Page 236 - 《社会》2021年第5期

来自兄弟的“让渡”和母亲的“馈赠”：校外教育投入中的女孩占优现象与家庭偏好逻辑

响， 这可能与学校所在地区的特征属性有关； 师生比的影响虽然不显
著，但方向为负，意味着较高的师生比可以在一定程度上弱化学生校外
学习的参与意愿。 当然这些控制变量可能具有内生性，所以上述讨论只
是在相关性意义上的说明，不做过多展开。

（二）性别偏好转变：兄弟的存在会挤占女孩的教育资源获
得吗？

为了检验家庭的性别偏好是否发生了转变， 此部分将在多子女家庭
中展开分析，并建立模型（2）进行识别。 从样本数据来看，独生子女家
庭占比为 45.11%，多子女家庭为 54.89%。 相比模型（1），此处增加了子
女出生顺序作为控制变量，其中 Brother i 为是否有兄弟的虚拟变量，Girl i
× Brother i 为是否有兄弟与家中子女性别的交互项。 如果交互项系数 茁 3
为正（或显著为正）则意味着家庭的性别偏好发生了不同程度的转变。
Investment i = 茁 0 + 茁 1Girl i + 茁 2Brother i+ 茁 3Girl i × Brother i + 酌X i + 滋 i （2）
表 3（1）列是加入性别与“是否有兄弟”交互项的回归结果，可以发
现，交互效应并不显著，但方向为正，意味着在同胞数量和出生顺序等
因素相同的条件下，与“有兄弟”的男孩相比，“有兄弟”的女孩在教育
资源获得上并无明显劣势。 由于全样本的估计无法直接看出不同性别
之间是否会因为“有兄弟”而在家庭支持的获得上出现差异，为避免混
合样本估计可能产生的偏误，本文进一步分性别样本进行了估计。 结果
显示，兄弟的存在对男孩和女孩的教育资源获得均无显著影响［参见表
3（2）、（3）列］。 这一结果意味着，在家内教育资源的分配问题上，当下
的家庭总体上没有明显的性别偏好，反而呈现出与传统意义上“重男轻

女”偏好不同的“弱转变”。 19
为了进一步检验上述性别偏好“弱转变”的结果是否可靠，本文进

19. 需要强调的是，要想准确估计同胞特征对不同性别子女教育资源获得的影响，必须
面对的挑战还有因“自选择”而导致的偏误，即不同受访学生是否为独生子女并 不是随
机分布的，是否有兄弟、同胞数量等因素是受父母生育行为选择所影响的，这可能导致
现有的估计结果存在偏差。 对此，本文采用稳定逆概率加权（SIPW）的方式解决自选择
问题（可参见 Hernán and Robins，2020）。 具体做法是：以二分类 logit 模型计算出受访学
生为独生子女的概率（控制变量包括学生性别、年龄、身体健康状况、户口、民族和家庭
社会经济地位），然后根据概率计算得出的权重构建 一个加 权的类样本（通过平衡检 验
生成），在此基础上对表 4 中的模型（1）—（3）重新估计。 结果显示，有兄弟对 （转下页）

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