家庭背景与教育获得的性别不平等

蔡栋梁　孟晓雨　马双

[内容摘要]区别于考察教育获得机会性别不平等的累积效果，本文考察了不同阶段教育获得机会性别不平等，检验了性别因素与家庭背景因素之间的交互作用。利用2008年中国综合社会调查数据（CGSS）的研究表明，教育获得机会性别不平等随着教育层次的提高而减弱。城乡差异加剧了教育获得机会的性别不平等，农村居民教育获得机会的性别差异程度要高于城市居民。随着教育层级的提高，母亲受教育水平越高将持续降低教育获得机会的性别不平等。兄弟姐妹人数越多的家庭，教育获得机会的性别不平等越严重，且随着教育阶段的深入，效果持续、唯一存在。结果表明，增加城镇人口比例的中国城市化政策、提高父母教育程度的高校扩招政策以及缩小家庭规模的计划生育政策将对中国教育获得的性别平等化有贡献。本文采用极大似然估计，一次性分析影响不同阶段教育获得机会性别不平等的因素，考察了不同层次教育的序贯选择过程以及选择过程之间存在的相关性。

[关键词]教育不平等；性别差异；群体差异

一、引言及文献综述

女性能否受到与男性平等的受教育机会是衡量一个社会教育公平与否的重要指标之一，然而很多研究就曾指出男女在接受教育的机会上存在显著差异。这种差异的原因来自几个方面。

第一，劳动力市场中的性别差异使得父母基于家庭总效用最大化的原则，对男女的教育投入存在差异。武中哲（2008）研究的结果表明，我国劳动力市场存在性别不平等，且与其他国家相比存在扩大的趋势；申晓梅等（2010）以2008年度“中国大学毕业生求职与工作能力调查”山东省数据为基础，考察了大学生毕业半年后的就业和工资状态，结果表明女大学生在毕业半年后的就业中遭遇就业机会和工资的双重歧视。在这种情况下，贝克尔（1987）开创的新古典家庭模型很好地解释了教育的性别其实。新古典家庭模型指出，以家庭为单位的最优化过程中，父母对于每一个儿童，存在一个最优的教育投资水平，使得教育期望收益的净现值等于家庭负担的教育成本。由于劳动力市场上的男女性别歧视，必然导致家庭将更多的资源投入男孩的教育。新古典家庭模型推导出的理论假设得到一些文献的证实（彭松建，1990；罗淳，1991；丁守海，2011）。

第二，父母各自在家庭中的讨价还价能力。新古典家庭模型虽然得到一些研究的证实，但也有一些经济学家提出了异议。他们认为，在实际生活中，家庭成员之间在生产能力和个性特征上都不尽相同，把不同的家庭成员整合为一个同一的个体并不很合适（sehulu，1999），一些在非洲等国家的经验证据也并不支持同一偏好的假定（MeElroy，1990）。基于这一思路，McElroy and Homey（1981）和Manser and Brown（1980）提出了一个关于家庭行为的纳什讨价还价模型。讨价还价模型把家庭决策过程看作是发生在家庭内的明显的或隐含的讨价还价过程，即假定丈夫和妻子的效用函数是分离的，当偏好不同时，就必定有一个家庭资源配置决定的机制，最一般的机制是在家庭内部存在着合作的讨价还价博弈。模型假设每个家庭成员有一个效用函数和一个威胁点（Threst Point）。威胁点的含义是指家庭成员在家庭外能得到的最大的效用水平。它代表了一个成员的讨价还价能力，因而一个成员的威胁点越大，该成员所偏好的商品就会在家庭需求中占据越强的位置。讨价还价能力的变化会引起个体偏好的商品在家庭内需求量的变化，如母亲教育程度的提高会提高她讨价还价能力，从而提高她所偏好的商品的消费。一些研究表明，相对于男性来说，女性在资源配置中会更倾向于她们的孩子，因而母亲在家庭内的讨价还价能力的提高会相应地提高在孩子身上的人力资本投资（Handa，1996）。同时在家庭内部资源分配模式中，母亲（或女性）的影响对女孩受教育的作用更大（Zhang，Kao，and Halmum，2007）。

在中国，虽然教育获得存在性别差异，但经过几十年经济的发展，我国居民教育获得的性别不平等呈现持续下降的趋势。图1显示的是在1960-1990年出生的被调查者平均受教育年限的性别差异及其变化趋势。从图1中我们可以发现，1970年以后出生的中国居民教育获得的性别不平等基本呈现持续下降的趋势；1974年出生的人群男女之间的受教育年限差距达到最大，平均相差2年以上；1975-1980年出生的人教育年限的性别差异基本保持在半年左右。教育获得过程中的性别不平等的下降趋势使有关研究的重点转移到探讨两个相互关联的议题上。其中一个是探讨教育获得性别差异平等化的原因。关于这一议题很多学者都从国家的宏观政策或结构性因素出发来解释这个平等化的趋势。Hannum和Xie（1994）认为新中国推行的许多促进总体社会平等以及性别平等的举措是教育性别平等化的主要因素，他们的研究表明性别平等变化的趋势和程度，与中国不同历史时期政治环境有直接的关系。在强调平等的时期，可以看到增强的教育性别平等化趋势，而在强调经济发展的时期，教育的性别平等化趋势减缓，甚至有不平等加大的趋势。

