同胞數量、出生順序與兒童的家庭教育投入
——基于CFPS2018數據的實證研究

劉書冰，梁文艷，楊 靖

一、引言

自2015年以來，中國政府相繼推行“單獨二孩”、“全面二孩”和“三孩政策”以促進人口的均衡發展，但出生率下降的趨勢并未獲得根本性改變。根據國家統計局的最新數據，2022年中國首次出現了人口內生性的負增長，且2023年中國新生兒數量降至902萬人，比上一年減少了54萬人，再創歷年新低(1)國家統計局：2023年我國全年出生人口902萬人，https://baijiahao.baidu.com/s?id=1788309078758470891&wfr=spider&for=pc。。究其原因，隨著家庭的少子化和父母對子女發展的愈加重視，很多家庭出于對增加子女可能導致家庭教育投入稀釋——即“數量與質量的權衡”(Quantity-quality Tradeoff)的擔憂(風笑天和李芬，2016)而選擇放棄生育更多孩子。此外，對家庭教育資源在不同出生順序子女間可能存在的差別分配，以及因此可能引發的代內不公平問題，也進一步抑制了中國父母的生育意愿(郭筱琳和羅良，2019)。

盡管不少學者基于中國樣本就同胞數量與家庭教育投入的關系開展研究，但該領域仍有很大的拓展空間。相關學者多基于生育政策松動前的樣本開展分析(郭筱琳和羅良，2019；張月云和謝宇，2015；劉斌等，2018；陶東杰，2019)，且對于家庭教育投入的同胞稀釋效應的具體形式缺乏深入討論。不僅如此，國內學者很少探討上述同胞稀釋效應是否在不同出生順序樣本上存在異質性。

基于此，為回應社會公眾的生育焦慮，本研究基于2018年中國家庭追蹤調查數據庫(CFPS2018)中的義務教育階段兒童樣本，考察同胞數量對兒童所獲得家庭教育投入的影響。相比已有研究，本文嘗試在以下三個方面做出改進：第一，在考察同胞稀釋效應大小的基礎上，精細化地考察了同胞稀釋效應的特定形式；第二，采用傾向得分匹配的方法進行穩健性檢驗，盡可能克服樣本自選擇偏誤等問題；第三，構建相對出生順序指數，估計同胞稀釋效應在不同出生順序樣本上的異質性。

二、文獻綜述與研究假設

(一)同胞數量對家庭教育投入的稀釋效應

資源稀釋理論認為同胞數量的增加會稀釋每個子女獲得的家庭資源，可能不利于子女的教育獲得(Blake，1981)。已有研究發現，隨著同胞數量的增加，個體在教育費用、教育存款、每月津貼和每星期營養食物支出等家庭經濟投入，以及父母陪伴時間、家庭輔導時間和家校溝通等家庭非經濟投入上的獲得水平均會顯著降低(Downey，1995；Hill and Stafford，1974；Steelman and Powell，1989；Wu，2016；郭筱琳和羅良，2019；張月云和謝宇，2015；劉斌等，2018；陶東杰，2019)。

進一步的，Blake(1981)提出，同胞數量增加對個體所獲得家庭教育投入的影響效應并不是線性的，而是存在邊際遞減的特征。與之略有不同，盡管Downey(1995)同樣承認稀釋效應呈非線性的變化形式，但認為在某些相對容易獲取且面臨資源約束性較小的投入維度，可能表現為同胞數量達到某特定數值才會顯示出稀釋效應的“閾值”模式。Wu(2016)基于中國樣本的研究證實了上述“閾值”模式：同胞數量由0個增加到1個，家庭教育經濟支出就會顯示出明顯的稀釋效應；但對于父母監管這類非經濟投入，稀釋效應在同胞數量達到3個及以上時才會出現。值得注意的是，隨著我國國民收入水平的快速提高，家庭教育資源投入面臨的約束程度很可能有所變化。此外，Wu(2016)是基于生育政策松動前出生的人口樣本開展研究，可能存在較強的源于生育決策的樣本選擇性偏誤?；诖?，當下中國家庭教育投入同胞稀釋效應的具體形式有待更加嚴謹的實證研究證據。

