的顯著性水平。具體來看，在匹配樣本中，二孩家庭子女在語文、數(shù)學和英語三科學業(yè)成績上都高于一孩家庭子女，而p值表明這一差異在統(tǒng)計意義上顯著，可證假設1不成立。

而在資源獲得方面，三種資源類別的差異情況則有較大不同。分別來看，在經(jīng)濟投入資源上，二孩家庭子女在“課外教育支出”和“是否有獨立書桌”這兩項資源變量上均低于一孩家庭子女。在教育參與資源上，除了在“學習督促”方面二孩家庭子女存在明顯劣勢外，兩組在“管教要求”方面不存在具有顯著意義的差異，甚至二孩家庭子女所獲得的“教育期望”要高于一孩家庭。在情感互動資源上，二孩家庭子女在“母親溝通”和“親子互動”資源的獲得上呈現(xiàn)出較為顯著的劣勢，而在“父親溝通”上兩組間的差異則不具有顯著意義，可證假設2成立，“資源稀釋”的情況在二孩家庭中確實存在，不過仍存在一定的特殊性。

表4 匹配后一孩和二孩家庭子女在學業(yè)成績與各項資源獲得上的均值差異

從總體來看，表4的結(jié)果呈現(xiàn)出與傳統(tǒng)的“資源稀釋論”不同的發(fā)現(xiàn)。本文的分析結(jié)果顯示，在二孩家庭中，其子女的學業(yè)成績并沒有因為兄弟姐妹數(shù)增加而下降，甚至比一孩家庭子女的表現(xiàn)更好。而在資源獲得方面，一孩和二孩家庭之間的差異在不同類別的資源上呈現(xiàn)出不一樣的表現(xiàn)。經(jīng)濟資源的“稀釋”現(xiàn)象顯著存在，而非經(jīng)濟資源的情況則比較復雜。在“管教要求”和“父親溝通”方面，一孩和二孩家庭子女之間不存在差異，而在 “學習督促”“教育期望”“母親溝通”和“親子互動”方面則表現(xiàn)出較為顯著的差異。其中，在“教育期望”資源上，二孩家庭子女不僅不存在“稀釋”情況，甚至獲得了更多的期待，這一發(fā)現(xiàn)印證并補充了以往一小部分研究所發(fā)現(xiàn)的“二孩特殊性”。

基于表4的發(fā)現(xiàn)，本文進一步提出如下問題：在一部分資源被“稀釋”的情況下，為什么二孩家庭子女的學業(yè)成績卻還高于一孩家庭子女？資源獲得對學業(yè)成績會產(chǎn)生多大的影響？不同類型的資源對學業(yè)成績的解釋力有多大？

為了更好地檢驗“資源稀釋論”在二孩家庭中的作用，本文選擇將家庭類型和資源變量納入預測語文、數(shù)學和英語三科成績得分的回歸模型中，并加以分析。

（三）資源獲得的“中介作用”

表5、表6和表7分別為預測子女語文、數(shù)學和英語標準化成績的回歸結(jié)果。為了控制混淆變量帶來的干擾，所有的多元線性回歸分析依然選擇在匹配樣本中展開。

模型1中只引入了“二孩家庭”一個變量，結(jié)果再次表明，在匹配樣本中，二孩家庭子女在語文、數(shù)學和英語三科學業(yè)成績上均高于一孩家庭子女，這一差異在統(tǒng)計意義上顯著。模型2到模型4依次納入經(jīng)濟投入資源、教育參與資源和情感互動資源3類資源變量組的結(jié)果，比較不同資源的解釋力。模型5則將3類資源同時納入模型，關注3類資源的“合力”。

通過對比三張表格的不同模型可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟投入資源、教育參與資源和情感互動資源都會對語文、數(shù)學和英語成績產(chǎn)生具有顯著意義的影響，而具體到各資源變量則呈現(xiàn)出不同的表現(xiàn)。首先，相較于其他的資源變量，“教育期望”資源對于三科學業(yè)成績的影響最大。其次，并不是所有資源都對學業(yè)成績產(chǎn)生積極影響。其中，“學習督促”資源的增加反而會降低孩子語文、數(shù)學和英語的成績表現(xiàn)。而“親子互動”資源的增加也會降低孩子在語文和英語上的學業(yè)成績。

表5 語文成績的回歸結(jié)果

在解釋一孩和二孩家庭的學業(yè)成績差異方面，3種資源類別均在一定程度上解釋一孩和二孩家庭子女的成績差異，印證了假設3，但解釋力大小存在差異。其中，教育參與資源能夠較好地解釋一孩和二孩家庭在學業(yè)成績上的差異，而其余兩類變量對成績差異的解釋力明顯較弱。

