資源稀釋的邊界與生育子女的數量選擇

吳云雁

（江漢大學商學院，武漢 430056）

一、問題的提出

2022 年中國人口進入負增長時代，據國家統計局公布的數據顯示，2016—2022 年總出生人口數分別為1786、1723、1523、1465、1202、1062、956 萬人，總體出生人口規模的下降趨勢非常明顯。這個結果遠遠低于普遍二孩政策放開前的大多數人口研究預測與政策預期，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致中國生育率的規模性反彈。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，主要擔心來自養育子女的憂慮——認為一個孩子已經養活得很艱難，從小學到中學再到大學，教育負擔過重一定是“養不起”兩個孩子，當然，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。教育社會學的資源稀釋理論是對這種經驗現象的簡約概括，也就是說父母往往是由于擔心子女的教育質量（負擔不起其投入）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，也是更科學的人口演變與家庭發展的微觀需求，即對孩子全面成長與家庭健康發展更為有利。在目前中國取消計劃生育轉向自主生育的背景下，很多家長基于“養不起”而放棄生育二孩，是受資源稀釋論、數量與質量權衡論等理論“暈輪效應”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訓的一種思維定勢，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

隨著現代化進程的到來與加深，自20 世紀中葉，子女數量對子女教育結果是否構成影響以及這種有無影響的邏輯與原因一直深受經濟學、教育學、社會學的關注。

（一）子女數量與質量權衡論的提出

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

圖1 貝克爾關于子女數量與質量的關系圖

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

（二）以支持與印證為主的經驗跟蹤

最早明確提出資源稀釋論的是布萊克，其1981 年題為《家庭規模與子女質量》論文基于驗證“那些為了提高子孫質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，驗證了子女數量多的家庭確實對子女教育質量存在不利影響的假設。這種“不利”具體表現在父母的時間、精力、情感以及父母的物質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］。后續研究表明，教育獲得會進一步影響職業獲得（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注生育間隔對教育質量的影響，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 世紀的發展中國家，大規模家庭普遍對子女質量產生消極影響（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濟發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界受到廣泛關注。

（三）以質疑與爭辯為主的經驗研究

在支持資源稀釋的經驗研究中，漢努塞克的調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現，孩子的學業成績跟兄弟姐妹數量存在明顯的負相關，但與其出生排序并不存在明顯相關（Eric A.Hanushek，1992）［8］。

來自欠發達國家的相關實證研究更多的結果是對資源稀釋論的質疑與多元化結論。安格瑞斯利用以色列的雙胞胎人口數據研究發現兄弟姐妹數量與其教育獲得之間并無明顯關系，與其成年后的成就同樣不存在明顯關系（Joshua Angrist& Analia Schlosser，2006）［9］。來自印度尼西亞的經驗表明沒有兄弟姐妹或只有一個兄弟姐妹的調查對象平均受教育年限比那些2 至7 個兄弟姐妹的調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，同時城鄉的分組比較還顯示，在城市內部或鄉村內部各年齡組，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查證據表明，在多子女的大規模家庭中，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］。

有學者研究證實家庭規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的能力，但在人力資本（教育）的獲得上確實呈現負相關。有文獻對巴西的研究發現，兄弟姐妹多的家庭反而會由于勞動力充足而減少童工現象的發生，從而提高適齡兒童的上學出勤率（Vladimir Ponczek&Andre Portela Souza，2012）［13］。

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

（四）中國的經驗論證

資源稀釋理論也有中國的經驗驗證。有學者認為，中國在政策設計層面經歷了城鄉平等、男女平等、刺激經濟等多重政策的調整，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，同樣也相應地減少或提升兄弟姐妹數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、吳曉剛的研究結果則表明生育數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，發現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數量與質量權衡論的觀點。

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生負面影響；第二，在教育過程中的表現：孩子數量與其教育期望、學習成績成反比；第三，從結果來看，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

綜合各相關文獻可以看出，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、文化環境等；二是父母對孩子的關注與教導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條件擴展到父母的時間、精力、社會交往機會等非物質條件，但總體缺乏對經濟與社會結構的宏觀差異的分析。而在中國的教育變遷過程中，一方面是總體教育規模與質量都在提升，但另一方面教育不平等的階層差異、城鄉差異等先賦因素作為結構性制約（劉精明，2008；李春玲，2014）［18-19］一直在進行不平等的社會再生產。