本研究將家庭教育投入劃分為家庭經濟投入和家庭非經濟投入兩個維度，在考察同胞數量稀釋效應大小的基礎上，進一步揭示同胞稀釋效應在上述兩個維度的具體形式。參考已有研究發現，提出第一組和第二組研究假設：

H1a：同胞稀釋效應在家庭教育投入的經濟投入維度存在。

H1b：同胞稀釋效應在家庭教育投入的非經濟投入維度存在。

H2a：家庭經濟投入維度的同胞稀釋效應隨著同胞數量的增加呈邊際遞減模式。

H2b：家庭非經濟投入維度的同胞稀釋效應符合“閾值模式”。

(二)不同出生順序上家庭教育投入的同胞稀釋效應

傳統的資源稀釋理論并不關注家庭教育資源可能因出生順序不同而存在的分配異質性(Chu et al.，2007；Yu and Su，2006)。一些基于歐美樣本的研究發現，年長子女獲得的經濟投入、作業督導以及教育期望更多，因而相對較少受到同胞稀釋效應的影響(de Haan，2010；Hotz and Pantano，2015)。原因可能在于：從生理發育的視角看，在同一時點上，年長子女在認知能力發展水平方面存在優勢，能夠更有效地通過語言和情感互動表達自身需求，進而在家庭資源競爭中占據有利地位(Aizer and Cunha，2012)。從投資策略的視角看，為保證所有孩子的終生收入最大化，家長在對子女進行家庭教育投資時也可能采取“強化型投資策略”(Becker and Tomes，1979)，即對年長子女投入更多教育資源。從養育模式的視角出發，為了對年幼子女起到榜樣作用，父母會對年長子女給予更高的期望，并在作業督導方面施加更為嚴格的紀律和懲罰(Hotz and Pantano，2015)。從社會文化的視角看，在一些長子享有優先繼承權的西方國家，重視長子的風俗文化使得年長子女獲得更多的家庭教育投入(Chaumont，1987)。

近年來，個別中國學者關注到出生順序與家庭教育資源投入的關系，但所得結論與西方文獻并不一致。例如，郭筱琳和羅良(2019)發現，“老二”所獲得的親子溝通和共同活動都要多于“老大”，這意味著，年長子女更可能受到同胞稀釋效應的影響。歸納相關文獻，不一致的原因可能在于以下幾個方面：首先，在投資策略方面，受“不患寡而患不均”的傳統儒家思想影響，中國父母在對子女進行教育投資時，為了縮小代內間的人力資本發展差距，很可能采取“補償型投資策略”(方超等，2020)，即在家庭教育資源分配過程中將資源向年幼子女傾斜。其次，在養育模式方面，“長兄如父”“長姐如母”的早熟型角色文化鼓勵“老大”成為家庭責任的主要承擔者，進而使得中國父母很可能通過給予年長子女更加自由的發展空間來培養其家庭責任感和獨立自主性(郭筱琳和羅良，2019)。最后，在社會文化方面，盡管長子繼承制也曾在中國長期存在，但民間同時流行著“百姓愛幺兒”這一傳統觀念，滋生著教育資源分配過程中的“愛幼”行為(張兆曙和戴思源，2018)。以上研究結論暗示，家庭教育投入的同胞稀釋效應對于不同排行的子女很可能存在異質性。

為了回應中國父母對于家庭教育資源可能在不同出生順序子女間差別分配，進而滋生代內不公平的擔憂，本文將更加深入和細致地考察不同出生順序上家庭教育投入的同胞稀釋效應。具體來看，遵循上述中文文獻(郭筱琳和羅良，2019；張兆曙和戴思源，2018)所得到的結論，本文推斷年長子女更可能因為同胞稀釋效應而受到負向影響，并據此提出第三組研究假設：

