家庭背景與教育獲得的性別不平等

蔡棟梁　孟曉雨　馬雙

[內容摘要]區別于考察教育獲得機會性別不平等的累積效果，本文考察了不同階段教育獲得機會性別不平等，檢驗了性別因素與家庭背景因素之間的交互作用。利用2008年中國綜合社會調查數據（CGSS）的研究表明，教育獲得機會性別不平等隨著教育層次的提高而減弱。城鄉差異加劇了教育獲得機會的性別不平等，農村居民教育獲得機會的性別差異程度要高于城市居民。隨著教育層級的提高，母親受教育水平越高將持續降低教育獲得機會的性別不平等。兄弟姐妹人數越多的家庭，教育獲得機會的性別不平等越嚴重，且隨著教育階段的深入，效果持續、唯一存在。結果表明，增加城鎮人口比例的中國城市化政策、提高父母教育程度的高校擴招政策以及縮小家庭規模的計劃生育政策將對中國教育獲得的性別平等化有貢獻。本文采用極大似然估計，一次性分析影響不同階段教育獲得機會性別不平等的因素，考察了不同層次教育的序貫選擇過程以及選擇過程之間存在的相關性。

[關鍵詞]教育不平等；性別差異；群體差異

一、引言及文獻綜述

女性能否受到與男性平等的受教育機會是衡量一個社會教育公平與否的重要指標之一，然而很多研究就曾指出男女在接受教育的機會上存在顯著差異。這種差異的原因來自幾個方面。

第一，勞動力市場中的性別差異使得父母基于家庭總效用最大化的原則，對男女的教育投入存在差異。武中哲（2008）研究的結果表明，我國勞動力市場存在性別不平等，且與其他國家相比存在擴大的趨勢；申曉梅等（2010）以2008年度“中國大學畢業生求職與工作能力調查”山東省數據為基礎，考察了大學生畢業半年后的就業和工資狀態，結果表明女大學生在畢業半年后的就業中遭遇就業機會和工資的雙重歧視。在這種情況下，貝克爾（1987）開創的新古典家庭模型很好地解釋了教育的性別其實。新古典家庭模型指出，以家庭為單位的最優化過程中，父母對于每一個兒童，存在一個最優的教育投資水平，使得教育期望收益的凈現值等于家庭負擔的教育成本。由于勞動力市場上的男女性別歧視，必然導致家庭將更多的資源投入男孩的教育。新古典家庭模型推導出的理論假設得到一些文獻的證實（彭松建，1990；羅淳，1991；丁守海，2011）。

第二，父母各自在家庭中的討價還價能力。新古典家庭模型雖然得到一些研究的證實，但也有一些經濟學家提出了異議。他們認為，在實際生活中，家庭成員之間在生產能力和個性特征上都不盡相同，把不同的家庭成員整合為一個同一的個體并不很合適（sehulu，1999），一些在非洲等國家的經驗證據也并不支持同一偏好的假定（MeElroy，1990）?；谶@一思路，McElroy and Homey（1981）和Manser and Brown（1980）提出了一個關于家庭行為的納什討價還價模型。討價還價模型把家庭決策過程看作是發生在家庭內的明顯的或隱含的討價還價過程，即假定丈夫和妻子的效用函數是分離的，當偏好不同時，就必定有一個家庭資源配置決定的機制，最一般的機制是在家庭內部存在著合作的討價還價博弈。模型假設每個家庭成員有一個效用函數和一個威脅點（Threst Point）。威脅點的含義是指家庭成員在家庭外能得到的最大的效用水平。它代表了一個成員的討價還價能力，因而一個成員的威脅點越大，該成員所偏好的商品就會在家庭需求中占據越強的位置。討價還價能力的變化會引起個體偏好的商品在家庭內需求量的變化，如母親教育程度的提高會提高她討價還價能力，從而提高她所偏好的商品的消費。一些研究表明，相對于男性來說，女性在資源配置中會更傾向于她們的孩子，因而母親在家庭內的討價還價能力的提高會相應地提高在孩子身上的人力資本投資（Handa，1996）。同時在家庭內部資源分配模式中，母親（或女性）的影響對女孩受教育的作用更大（Zhang，Kao，and Halmum，2007）。

在中國，雖然教育獲得存在性別差異，但經過幾十年經濟的發展，我國居民教育獲得的性別不平等呈現持續下降的趨勢。圖1顯示的是在1960-1990年出生的被調查者平均受教育年限的性別差異及其變化趨勢。從圖1中我們可以發現，1970年以后出生的中國居民教育獲得的性別不平等基本呈現持續下降的趨勢；1974年出生的人群男女之間的受教育年限差距達到最大，平均相差2年以上；1975-1980年出生的人教育年限的性別差異基本保持在半年左右。教育獲得過程中的性別不平等的下降趨勢使有關研究的重點轉移到探討兩個相互關聯的議題上。其中一個是探討教育獲得性別差異平等化的原因。關于這一議題很多學者都從國家的宏觀政策或結構性因素出發來解釋這個平等化的趨勢。Hannum和Xie（1994）認為新中國推行的許多促進總體社會平等以及性別平等的舉措是教育性別平等化的主要因素，他們的研究表明性別平等變化的趨勢和程度，與中國不同歷史時期政治環境有直接的關系。在強調平等的時期，可以看到增強的教育性別平等化趨勢，而在強調經濟發展的時期，教育的性別平等化趨勢減緩，甚至有不平等加大的趨勢。

