影响总体受教育年数的因素及其民族差异

　　
　　一、按民族和性别区分的平均受教育年限
　　
　　表 2 显示的是按民族和兄弟姐妹数区分的中国成年人的平均受教育年数。总体来说，汉族的受教育年数比少数民族多 0.91 年。随着兄弟姐妹数量的增加，汉族子女的受教育年数下降，符合资源稀释理论的解释。例外的是，少数民族家庭中，拥有一个兄弟姐妹比没有兄弟姐妹的受教育年数高 0.07 年；5 个兄弟姐妹以上的家庭中，子女的受教育年数反而比拥有 4 个兄弟姐妹的家庭多 0.48 年。
　　
　　汉族和少数民族受年数的差别随着兄弟姐妹的增加，呈现出先增大，后减小的趋势。独生子女家庭中，汉族的受教育年数是 11 年，少数民族是 9.52 年，二者的受教育年数差别是 1.48 年，这一方面是少数民族独生子女样本量过少导致的。四个兄弟姐妹的家庭中，少数民族比汉族少受 1.26 年教育，5 个兄弟姐妹以上，二者的受教育年数差别仅为 0.47 年。
　　
　　表 2 部分支持了我们的假设 2,即兄弟姐妹数量越多，受教育年数的族群差距越大。但并没有表明随着孩子数量的增加，汉族和少数民族的教育获得差距在增加。然而，也有可能是同胞数量越少的出生的越晚，同胞数量越多的出生的越早，因此未必是兄弟姐妹数量的影响，也可能是年轻一代在教育机会增加的过程中受益了。
　　
　　图 5 中详细描述了汉族和少数民族受教育年数随时间的变化，从总体看，受教育年数呈现出不断上升的状态，汉族的受教育年数高于少数民族，且从 1949-1987,汉族和少数民族受教育年数的差距不断扩大。但在 1962 年，少数民族的受教育年数是 9.16 年，略高于汉族。
　　
　　图 6 描述出了汉族和少数民族兄弟姐妹数随时间的变化，从总体看，兄弟姐妹数呈现出不断下降的趋势，且汉族和少数民族的兄弟姐妹数的差距也是先增大、后缩小、又增大的状态。韩怡梅的研究也发现，由于“一孩政策”,与汉族相比，少数民族的子女拥有更少的物质资源，22.9%的少数民族家庭有 4 个及以上的孩子，汉族家庭的这一比例是 8%.
　　
　　二、变量的描述性统计
　　
　　表 3 是因变量和解释变量的描述统计。对比出生于 1949-1970 年、1971-1980 年，以及 1981-1988 年的 3 个出生世代，可以看到年轻的出生世代受教育年数更多。这一方面是教育扩展和教育机会增加导致的，另一方面也是由于兄弟姐妹数量的减少，家庭的资源稀释低，个人的受教育机会增加，受教育年数提高。
　　
　　兄弟姐妹构成中，年轻出生世代的兄弟姐妹数比年长出生世代少。“晚、稀、少”运动和计划生育政策主要是针对汉族，因此少数民族的人口比例在年轻的出生世代略有提高。父亲受教育年数和母亲受教育年数，在三个出生世代中依次迅速提高。城镇户口所占的比例在最晚的出生世代（1981-1988 年）中有很大的提高，这很大程度上归因于 1978 年实行的改革开放。
　　
　　三、影响总体受教育年数的因素及其民族差异
　　
　　表 4 展示了影响受教育年数因素的估计值，所有模型的报告为标准误。其中模型 1 是非交互模型，目的在于估计各解释变量对因变量的净效应；模型 2、3、4 都是交互模型，分别估计民族与其他主要解释变量（出生世代、兄弟姐妹数）的交互效应，及兄弟姐妹数和出生世代的交互效应，从而检验教育获得的族群差距是否在不同的出生世代存在差异，和是否通过兄弟姐妹数造成教育获得的族群差距。
　　
　　从模型 1 可以发现，所有解释变量的系数都在 0.001 的水平显着。第一，平均受教育年数存在族群差异。控制了其他因素之后，汉族的受教育年数比少数民族多 0.557 年。第二，受教育年数存在巨大的城乡差异，其他因素保持不变时，城镇户籍的受教育年数比农村户籍多 2.121 年。第三，父亲和母亲的受教育年数越高，子女的受教育年数也越高，二者是正相关，平均来说，父亲的受教育年数每增加一年，子女的受教育年数提高 0.162 年，母亲的受教育年数每增加一年，子女的受教育年数提高 0.159 年。第四，兄弟姐妹数与个体的受教育年数呈反相关，每增加一个兄弟姐妹，受教育年数降低 0.148 年。第五，受教育年数还存在性别差异，控制了其他变量，男性的受教育年数比女性高 0.676 年。最后，受教育年数还存在显着的出生世代差异，控制其他变量后，1971-1980 年的出生世代的受教育年数比年长的出生世代（1949-1970）高 0.675 年，最年轻的出生世代（1981-1988）比最年长的出生世代的受教育年数高 0.996 年。这符合随着出生世代教育扩展和教育机会增加。总体而言，以上所有的结果符合已有的研究，也与我们的预期相符合。