H3a：在家庭經濟投入維度，年長子女更可能受到同胞稀釋效應。

H3b：在家庭非經濟投入維度，年長子女更可能受到同胞稀釋效應。

三、數據、變量與模型設計

(一)數據

本文基于北京大學中國社會科學調查中心2018年開展的中國家庭追蹤調查數據(CFPS2018)開展研究。(2)CFPS2020采用電話采訪的方式對部分被訪者進行追蹤調查，調查方式的局限性使得CFPS2020沒有提供包括家庭關系的相關數據，因而我們無法確定家庭內部每一個體的同胞結構，所以，CFPS2018為中國家庭追蹤調查數據庫中能夠支持本研究的最新數據庫。該數據庫通過被訪者、監護人以及訪員觀察等多種渠道，收集家庭內的每一位個體在受教育過程中所獲得的教育投入信息，為本文系統化、類型化地測量家庭教育投入提供了可能?；谠摂祿旖⒌谋辉L對象家庭關系信息，本文可以確定每一位個體的同胞數量及出生順序。同時，數據庫提供了較為豐富的家庭背景信息，這為本文深入探討和分析同胞數量、出生順序和家庭教育投入間的關系提供了豐富而翔實的信息。刪除核心變量上存在缺失值的樣本，本文最終包括2335名有效樣本。

(二)變量

1.同胞數量

同胞數量是指家庭內部某一個體的兄弟姐妹數目。(3)CFPS2018家庭成員問卷收錄了每一名受訪者所有子女的信息，包括子女樣本編碼、子女出生年份、子女出生月份等。本文將“子女樣本編碼”作為子女的基本信息，即只要“子女樣本編碼”存在有效值，我們就認為這一子女是存在的，由此確認家庭內部子女數量，將家庭內部子女數量減1，進而可確認家庭內部每一子女的同胞數量?？紤]到當前生育政策只放寬到3孩，且擁有3個以上同胞的個體很少，所以我們將樣本劃分為4類：同胞數量=0、同胞數量=1、同胞數量=2以及同胞數量≥3。圖1呈現了不同同胞數量樣本的分布情況。全樣本的平均同胞數量約為1個；獨生子女兒童有461人(占20%)，有1個同胞的兒童1359人，所占比例最高(接近60%)，擁有2個同胞的兒童389人(占17%)，擁有3個及以上同胞的兒童126人(僅占5%)。

圖1 不同同胞數量兒童的樣本分布情況

2.出生順序

出生順序(絕對出生順序)是指在多子女家庭中，同胞間的年齡排行順序。(4)我們利用CFPS2018家庭成員問卷中“子女出生年份”和“子女出生月份”信息，確認了家庭內部每一子女的絕對出生順序，即子女出生的自然順序。長子女(包括獨生子女)取值為 1，第二胎子女取值為2，依此類推。本研究在考察不同出生順序上家庭教育投入的同胞稀釋效應時，在總樣本中進一步剔除了在出生順序變量上有缺失值的樣本以及多胞胎樣本?？紤]到同胞數量和出生順序具有高度相關性，本文參考Booth和Kee(2009)的做法構建相對出生順序指數，嚴格估計家庭教育投入同胞稀釋效應在不同出生順序上的異質性。具體來看，同胞數量和絕對出生順序具有高度的相關性。家庭內部子女的絕對出生順序最大值減1即為同胞數量。這種關聯在我們將子女數不同的家庭樣本放在一起來估計不同出生順序上家庭教育投入的同胞稀釋效應時會帶來問題。以絕對出生順序取值為2的子女為例，這一數值在“二孩家庭”中表示排行最靠后的子女，而在“三孩家庭”中則表示排行中間的子女。這說明，絕對出生順序的同一個取值可能會混合不同的特征，進而很容易造成估計偏差。為此，本文參考Booth和Kee(2009)的做法，構建了相對出生順序指數(Birth Order Index，BOI)。具體步驟如下：