另外，教育获得除了性别差异外，这种差异还在群体之间显著不同，分析教育获得性别不平等的群体差异为降低教育获得的性别不平等提供了另一个思路。李春玲（2009）基于2001年“当代中国社会结构变迁研究”的全国抽样调查数据，采用地位获得模型分析，重点探讨了家庭背景因素，包括父母教育水平、父亲职业地位、户口身份和家庭经济条件——对男性和女性的影响差异。研究结果显示，女性的受教育机会更易于受到家庭背景的局限，出身于较差的家庭环境，特别是生长于农村或来自农民家庭的女性的受教育机会明显少于其他人。

本研究立足于第二个研究议题，探讨教育获得性别不平等的群体差异模式。相比已有文献，本文在以下几个方面有一定的贡献。第一，已有研究把教育年限作为因变量，同时隐含假定影响教育获得性别差异的因素，其作用是线性的。我们的研究显示，这个假设过强，在不同教育阶段，这种影响并不相同。本文将子女的教育获得情况以不同年龄段下各教育阶段的完成情况来衡量，具体分为初等教育、中等教育和高等教育三个阶段。第二，区别于已有研究方法，本文依照个体接受初等教育、中等教育、高等教育的选择顺序，采用极大似然估计（MLE）一次性估计个体的序贯选择过程。区别于以往文献中考察教育不平等的累计效果，该方法有利于我们考察每个教育阶段中新增的教育不平等，同时消除各阶段选择过程的相关性对回归结果带来的偏差。

二、数据及变量

（一）数据介绍

本文使用的数据来自中国综合社会调查CGSS（china General Social Survey，CGSS）2008年数据。该数据库是我国第一个具有综合性和连续性的大型社会调查项目。CGSS访问的对象是根据随机抽样的方法，在全国除西藏、青海以外的28个省市自治区抽取家庭户，然后在每个被选中的居民户中按一定规则随机选取1人作为被访者，由访问员手持问卷对该被访者进行调查，所有被调查者的年龄都在18岁及以上。最终，CGSS在2008年获得了6000份有效问卷，其中城市地区问卷为3982份，农村问卷2018份。根据本文的研究目的，我们将本文所需数据中问卷结果为“其他”“不知道”和“拒绝回答”设置为缺失值。筛选之后参与分析的有效样本量为5894，其中城市样本为3903个、农村样本为1991个。

（二）变量解释及描述统计

在传统理论和实证研究的基础上，家庭决策模型认为教育上的性别差异会随各种不同的因素的变化而变化。基于以往的研究，本文选择如下变量。

教育完成情况（Yi）：此变量为本文的因变量。本文将教育分为三个阶段，分别为初等教育阶段、中等教育阶段和高等教育阶段。其中，初等教育包括小学和初中，中等教育包括普通高中、职高、技校和中专，高等教育包括大专、大学本科和研究生及以上。此变量为虚拟变量，在取得相应阶段学历的候取值为“1”，否则取值为“0”。

性别（gender）：该样本是女性时取“1”。本研究的主要目的是考察教育获得的性别差异，因此这是本文的核心自变量。

户口（hukou）：样本户口为农村时取“1”。

居住地（IJP）：样本14岁的居住地为农村时取“1”。来自被访者14岁时的居住地，因为14岁左右是一个人的关键年龄段，更准确地测量子女初等教育获得决策时的家庭背景。此外，在城市和农村家庭中，母亲的讨价还价能力也不同，不发达地区女性的威胁点一般较低（McElroy and Homey，1981）。

民族（nationality）：样本来自汉族是取“1”，否则取值为0。

父母亲受教育程度（Ef，Em）：根据父母亲受到的最高正规教育转化为教育年限来衡量该变量。

兄弟姐妹人数（s）：已有的研究表明，兄弟姐妹数量对个体教育获得的影响是负面的，即兄弟姐妹的人数越多，个体的教育获得水平越低（叶华、吴晓刚，2009）。

年龄（age）：本文采用的被访者在2008年被调查时的周岁年龄。用以控制教育获得在不同年代不相同的因素。

14岁时母亲的职业类别：本研究基于李春玲（2005）的研究，选取了三个重要的职业类别，分别为党政机关（G）、事业单位（I）和企业（E）。母亲的职业类别对其在家庭中讨价还价能力的影响是至关重要的。三个都为虚拟变量，分别在取“是”的时候为“1”“否”的时候取“0”。

