Page 241 - 《社会》2021年第5期
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社会·2021·5
A 随机指派母亲的受教育水平 B 随机指派父母的受教育水平
图 5：安 慰 剂 检 验 22
分原因正是家庭内母亲受教育水平的提升。
在以上结果的基础上， 为了进一步检验母亲受教育程度提升对女
孩校外教育资源获得的促进作用是否同时包含了母亲在家中话语权的
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提升与性别偏好观念转变的双重可能性， 本文分出生世代进行了检
验。 结果如表 5 所示，无论是以 10 年还是 5 年为界进行组别划分，在越
晚出生的世代中， 母亲受教育程度提升所带来的女孩校外教育资源获
得效应越强， 父亲受教育程度提升的影响在不同世代间并无十分显著
的差异。 为了更加清晰直观地观察父母受教育程度的影响及其在不同
世代的连续变化，本文以父母出生队列的形式估计了各自的效应。 图6
将估计值的三年移动平均值以折线图的形式呈现， 可以看到， 在 1970
年之前，父母受教育程度的影响并未呈现规律性，而到 1970 年之后，逐
渐出现一个明显的“豁口”：母亲受教育水平提升对所有子女的教育资
源获得都有不同程度的正向影响，但对女孩的正向效应更强，父亲受教
育水平提升则表现出相反的效果。 这种分异的影响趋势在总体关系模
式上与前面的分组分析结果较为一致， 较好地支持了母亲性别偏好观
22. 在图 5A 的模拟中，仅有 2 次结果大于文中的估计结果；在图 5B 的模拟中有 22 次结
果大于文中的估计结果，均远小于 5%的可拒绝范围。
23. 本文借鉴钱楠筠（Qian，2008）对父母经济地位与子女教育获得的世代差异的估计方
法来进行世代效应检验，公式如下：Investment imf =（Medu i ×cohort m）茁 1 +（Fedu i ×cohort f）茁 2 +鬃 m +
i f +X i酌+滋 imf，其中 cohort m 和 cohort f 分别是父母的出生世代，鬃 m 和 i f 分别是父亲和母亲出生
世代的固定效应。
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