其中，Nk為第k個家庭內部的子女數目。

第二步，計算第k個家庭中第i個子女的相對出生順序指數BOIki：

其中，ABOki為第k個家庭中第i個子女的絕對出生順序。

相對出生順序指數的實質是在同胞數量不同的家庭中，對子女的絕對出生順序取值進行標準化，使得家庭內部各子女相對出生順序的均值為1，完全獨立于同胞數量。

3.家庭教育投入

本文重點考察兩類家庭教育投入：家庭經濟投入和家庭非經濟投入。

家庭經濟投入包括年總教育支出、基本性教育支出和擴展性教育支出3個變量。其中，年總教育支出反映了子女為了接受教育所獲得的來自家庭的全部貨幣性投入，由“過去12個月，包括交給學校、參加補習班、請家教及其他費用，你家為你支付的教育總支出約為多少錢？”這一題項考察；基本性教育支出反映了子女為了接受正規學校教育所必需的金錢花費，由“過去12個月，您家一共向孩子就讀的學校支付了多少元？”這一題項考察；擴展性教育支出反映了父母為提高子女綜合素質和擴展某些能力而額外付出的教育費用，由“過去12個月，您家支付孩子參加親子班或課外輔導班，及請家教一共花了多少錢？” 這一題項考察。在后文的回歸分析中，本研究還對年總教育支出、基本性教育支出和擴展性教育支出3個變量取對數形式，(5)CFPS2018對于“年總教育支出”這一問題的回答取值進行了界定：子項若出現拒絕回答或“不知道”的答案均視為0值，空值及小于零的值也一律按0計算。因此，本研究在數據清理的過程中對這一變量中取值為0的樣本做缺失值處理，進而導致“年總教育支出”這一變量的最小值大于0，因此我們對“年總教育支出”變量直接取對數。以降低標準差。

家庭非經濟投入包括親子溝通和親子監督2個變量。其中，親子溝通反映了父母和孩子關于學校生活的溝通程度，由“本學期/目前，您和這個孩子討論學校里的事情的頻率如何？”這一題項考察，取值范圍從“1-從不、很少”到“5-很經?！?。親子監督反映了父母對孩子的學業表現和日常行為的監管和規范程度，包括“本學期/目前，您經常要求這個孩子完成家庭作業嗎？”“本學期/目前，您檢查這個孩子的家庭作業的頻率如何？”“本學期/目前，您阻止或終止這個孩子看電視的頻率如何？”以及“本學期/目前，您限制這個孩子所看電視節目的類型的頻率如何？”共4個調查題項，取值范圍均從“1-從不、很少”到“5-很經?！?，本文通過取均值的方法合成了親子監督變量。

圖2呈現了不同同胞數量的兒童群組所獲得的各類家庭教育投入情況。結果顯示，隨著同胞數量的增加，兒童獲得的平均各類家庭教育投入全部單調遞減。這一結果初步支持了本文的第一組推斷，即同胞稀釋效應可能存在于家庭經濟投入和家庭非經濟投入維度。

圖2 不同同胞數量兒童群組的家庭教育投入

4.控制變量

本文引入三類控制變量：第一類是個體特征變量，包括性別(0=女性、1=男性)、年齡、學段(0=小學，1=初中)、民族(0=少數民族，1=漢族)、戶籍(0=農村，1=城市)、省份(0=欠發達省份，1=發達省份)、(6)本文按照2021年各省人均GDP水平是否大于全國平均水平，將各省劃分為發達省份和欠發達省份。出生時體重、受訪者的BMI是否正常(0=否，1=是)、(7)身體質量指數(Body Mass Index，簡稱BMI)是目前國際上常用的衡量人體胖瘦程度以及是否健康的一個標準。受訪者過去12個月平均每月因病就醫是否超過1次(0=否，1=是)和學業表現。(8)CFPS2018分別詢問了父母對子女的數學成績和語文成績的評價，有差、中、良、優四個等級。參考柳建坤和賀光燁(2019)的做法，本研究將其分別賦值為0-3，并通過將上述兩類成績的每一等級所對應的數值相加，得到一個從0到6的連續型數值型變量作為兒童的學業表現。數值越大，代表兒童的學業表現越好。第二類是家庭特征變量，包括家庭年總收入的對數、(9)家庭年總收入為所有家庭成員年凈收入的總和。由于“家庭年總收入”這一變量存在較多取值為0的樣本，因此，我們先對“家庭年總收入”這一變量的取值做加1處理，再取對數。父親和母親的最高受教育水平(1=小學，2=初中，3=高中或中專，4=大?；虮究?，5=本科以上)、父親工作狀態(0=未工作，1=在業)、母親工作狀態(0=未工作，1=在業)、父母年齡；第三類是學校特征變量，包括就讀學校的城鄉類型(0=農村，1=城鎮)和就讀學校的辦學性質(0=私立，1=公立)。表1呈現了控制變量的描述性統計分析結果。