五、結(jié)論與討論

兄弟姐妹數(shù)量與教育成就二者之間的負相關得到了國內(nèi)外大量經(jīng)驗研究的支持，并且多數(shù)研究采用“資源稀釋論”的觀點對這一現(xiàn)象進行解釋。不過，也有一部分經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)二孩家庭子女在學業(yè)成績上和獨生子女并無差異，甚至在兒童不住校的情況下展現(xiàn)出比獨生子女更好的成績表現(xiàn)，進而對“資源稀釋論”的解釋力提出質(zhì)疑。[14]與此同時，大多數(shù)的國內(nèi)研究并未直接展現(xiàn)資源稀釋的過程，并進一步驗證資源獲得在兄弟姐妹數(shù)和教育成就之間的中介作用。本文基于全國代表性的九年級學生樣本，檢驗 “資源稀釋論”在二孩家庭中的表現(xiàn)及其作用。具體分為如下三個步驟：（1）檢驗一孩和二孩家庭子女在學業(yè)成績上的差異；（2）檢驗一孩和二孩家庭子女在資源獲得上的差異；（3）檢驗資源獲得能否有效解釋一孩和二孩家庭子女間的學業(yè)成績差異。為了調(diào)整不同家庭背景、地區(qū)、民族等因素帶來的干擾，本文利用這些因素預測每個樣本成為二孩家庭子女的概率，得到每個樣本的傾向值，并根據(jù)傾向值得分進行再匹配，得到一個相對“平衡”的匹配樣本。在此基礎上，進行了均值比較和多元回歸分析。綜合數(shù)據(jù)分析結(jié)果，共有以下三點發(fā)現(xiàn)：

表6 數(shù)學成績的回歸結(jié)果

1.二孩家庭子女在語文、數(shù)學和英文三科成績上都高于一孩家庭子女，雖然差距并不大，但這一差異在統(tǒng)計意義上顯著。這一結(jié)果與傳統(tǒng)的“資源稀釋論”所認為的兄弟姐妹數(shù)量與教育成就之間呈單純負向相關的觀點不同。從現(xiàn)實意義上來說，可以認為當家庭子女數(shù)控制在2個以內(nèi)時，二孩家庭子女的學業(yè)成績表現(xiàn)并不會比一孩家庭子女差。此外，一孩和二孩家庭子女在成績上的差異可以由資源獲得加以解釋。但與經(jīng)濟投入資源和情感互動資源相比，教育參與資源的解釋力更強。

2.二孩家庭相比于一孩家庭確實存在“資源稀釋”的情況。具體表現(xiàn)在其子女會獲得更少的課外教育支出、擁有獨立書桌的比例較低、不經(jīng)常被父母督促學習、較少與母親溝通和較少與父母一起進行文娛活動。不過，本文還發(fā)現(xiàn)，二孩家庭子女雖然在其他資源獲得上處于劣勢，但卻獲得了比一孩家庭子女更高的教育期望，平均多出0.21年。在中國的社會環(huán)境下，“望子成龍”“望女成鳳”的思想盛行，教育也常常被認為是最主要或唯一的實現(xiàn)向上流動的途徑，因此中國父母普遍對子女抱有較高的教育期望。[26]但是為什么教育期望會在一孩和二孩家庭子女間存在差異呢？本文認為會出現(xiàn)這一現(xiàn)象的主要原因可能是：在中國實施嚴格的計劃生育政策的背景下，生育二孩可能要付出比較大的 “代價”，比如因為超生而面臨的金錢處罰、工作丟失等，而養(yǎng)育二孩也意味著更大的人力資本投入，因此養(yǎng)育二孩的父母可能會對子女抱有更高的期望，期待得到更大的人力資本回報。當然這只是提出一種可能的解釋，具體的因果關系還有待進一步的研究檢驗。