2. 教育發展程度與市場化程度對資源稀釋應有影響

中國高等教育引入學費機制是1989 年（秦行音，2003）［20］，社會力量辦學、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，資源稀釋效應應該更為明顯。結合中國經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歷“文革”的一代人，1970 年代的人是從計劃經濟轉向改革開放的一代，1980 年代是經歷中國高等教育擴招的一代。因此，我們將教育發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”

資源稀釋理論在建構論證模型的過程中都是將“子女數量”作為“數值型”的自變量納入統計，回歸大多采用最小二乘法，這樣就導致子女數量1 至2 的變化與2 至3 的變化是“等值”效應。筆者認為“線性假設”存在兩個問題：一是線性假設基于變量的連續數值型變化為前提，但實際上生育子女數量這一問題不適合作為數值型連續變量處理，因為現代化社會中人們的生育意愿普遍降低，中國人的理想子女數一直處于下降趨勢，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，平均理想子女數基本穩定在1.6 至1.8 人之間（侯佳偉等，2011）［21］。二是線性假設基于實際不同數量的子女數變化的邊際效應相同為前提，但實際子女數量變化引起的邊際效應理應不同，因為一個家庭中“父母及祖輩”所擁有的養育時間、精力乃至金錢、社會交往機會等資源最合適的養育子女數“理想值”不一定是“1”的情形下，子女數量引起的家庭應對方式、情感需求與資源付出之關系乃是一個復雜的“動態”過程，而不是一個靜態的數量關系。雖然我們暫時還沒有相關數據去發現這一動態關系，但邊際效應等同假設確實需要重新審視。最基本的一點——在同等家庭資源條件下，子女數量的少數增加并不一定顯現資源稀釋效應。

三、研究方法

目前育齡婦女的主體構成人口是“90 后”，加上部分“80 后”，他們擔憂的教育質量還沒有經過時間檢驗。因此，對生育子女的教育獲得情況等相關變量的需求，應當著重考慮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年成人問卷數據，其調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

由于調查問卷當中兄弟姐妹一欄的信息是以調查對象本人為基點展開收集調查對象的哥哥、姐姐、弟弟、妹妹，所以我們是以調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）常規非體力勞動者（4）有雇員的個體經營者（5）沒有雇員的個體經營者（7）體力勞動監督人員（8）技術型的體力勞動者（9）半技術型和無技術的體力勞動者（10）農場工人（11）農民

*（1）和（2）合成（1）類即管理階層

*（3）轉為（2）類即常規非體力階層

*（4）、（5）、（7）合成（3）類即小業主、自雇者階層

*（8）合成（4）類即技術工人

*（9）轉為（5）類即非技術工人

*（10）、（11）合成（6）類即農民

3.自變量

城鄉區域：將城鄉分野作為比較教育獲得的經濟與社會結構影響的綜合性指標，觀察教育獲得的城鄉差異，并與子女數量差異相比較。

父親職業：作為家庭階層地位的標志性指標，來分析家庭經濟與社會地位階層指標的影響力與子女數量的影響力。

子女數量：利用子女受教育水平變量構建。

家庭收入缺省的問題，本研究只考慮父親職業作為家庭經濟與社會地位的核心指標。

（二）研究假設

依據文獻綜述和研究目的，本研究提出以下研究假設。

假設一：資源稀釋效應在不同經濟與社會地位的階層內部呈現不同的結構性差異。具體假設為：

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

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

假設二：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資源稀釋效應，即80 后受教育人口的資源稀釋應該比50—70 后更為顯著。

假設三：資源稀釋出現的臨界點不是任意數值的增加，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。

（三）樣本概況

本研究依據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，調查對象兄弟姐妹數最多的是11 個，即包含調查對象在內“家庭子女最多的是12 個”；調查對象的兄弟姐妹數的平均值為2.7 個，標準差為1.162 個。調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）平均值為8.95 年；標準差為3.95 年。

調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、實證分析與發現

CFPS 數據中依據子女數量類型在平均受教育年限數值上的方差比較發現，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 系數為0.378，呈現顯著的較強相關性。但在控制其他社會結構性的變量之后會怎么樣呢？