表1 控制變量的描述統計

(三)模型設計

1.識別同胞數量對家庭教育投入的稀釋效應

首先，為了驗證假設H1a和H1b，即考察同胞數量對各類家庭教育投入的稀釋效應，本文建立如下模型：

(1)

在方程(1)中，investmenti是被解釋變量，表示兒童個體i獲得的某類家庭教育投入；SIBNi為核心解釋變量，表示個體i擁有的同胞數量，通過分析其系數β0的取值及顯著性，即可檢驗假設H1a和H1b。chiij、famij、schij分別表示個體特征層面、家庭特征層面和學校特征層面的控制變量向量。α為常數項，εi為隨機誤差項。

其次，為了驗證假設H2a和H2b，即準確刻畫家庭經濟投入維度和非經濟投入維度上同胞稀釋效應的特定形式，本研究以獨生子女作為參照組，引入特定同胞數量的虛擬變量，構建如下方程：

(2)

2.識別不同出生順序上家庭教育投入同胞稀釋效應的異質性

為了驗證假設H3a和H3b，即判斷在家庭經濟投入維度和非經濟投入維度，年長子女是否更可能受到同胞稀釋效應，我們在方程(1)中引入“相對出生順序指數”及其與同胞數量的交互項，構建如下方程：

(3)

在方程(3)中，BOIi表示兒童個體i的相對出生順序指數，是一個連續變量。其余各項參數設置同方程(1)，通過分析系數β6的取值及顯著性檢驗假設H3a和H3b。

四、研究結果

(一)家庭教育投入的同胞稀釋效應及其具體形式

表2報告了方程(1)的估計結果。結果顯示，同胞數量的系數全部顯著為負。這意味著，同胞稀釋效應存在于家庭經濟投入和非經濟投入維度。由此，假設H1a和H1b得到了支持。

表2 家庭教育投入同胞稀釋效應的總體估計結果

表3報告了模型(2)的估計結果。通過比較系數β1、β2-β1和β3-β2的取值及顯著性變動趨勢，我們發現，在家庭經濟投入維度，稀釋效應隨著同胞數量的增加而減弱。具體來看，對于兒童獲得的各項經濟類教育支出，相對于同胞數量由0個增加到1個時產生的稀釋效應(β1)，同胞數量由1個增加到2個時的稀釋效應(β2-β1)，以及由2個增加到3個及以上時的稀釋效應(β3-β2)全部不再顯著，且在絕對數值上明顯減少，甚至在個別指標上取值為正。由此，假設H2a得到支持，說明家庭經濟投入維度的同胞稀釋效應隨著同胞數量的增加呈邊際遞減模式。

表3 家庭教育投入同胞稀釋效應具體形式的估計結果

在家庭非經濟投入維度，隨著同胞數量增加，同胞數量對親子監督的稀釋效應近似于“閾值模式”。具體來看，同胞數量由0個增加到1個時，親子監督的同胞稀釋效應沒有得到支持(β1不顯著)；但同胞數量由1個增加到2個，以及由2個增加到3個及以上時，同胞數量對親子監督的稀釋效應不僅顯著且作用不斷加大。但是，同胞數量對親子溝通的稀釋效應卻沒有表現為“閾值模式”，而是呈邊際遞減模式。具體來看，對于兒童獲得的親子溝通投入，相對于同胞數量由0個增加到1個時顯著的稀釋效應(β1)，同胞數量由1個增加到2個時，盡管稀釋效應仍然顯著但效應值有所減弱(β2-β1)；同胞數量繼續由2個增加到3個及以上時，稀釋效應不再顯著(β3-β2)。由此，假設H2b在親子監督指標上得到支持，在親子溝通指標上被拒絕。