另外，教育獲得除了性別差異外，這種差異還在群體之間顯著不同，分析教育獲得性別不平等的群體差異為降低教育獲得的性別不平等提供了另一個思路。李春玲（2009）基于2001年“當代中國社會結構變遷研究”的全國抽樣調查數據，采用地位獲得模型分析，重點探討了家庭背景因素，包括父母教育水平、父親職業地位、戶口身份和家庭經濟條件——對男性和女性的影響差異。研究結果顯示，女性的受教育機會更易于受到家庭背景的局限，出身于較差的家庭環境，特別是生長于農村或來自農民家庭的女性的受教育機會明顯少于其他人。

本研究立足于第二個研究議題，探討教育獲得性別不平等的群體差異模式。相比已有文獻，本文在以下幾個方面有一定的貢獻。第一，已有研究把教育年限作為因變量，同時隱含假定影響教育獲得性別差異的因素，其作用是線性的。我們的研究顯示，這個假設過強，在不同教育階段，這種影響并不相同。本文將子女的教育獲得情況以不同年齡段下各教育階段的完成情況來衡量，具體分為初等教育、中等教育和高等教育三個階段。第二，區別于已有研究方法，本文依照個體接受初等教育、中等教育、高等教育的選擇順序，采用極大似然估計（MLE）一次性估計個體的序貫選擇過程。區別于以往文獻中考察教育不平等的累計效果，該方法有利于我們考察每個教育階段中新增的教育不平等，同時消除各階段選擇過程的相關性對回歸結果帶來的偏差。

二、數據及變量

（一）數據介紹

本文使用的數據來自中國綜合社會調查CGSS（china General Social Survey，CGSS）2008年數據。該數據庫是我國第一個具有綜合性和連續性的大型社會調查項目。CGSS訪問的對象是根據隨機抽樣的方法，在全國除西藏、青海以外的28個省市自治區抽取家庭戶，然后在每個被選中的居民戶中按一定規則隨機選取1人作為被訪者，由訪問員手持問卷對該被訪者進行調查，所有被調查者的年齡都在18歲及以上。最終，CGSS在2008年獲得了6000份有效問卷，其中城市地區問卷為3982份，農村問卷2018份。根據本文的研究目的，我們將本文所需數據中問卷結果為“其他”“不知道”和“拒絕回答”設置為缺失值。篩選之后參與分析的有效樣本量為5894，其中城市樣本為3903個、農村樣本為1991個。

（二）變量解釋及描述統計

在傳統理論和實證研究的基礎上，家庭決策模型認為教育上的性別差異會隨各種不同的因素的變化而變化?；谝酝难芯?，本文選擇如下變量。

教育完成情況（Yi）：此變量為本文的因變量。本文將教育分為三個階段，分別為初等教育階段、中等教育階段和高等教育階段。其中，初等教育包括小學和初中，中等教育包括普通高中、職高、技校和中專，高等教育包括大專、大學本科和研究生及以上。此變量為虛擬變量，在取得相應階段學歷的候取值為“1”，否則取值為“0”。

性別（gender）：該樣本是女性時取“1”。本研究的主要目的是考察教育獲得的性別差異，因此這是本文的核心自變量。

戶口（hukou）：樣本戶口為農村時取“1”。

居住地（IJP）：樣本14歲的居住地為農村時取“1”。來自被訪者14歲時的居住地，因為14歲左右是一個人的關鍵年齡段，更準確地測量子女初等教育獲得決策時的家庭背景。此外，在城市和農村家庭中，母親的討價還價能力也不同，不發達地區女性的威脅點一般較低（McElroy and Homey，1981）。

民族（nationality）：樣本來自漢族是取“1”，否則取值為0。

父母親受教育程度（Ef，Em）：根據父母親受到的最高正規教育轉化為教育年限來衡量該變量。

兄弟姐妹人數（s）：已有的研究表明，兄弟姐妹數量對個體教育獲得的影響是負面的，即兄弟姐妹的人數越多，個體的教育獲得水平越低（葉華、吳曉剛，2009）。

年齡（age）：本文采用的被訪者在2008年被調查時的周歲年齡。用以控制教育獲得在不同年代不相同的因素。

14歲時母親的職業類別：本研究基于李春玲（2005）的研究，選取了三個重要的職業類別，分別為黨政機關（G）、事業單位（I）和企業（E）。母親的職業類別對其在家庭中討價還價能力的影響是至關重要的。三個都為虛擬變量，分別在取“是”的時候為“1”“否”的時候取“0”。