（一）分城鄉的子女數量與教育獲得比較

基于本研究假設比較子女數量增加引起的教育獲得的變化（受教育年限）情況。具體結果如表2 所示。

從表2 的模型結果可以看出，城鄉分別之后，資源稀釋在只控制區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 的數據我們可以發現，中國50 后、60 后、70 后、80 后四個代際的人口由于子女數量增加導致的受教育年限變化情況顯然是城鄉差距導致的差異更大，而子女數量引起的變化相對而言是很微弱的。由數據對比我們可以發現：

首先，城鄉差異導致的教育獲得差異占據主導地位，子女數量引起的教育獲得差異存在但非常微弱。從各類子女數的家庭總平均而言，教育獲得變量的城鄉差異平均值為4.25 年；就假設一而言，教育獲得的城鄉差異占據絕對主導地位。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象較前面幾代人更為突出。對比統計模型可以看出這并不是子女數量少本身引起的，而是更復雜的經濟與社會結構因素的制約。

第三，從子女數量看城鄉差距的縮小。縱向變化趨勢顯示，從50 后至70 后三代人群中，城鄉差距基本穩定，即在城鄉教育水平普遍提升的條件下，城鄉間的教育獲得差距仍然是“基本趨穩”，但80 后人群的城鄉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濟與社會地位高的階層約束更強，包括農村的經濟與社會地位高的階層約束也更強。實際上是經濟與社會地位的結構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

本文應用父母職業代表家庭背景。家庭背景職業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，職業階層最低的農民與非技術工人階層資源稀釋顯著，而且農民作為最底層，資源稀釋程度高于非技術工人階層的家庭。這表明家庭資源量首先是影響稀釋的關鍵變量，階層越低越易形成資源稀釋。

其次，中間兩個階層（自雇、小業主與技術工人）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（把問卷中具體職業類型羅列出來——老師、醫生），生育2—3 個孩子不存在資源稀釋效應。

第三，管理階層與常規非體力階層（同上羅列具體的職業）的不但不存在資源稀釋，子女數量反而與子女教育獲得呈現“正相關”，即在常規非體力階層中，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。這表明在較高階層的家庭中，子女數量多更有利于其教育獲得。

為了檢驗結果的穩健性，本文同時采用了迭代再加權的最小二乘法即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（給那些殘差更大的觀察案例更小的權數）計算每個觀察案例的權數并進行加權最小二乘法回歸。回歸結果與表6 結果基本一致，這一步支持了本文的研究發現。囿于篇幅僅報告核心自變量結果，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，以父親的職業類型作為家庭經濟與社會地位的階層指示器，展現父親職業類型與子女教育平均受教育年限的交互分布情況。具體結果如表8 所示。

據表8 的數據可以推算，管理階層人群內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。總體平均而言，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 的結果表明，除管理階層與常規非體力階層之間的差距與子女數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數量之間的差距更為顯著。這充分說明，“父親職業”作為家庭經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數量的影響。

（三）資源稀釋各代際間的模型比較

根據假設二，各代際之間的資源稀釋與教育獲得由于中國經濟與社會變遷及教育市場化程度的變化應該有所不同，其數據驗證結果如表9所示。

表9的模型統計顯示，50 后與60 后回歸系數呈現“正相關”，表明子女數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”逐漸“負”向增加，即子女數量越多，教育水平越低。

穩健性回歸的結果也支持了這一結論，具體見表10，僅報告核心自變量結果，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 城鄉分野下的資源稀釋檢驗

表3 城鄉分野下的子女數量與教育獲得比較

表4 城市與農村的資源稀釋效應導致的教育獲得差異分布

表5 城鄉差異導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（穩健回歸結果）

表8 父親職業與子女數量交互的教育獲得分布

表9 分代際的資源稀釋效應

表10 分代際的資源稀釋效應（穩健回歸結果）

這種結果應當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，所以子女數量多少都是自然選擇的結果，但70后與80后兩代受計劃生育政策的影響，應該是經濟與社會階層地位越高的家庭受計劃生育剛性約束越強，越是農村、階層地位低的家庭生育子女數越多。

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 年引入學費制，導致教育成本大幅度提高。70 后上中學與大學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也顯著。