(二)不同出生順序上家庭教育投入同胞稀釋效應的異質性

表4報告了方程(3)的估計結果。系數β6的取值及顯著性揭示了稀釋效應在不同出生順序樣本中的異質性。結果顯示，交互項系數僅在基本性教育支出指標上顯著為正(p<0.1)，而在其余5個家庭教育投入指標上均不顯著(p>0.1)。上述結果表明，在基本性教育支出上，年長子女更可能受到同胞稀釋效應的影響。但在其他的家庭教育投入指標上，同胞數量對不同出生順序子女的稀釋效應不存在顯著性差異。由此，假設H3a僅在基本性教育支出指標上得到支持，在年總教育支出和擴展性教育支出指標上被拒絕；假設H3b被拒絕。

五、穩健性檢驗

識別同胞數量稀釋效應的一個主要挑戰在于，同胞數量與家庭教育投入之間的關系存在自選擇問題。在中國，對培養“高素質兒童”的關注使得父母更可能為了避免孩子數量對家庭資源的“稀釋”而傾向于生育更少的子女，進而保證出生的子女可以獲得較高的家庭教育投入。這就意味著，一個人擁有同胞的數量，也可以被認為是家庭對孩子教育發展重視程度的結果，而同胞數量本身并不必然構成影響孩子獲得家庭教育投入的原因。為此，本文采用傾向得分匹配(PSM)的方法進行穩健性檢驗。

為從總體上考察家庭教育投入的同胞稀釋效應，本文將獨生子女作為控制組(Treat=0)，將擁有同胞的兒童作為處理組(Treat=1)，基于Logit模型計算得到傾向得分值，(10)傾向得分(Propensity Score)的模型是：傾向得分=Logit(是否為男孩、年齡、是否讀初中、是否為漢族、是否為城市戶籍、所在省份是否為發達省份、出生時體重、BMI是否正常、過去12個月平均每月因病就醫是否超過1次、學業表現、家庭年總收入的對數、父親和母親較高一方的受教育水平、父親是否在業、母親是否在業、父親年齡、母親年齡、就讀學校是否為城鎮學校、就讀學校是否為公立學校)。采用半徑匹配(caliper=0.05)的匹配方法估計同胞數量增加對家庭教育投入的平均處理效應(ATT)。(11)對匹配結果進行平衡性檢驗和共同支撐檢驗，相關結果滿足平衡性和共同支撐假設。由于本文的篇幅所限，如需平衡性檢驗結果和共同支撐域檢驗結果請聯系作者索取。表5匯報的平均處理效應估計結果顯示，同胞數量=0的兒童群體所獲得的家庭經濟投入和親子監督均顯著高于同胞數量≥1的兒童群體，而在親子溝通上并不存在顯著性差異。除了在親子溝通指標上研究假設沒有得到支持，上述結果與前文OLS估計結果基本一致，一定程度上驗證了OLS估計結果的穩健性。