3.不同的資源變量對于學業(yè)成績的解釋力不同?！坝歇毩馈薄皩W習督促”“教育期望”“母親溝通”和“親子互動”對學業(yè)成績會產(chǎn)生影響。而相比于其他的資源變量，“教育期望”對學業(yè)成績的影響最大。父母良好的教育期望能夠轉(zhuǎn)化為子女的成就動機，并增強其自信心，從而促進他們學業(yè)成績的提高。[24]此外，并不是所有資源的獲得都可能對學業(yè)成績產(chǎn)生正面積極的影響。在本次研究的數(shù)據(jù)分析結(jié)果中，“學習督促”和“親子互動”資源可能對學業(yè)成績產(chǎn)生負面影響。關于“學習督促”資源的負效應，可能的解釋是：過于頻繁和嚴格的學習督促可能會給子女帶來壓力，而當這種壓力過大的時候，就可能激發(fā)負面情緒，帶來反效果。不過，還存在另一種可能：本身就是因為孩子的學業(yè)成績表現(xiàn)不佳，所以父母才會更加嚴格和頻繁地進行學習的督促與監(jiān)督，也因此，“學習督促”資源能夠解釋成績表現(xiàn)上的劣勢。至于親子互動，盡管有相關研究指出親子互動會為學生發(fā)展帶來正效應[24]，但要注意到本文選取的被解釋變量是學生在課內(nèi)的學業(yè)成績。親子共同參與的文娛活動的增加很可能會縮短子女在課內(nèi)學習的時間和精力，進而影響他們在考試成績上的表現(xiàn)。當然需要指出的是，個體的發(fā)展決不能只看學業(yè)成績，還應包括其他方面，如非認知能力、心理健康狀態(tài)等等，只是本文的解釋范圍限定為學業(yè)成績，這也是本文的局限所在。因此本文的結(jié)果并不是否定親子互動對個體發(fā)展的正面效應，只是在有限解釋范疇內(nèi)提出的一種可能情況。

綜上，我們會發(fā)現(xiàn)子女資源的獲得與學業(yè)成就在二孩家庭中呈現(xiàn)出與傳統(tǒng)“資源稀釋論”有所不同的地方。首先，一部分資源在二孩家庭中確實被稀釋了，但也存在未被稀釋的資源，甚至在“教育期望”資源上不減反增。其次，這些“被稀釋資源”對子女學業(yè)成績的影響要小于“反增資源”。通過資源獲得的中介影響，最終表現(xiàn)為二孩家庭子女的學業(yè)成績表現(xiàn)要好于一孩家庭子女（見圖2）。

圖2 二孩家庭子女的資源獲得與學業(yè)成績

在回歸分析結(jié)果中，還有一個發(fā)現(xiàn)就是，當納入所有資源變量后，一孩和二孩家庭子女在語文成績上的差異依然顯著（參見表5模型5）。這說明資源獲得只解釋了其中一部分的成績差異，除了“資源稀釋論”之外，可能還有其他因素會影響一孩和二孩家庭子女的學業(yè)成績以及其他方面的差異。以往的一些研究也指出了，兄弟姐妹對于兒童成長并不一定會帶來負面影響，并用“交流互動論”加以解釋。該觀點的研究者認為，兄弟姐妹除了可能是“資源競爭者”外，也可能成為家庭內(nèi)部交流互動的對象。兄弟姐妹間的良性積極的交流互動，使兒童能有更多機會體驗他人的心理狀態(tài)，進而促進心理發(fā)展。[25][26]同時，兄弟姐妹在學習方面的相互交流、對比和競爭也同樣有利于學業(yè)成績的提高。[14]不過由于CEPS數(shù)據(jù)并未對家庭內(nèi)部兄弟姐妹間的互動進行詢問測量，因此本文暫時無法很好地檢驗兄弟姐妹的“交流互動”效應。在此只是延伸思考除“資源稀釋”之外的其他可能解釋。

總的來看，本文基于具有全國代表性的九年級學生樣本，檢驗了“資源稀釋論”在二孩家庭中的適用性，從而對這一經(jīng)典理論做出回應。此外，本文重點關注了二孩家庭子女相較于一孩家庭子女在學業(yè)成績上的表現(xiàn)以及資源獲得情況。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)二孩家庭子女在學業(yè)成績上占有優(yōu)勢，回應了部分育齡人群以及相關研究者對于“數(shù)量替代質(zhì)量”的擔憂。但是仍要注意到的是，在二孩家庭中各種資源被稀釋的情況是客觀存在的，而學業(yè)成績只是衡量個體發(fā)展的指標之一，其他被稀釋的資源仍然有可能導致二孩家庭子女在成長過程中其他方面的發(fā)展和表現(xiàn)。從現(xiàn)實意義上說，在全面開放二孩的背景下，父母不必過分擔憂生育二孩會必然導致子女在未來發(fā)展上處于劣勢，但也必須考慮到撫育孩子過程中的經(jīng)濟、時間、精力等方面的人力資本投入。