　　
　　表 4 的模型 2 在模型 1 的基础上增加了族群与出生世代的交互项，目的是为了检验汉族和少数民族的教育年数随出生世代发生的变化。可以看出，汉族与出生世代为 1971-1980 年的交互项没有统计显着性，表明出生世代是 1971-1980年，汉族和少数民族的受教育年数没有显着差异。汉族与出生世代为 1981-1988年的交互项的回归系数是 0.961,而且统计显着，这表明出生世代为 1981-1988年的汉族和少数民族的受教育年数存在显着差异。具体来说，出生世代为 1949-1970 年的人而言，控制了性别、兄弟姐妹数、户籍、父亲受教育年数、母亲受教育年数后，平均受教育年数并不存在显着的族群差异（模型 2 中民族变量的系数为 0.336,但没有统计显着性）；而对出生世代是 1981-1988 年的人来说，保持其他因素不变，汉族的平均受教育年数比少数民族高 1.297 年（民族变量的系数与交互项的系数，即 0.336+0.961=1.297）。由此我们的假设 2 得到支持，假设 1 被拒绝，教育获得的族群差距随着出生世代增大。
　　
　　表 4 的模型 3 估计了民族与兄弟姐妹数的交互效应。结果表明，民族变量的主效应为 0.543（p<0.1），表明兄弟姐妹数越少的家庭中，教育获得的族群差异具有轻微的显着，汉族的受教育年数高于少数民族 0.543 年。兄弟姐妹数的主效应系数为-0.152（p<0.1），表明控制了其他因素之后，每增加 1 个兄弟姐妹，少数民族的受教育年数降低 0.152 年。民族与兄弟姐妹数的交互项系数是 0.004,但没有统计显着性，表明控制其他因素后，兄弟姐妹数对汉族的受教育年数没有影响。这些结果表明，兄弟姐妹数影响少数民族的受教育年数，但对汉族没有影响。这也从另一个程度上支持了我们的假设 2,即计划生育政策通过兄弟姐妹数的不同，对汉族和少数民族的教育获得产生了差异。
　　
　　表 4 的模型 4 估计了兄弟姐妹数与各个出生世代的交互效应。在控制了族群与出生世代的交互项后，族群的受教育年数差异更加显着，少数民族的受教育年数比汉族降低了 0.526 年。分出生世代来看，兄弟姐妹数的主效应为-0.081（p<0.05），控制了其他因素之后，出生世代为 1949-1970 年的人来说，每增加一个兄弟姐妹，受教育年数降低 0.081 年；兄弟姐妹数与出生世代为 1971-1980年的交互项回归系数是-0.157（p<0.05），控制其他因素后，每增加一个兄弟姐妹 , 出 生 世 代 为 1971 - 1980 年 的 受 教 育 年 数 降 低 0.238 年（-0.081-0.157=-0.328）；兄弟姐妹数与出生世代为 1981-1988 年的交互项回归系数是-0.369（p<0.01），控制其他因素后，每增加一个兄弟姐妹，出生世代为 1981-1988 年的受教育年数降低 0.45 年（-0.081-0.369=-0.45）。由此说明，兄弟姐妹数的负效应随着出生世代增大。
　　
　　这与已有的研究相符合（叶华、吴晓刚，2011;郑磊，2013），对此可能的解释是：第一，出生世代为 1949-1970 年的人，教育极度欠缺，教育的经济价值低，再加上“文革”等影响，家庭中资源的稀释和争夺不明显（Lu & Treiman,2008）。第二，1970 年以后，教育扩张和经济扩展同时发生，根据量质权衡理论（Quality and Quantity Theory），在孩子数量较多的情况下，家庭出于理性考虑，只投资回报率较高的孩子，让另一些孩子参加工作以帮补家庭，这导致兄弟姐妹数量的资源稀释更大，资源争夺更加激烈，兄弟姐妹数量对教育获得的负影响也更大。第三，在最晚的出生世代，独生子女比例明显上升，兄弟姐妹数较多的家庭资源稀释作用更大，与独生子女相比，兄弟姐妹数的负影响也更加显着。这也从另一个侧面反映了随着出生世代，对教育资源的争夺越来越激烈，这回答了“谁走在最前面，就是那些获得了教育的人”