三是從階層差異的子女教育獲得年限比較發現，在50 后人群中管理階層與農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）子女數量對教育獲得總體影響

從前述各方面的內容看，城鄉結構、家庭經濟與社會地位是影響教育獲得的結構性因素，也是占據主導力量的外生制約。那么，在控制這些結構性制約的情況下，子女數量對其教育獲得的影響會如何呢？據此，筆者應用CFPS 數據建立了兩個回歸模型，模型一是只考慮外生的結構性變量，具體包括區域、代際、父親職業、父親人力資本（教育）等；模型二是在模型一的基礎上增加子女數量，但將其作為“類型”變量進入方程，具體結果如表11 所示。

表11 子女數量對其教育獲得的回歸結果

根據表11，我們可以得出以下結論：

就子女數量而言，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，即資源稀釋效應顯著。我們對資源稀釋的子女數量邊界應該給予一個“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數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、小公主現象，獨生子女往往因為沒有同伴競爭，資源獨享而缺少發展動力，多子女家庭的孩子往往為了獲得父母的關注、關愛與家庭資源分配的優勢，會付出更多的努力以獲得更優的成績。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、過度保護導致愛心泛濫而致使“小皇帝”的形成。

穩健回歸的結果也支持了上述結論，具體結果見表12，僅報告核心自變量結果，其他控制變量均已控制。

表12 子女數量對其教育獲得的回歸結果（穩健回歸結果）

五、總結與討論

本研究應用CFPS 數據對資源稀釋理論重新進行了驗證與分析，結合目前學界討論教育獲得最多的城鄉、家庭背景（父親職業）、代際三個角度展現“組內”資源稀釋狀況，即每一分組類別內部的資源稀釋情形。從具體的數據結果來看，將核心變量“子女數量”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：即我們不能將子女數量作為一個連續變量來處理，原因在于在多子多福的傳統生育觀已經過時的現代情景下，人們普遍生育子女數量較少，因此，子女數量過大（連續變量）是沒有實踐意義的。

第一，本研究打破了貝克爾關于子女數量與質量權衡的連續線性關系論。從貝克爾到布萊克，再到國內相關學者的研究，其數據分析與模型建構過程中都存在一個線性假設，即將子女數量與其教育獲得之間“關系變化”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，這是一種純數字的線性假設，而不是社會具象。這種純數字化的線性假設導致子女數量遞增過程中，對每一個數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”這一問題的實際情形，正常的普通家庭，生育的數量基本控制在2—3 個是理想的生育子女數。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界的預測水平，無論是生育意愿的“理想子女數”研究或普遍“二孩”政策的實際效應均表明了這一事實。因此，子女數量這一變量的“波動”范圍基于1 至4，在此情況下，不宜套用“數值型變量”的連續線性做法。

第二，中國家庭由獨生子女增加到“二孩”資源稀釋效應不明顯，從子女教育質量看一個家庭生育2 個子女是最優選擇。從孩子的社會化過程來看，中國需要建構積極健康的同伴教育理論來替代原有的嬌慣養育、獨子愛護等模式。而且2 子女家庭減少“失獨”風險的發生概率，提高家庭對未來風險的防范能力。過高或過低的綜合出生率都可能對社會產生不利影響。如果生育率過低，可能會導致人口老齡化和勞動力短缺，對經濟和社會發展構成挑戰。而如果生育率過高，可能會給資源分配、教育、醫療等方面帶來壓力。雖然說中國政策已經放開為3 胎，甚至以后可能完全生育自由，不再限制子女數量，但多數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量和未來發展機會的情形下，最理想的生育數會是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。盡管統計模型顯示最優的子女數為2，但政策允許更多的生育數可能有其他考慮因素。如政府可能根據國情發展對勞動力增加的需求，個人和家庭也可能受到傳統文化觀念、宗教信仰等因素的影響。因此，本研究的結論屬于一種“社會平均”值。

第三，中國教育城鄉公平、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、不同城鄉地區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數為2 個孩子。之所以大多數人會將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量應當成為獨生子女轉變以后中國普通家庭生育子女狀況的新常態。由此，中國在生育政策放開后，還需要在生育文化的建設上投入更多努力，讓人口負擔論、計劃生育論造成的抑制性生育觀念盡快成為過去。