表5 同胞數量增加影響家庭教育投入的平均處理效應(ATT)估計

為了更加準確地考察家庭經濟投入維度和非經濟投入維度的同胞稀釋效應形式，本文分別對三類樣本中的稀釋效應進行了更加細致的兩兩比較。具體來看，本文依次將同胞數量=0、同胞數量=1、同胞數量=2的兒童群體作為控制組(Treat=0)，將同胞數量=1、同胞數量=2、同胞數量≥3的兒童群體作為處理組(Treat=1)，基于Logit模型計算得到傾向得分值，同時采用半徑匹配(caliper=0.05)的匹配方法估計同胞數量增加對家庭教育投入的平均處理效應(ATT)。(12)對匹配結果進行平衡性檢驗和共同支撐檢驗，相關結果滿足平衡性和共同支撐假設。由于本文的篇幅所限，如需平衡性檢驗結果和共同支撐域檢驗結果請聯系作者索取。表6匯報的PSM模型估計結果顯示，對于家庭經濟投入維度的各項指標以及非經濟投入維度的親子溝通指標，隨著同胞數量增加，稀釋效應呈邊際遞減模式；對于非經濟投入維度的親子監督指標，隨著同胞數量增加，稀釋效應存在閾值模式。這一發現支持了OLS的估計結果。

表6 同胞數量增加影響家庭教育投入的平均處理效應(ATT)估計

綜上穩健性檢驗結果，可以認為本文關于家庭教育投入的同胞稀釋效應及其具體形式的OLS回歸估計結果是穩健的。

六、結論與討論

本研究利用CFPS2018數據，以義務教育階段兒童樣本為分析對象，在資源稀釋理論視角下揭示同胞數量與家庭教育投入之間的關系，以及上述關系在不同出生順序樣本上的異質性。研究主要得到以下結論。

第一，同胞稀釋效應存在于家庭經濟投入和非經濟投入維度，這與國內外已有眾多研究結論相一致(Downey，1995；Wu，2016；劉斌等，2018；陶東杰，2019)。

第二，經濟投入維度和非經濟投入維度中親子溝通指標的同胞稀釋效應呈邊際遞減模式，非經濟投入維度中親子監督指標的同胞稀釋效應符合同胞數量達到2個時才會發生稀釋的“閾值模式”。出現上述結果的原因可能在于，相較于家庭經濟投入和親子溝通，親子監督活動具有更強的溢出性，即父母對子女的監管和規范很可能會泛化到家庭內部的多個子女。

第三，從稀釋效應在不同出生順序樣本的異質性看，在基本性教育支出上，年長子女更可能受到同胞稀釋效應的影響；但在其他的教育投入指標上，同胞稀釋效應不會因為出生順序的不同而表現出異質性。上述結果與已有研究(郭筱琳和羅良，2019)的發現并不完全一致。這意味著，隨著社會經濟的快速發展和社會養老保障體系的日益完善，“長兄如父”“長姐如母”“百姓愛幺兒”等傳統在我國的家庭養育文化中被逐漸淡化，在當前中國多子女家庭中，父母對不同出生順序子女家庭教育資源的投資邏輯僅在基本性教育支出上存在著傾向于年幼子女的偏好，而在其他家庭教育投入指標上的同胞稀釋效應并不存在出生順序差異。這一發現在一定程度上能夠緩解現階段中國百姓因家庭教育資源分配公平性所帶來的生育焦慮。

本研究的結論為當前我國的生育配套政策、公共教育政策及家庭養育投入決策提供了一定的啟示。首先，政府要為多子女家庭提供更多的經濟支持和福利補貼，在公共教育服務方面進一步完善家校協同育人機制，減輕多子女家庭的養育負擔，緩解育齡人口的生育焦慮。其次，在“三孩政策”放開的背景下，推進獨生子女家庭父母再生育資源補償機制的構建，有效減輕其家庭養育資源約束，讓有生育意愿的年輕人“敢生”，真正釋放生育政策開放的紅利。最后，需要建立家庭養育的社會協同機制，以確保多子女家庭中不同出生順序的子女在基本性教育支出方面能夠公平獲得資源。

盡管本研究得到了以上一些有價值的研究發現和啟示，但仍存在一些不足之處，有待進一步的探討。第一，因果識別方法還有待進一步改進。盡管我們通過盡可能引入控制變量來探究同胞稀釋效應，但內生性問題仍然無法完全控制，未來可嘗試基于追蹤數據等開展更加嚴格的估計。第二，研究內容還有待進一步拓展。本研究僅考察了家庭教育投入的同胞稀釋效應在出生順序上的異質性，未來還可從性別、城鄉等異質性層面開展更加深入的分析。