義務教育政策（CE）：此變量為虛擬變量，在被調查者受該政策影響時取“1”。義務教育政策對初等教育的影響較大，所以只在初等教育的模型中添加此變量進行回歸。

高校擴招政策（Eu）：此變量為虛擬變量，在被調查者受該政策影響時取“l”。此政策對高等教育影響較大，在高等教育的回歸模型中添加此政策變量。

表1給出了本研究所用變量的描述統計結果?？梢钥吹?，樣本中男女比例相差不大，且男性的平均受教育年限確實要高于女性；教育階段的層次越高，完成的比例越低，高等教育在我國25歲以上的群體中完成比例大約只有12%；父母的平均受教育年限之間的性別差異要高于子代的性別差異。

三、教育獲得平等性的極大似然估計

（一）MLE回歸模型

如圖2所示，個體的教育經歷有先后順序。只有接受了小學及初中的義務階段教育后，才能升入高中階段接受中等教育，也只有接受中等教育后才能參加高考，進而接受大學及以上的高等教育。已有研究中把教育年限作為因變量，分析教育過程中的性別歧視問題，在我們看來這樣處理有一定的不足。一是該處理方法隱含一個假定，即教育獲得的性別差異是線性的?，F實中該假設過強，通常的情況是在不同的教育階段，性別對教育獲得性的影響并不相同。二是通過受教育年限作因變量的分析很難發現教育過程中性別歧視的階段特征，只能發現平均或累計效果。雖然前文在不同階段的回歸中，均加入了前一階段教育是否完成的控制變量，但各階段之間的獨立性沒有考慮?，F實中，這些選擇過程可能不獨立。例如，基于以下幾個原因，選擇接受小學及初中教育的家庭，更有可能接受中等教育以及高等教育。第一，學生個人的學習能力。學習能力強的學生可能順次接受各階段的教育，因而學生的學習能力使得這些階段的教育存在相關性。第二，父母對孩子的教育偏好也可能使得這三個階段教育存在相關性。若父母非常關注子女的教育問題，則父母會強行要求子女順次接受初等教育、中等教育和高等教育，進而表現為各階段教育選擇的非獨立性。本部分將借助教育的順次選擇過程，構建統一的極大似然函數，并在似然函數中，充分考慮各階段教育選擇的獨立性問題。

對于中等教育，從表3的第（2）列可以看出，家庭背景較少地改變教育獲得中的性別差異。需要強調的是，在此教育階段，母親的受教育年限更多地增加女孩受教育的可能性，此效果從初等教育持續到中等教育。家庭子女規模跟初等教育中的表現一樣，在中等教育中仍顯著減少女生受中等教育的可能性。

表3的第（3）列顯示，在高等教育中，性別不平等現象基本上不顯著。父母受教育水平和家庭子女規模也不會顯著影響到子女受高等教育的性別差異。唯一顯著影響女生接受高等教育的因素是14歲時的居住地。若14歲時居住在農村，則女生接受高等教育的概率要顯著地低于男生。需要說明的是，高校擴招政策也同樣沒有影響到居民接受高等教育的性別差異，這可能是由于高等教育的獲得與個人能力更相關?；貧w系數為正，且在5%的統計水平下顯著，進一步印證了初等教育與中等教育選擇過程的不獨立性，已有研究中忽視這些選擇上的差異將導致回歸結果的有偏。

五、結論及政策建議

本文利用2008年中國綜合社會調查（cGSS2008）數據，研究探討了中國居民初等教育、中等教育和高等教育獲得機會的性別不平等現狀，同時著重檢驗了各個家庭背景因素對不同階段教育獲得性別差異的影響。本文的研究發現可以歸納為以下幾點：首先，隨著教育獲得層次的提高，教育獲得機會受性別因素的影響在減小，教育不平等更多地體現在初等教育階段，而義務教育政策可以顯著地減小該階段的教育性別差異。其次，教育獲得機會的性別不平等程度受家庭背景因素的影響。主要表現為：（1）農村居民教育獲得機會的性別不平等比城鎮戶籍居民更嚴重；（2）父母親受教育水平越高的群體，教育獲得機會的性別差異越小，且母親對教育獲得機會性別不平等的影響要大于父親；（3）兄弟姐妹人數越多的家庭，教育獲得機會的性別不平等現象越嚴重；（4）母親的職業地位越高，教育獲得機會的性別差異越??；（5）教育獲得機會的性別差異并不存在顯著民族差異。本文采用了極大似然估計（MLE），MLE回歸方法消除了各階段選擇過程的相關性對回歸結果帶來的偏差，使回歸結果更為準確。

本文的政策含義是，中國的城市化（城鎮人口比例增加）、義務教育政策、高校擴招政策（母親的教育程度提高）以及計劃生育政策（導致兄弟姐妹規?？s?。┑榷囗椧蛩貞摱紝χ袊逃@得的性別平等化歷史趨勢有所貢獻。隨著社會發展，性別差異在改善。但是在農村及文化水平低的家庭仍然較為嚴重，可能需要針對女性提供一些政策糾正措施。提高女童的受教育水平，關鍵要提高其母親的教育水平，教育的這種代際傳遞效應在女性身上體現得尤其明顯。解決現代教育獲得的性別不平等問題，提升女性的受教育水平，可以促進下一代性別不平等問題的解決，提高下一代女性的受教育水平。