义务教育政策（CE）：此变量为虚拟变量，在被调查者受该政策影响时取“1”。义务教育政策对初等教育的影响较大，所以只在初等教育的模型中添加此变量进行回归。

高校扩招政策（Eu）：此变量为虚拟变量，在被调查者受该政策影响时取“l”。此政策对高等教育影响较大，在高等教育的回归模型中添加此政策变量。

表1给出了本研究所用变量的描述统计结果。可以看到，样本中男女比例相差不大，且男性的平均受教育年限确实要高于女性；教育阶段的层次越高，完成的比例越低，高等教育在我国25岁以上的群体中完成比例大约只有12%；父母的平均受教育年限之间的性别差异要高于子代的性别差异。

三、教育获得平等性的极大似然估计

（一）MLE回归模型

如图2所示，个体的教育经历有先后顺序。只有接受了小学及初中的义务阶段教育后，才能升入高中阶段接受中等教育，也只有接受中等教育后才能参加高考，进而接受大学及以上的高等教育。已有研究中把教育年限作为因变量，分析教育过程中的性别歧视问题，在我们看来这样处理有一定的不足。一是该处理方法隐含一个假定，即教育获得的性别差异是线性的。现实中该假设过强，通常的情况是在不同的教育阶段，性别对教育获得性的影响并不相同。二是通过受教育年限作因变量的分析很难发现教育过程中性别歧视的阶段特征，只能发现平均或累计效果。虽然前文在不同阶段的回归中，均加入了前一阶段教育是否完成的控制变量，但各阶段之间的独立性没有考虑。现实中，这些选择过程可能不独立。例如，基于以下几个原因，选择接受小学及初中教育的家庭，更有可能接受中等教育以及高等教育。第一，学生个人的学习能力。学习能力强的学生可能顺次接受各阶段的教育，因而学生的学习能力使得这些阶段的教育存在相关性。第二，父母对孩子的教育偏好也可能使得这三个阶段教育存在相关性。若父母非常关注子女的教育问题，则父母会强行要求子女顺次接受初等教育、中等教育和高等教育，进而表现为各阶段教育选择的非独立性。本部分将借助教育的顺次选择过程，构建统一的极大似然函数，并在似然函数中，充分考虑各阶段教育选择的独立性问题。

对于中等教育，从表3的第（2）列可以看出，家庭背景较少地改变教育获得中的性别差异。需要强调的是，在此教育阶段，母亲的受教育年限更多地增加女孩受教育的可能性，此效果从初等教育持续到中等教育。家庭子女规模跟初等教育中的表现一样，在中等教育中仍显著减少女生受中等教育的可能性。

表3的第（3）列显示，在高等教育中，性别不平等现象基本上不显著。父母受教育水平和家庭子女规模也不会显著影响到子女受高等教育的性别差异。唯一显著影响女生接受高等教育的因素是14岁时的居住地。若14岁时居住在农村，则女生接受高等教育的概率要显著地低于男生。需要说明的是，高校扩招政策也同样没有影响到居民接受高等教育的性别差异，这可能是由于高等教育的获得与个人能力更相关。回归系数为正，且在5%的统计水平下显著，进一步印证了初等教育与中等教育选择过程的不独立性，已有研究中忽视这些选择上的差异将导致回归结果的有偏。

五、结论及政策建议

本文利用2008年中国综合社会调查（cGSS2008）数据，研究探讨了中国居民初等教育、中等教育和高等教育获得机会的性别不平等现状，同时着重检验了各个家庭背景因素对不同阶段教育获得性别差异的影响。本文的研究发现可以归纳为以下几点：首先，随着教育获得层次的提高，教育获得机会受性别因素的影响在减小，教育不平等更多地体现在初等教育阶段，而义务教育政策可以显著地减小该阶段的教育性别差异。其次，教育获得机会的性别不平等程度受家庭背景因素的影响。主要表现为：（1）农村居民教育获得机会的性别不平等比城镇户籍居民更严重；（2）父母亲受教育水平越高的群体，教育获得机会的性别差异越小，且母亲对教育获得机会性别不平等的影响要大于父亲；（3）兄弟姐妹人数越多的家庭，教育获得机会的性别不平等现象越严重；（4）母亲的职业地位越高，教育获得机会的性别差异越小；（5）教育获得机会的性别差异并不存在显著民族差异。本文采用了极大似然估计（MLE），MLE回归方法消除了各阶段选择过程的相关性对回归结果带来的偏差，使回归结果更为准确。

本文的政策含义是，中国的城市化（城镇人口比例增加）、义务教育政策、高校扩招政策（母亲的教育程度提高）以及计划生育政策（导致兄弟姐妹规模缩小）等多项因素应该都对中国教育获得的性别平等化历史趋势有所贡献。随着社会发展，性别差异在改善。但是在农村及文化水平低的家庭仍然较为严重，可能需要针对女性提供一些政策纠正措施。提高女童的受教育水平，关键要提高其母亲的教育水平，教育的这种代际传递效应在女性身上体现得尤其明显。解决现代教育获得的性别不平等问题，提升女性的受教育水平，可以促进下一代性别不平等问题的解决，提高下一代女性的受教育水平。