蔡棟梁　孟曉雨　馬雙

[內(nèi)容摘要]區(qū)別于考察教育獲得機(jī)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(jī)會性別不平等，檢驗(yàn)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(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）的研究表明，教育獲得機(jī)會性別不平等隨著教育層次的提高而減弱。城鄉(xiāng)差異加劇了教育獲得機(jī)會的性別不平等，農(nóng)村居民教育獲得機(jī)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(xù)降低教育獲得機(jī)會的性別不平等。兄弟姐妹人數(shù)越多的家庭，教育獲得機(jī)會的性別不平等越嚴(yán)重，且隨著教育階段的深入，效果持續(xù)、唯一存在。結(jié)果表明，增加城鎮(zhèn)人口比例的中國城市化政策、提高父母教育程度的高校擴(kuò)招政策以及縮小家庭規(guī)模的計(jì)劃生育政策將對中國教育獲得的性別平等化有貢獻(xiàn)。本文采用極大似然估計(jì)，一次性分析影響不同階段教育獲得機(jī)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(guān)性。

[關(guān)鍵詞]教育不平等；性別差異；群體差異

一、引言及文獻(xiàn)綜述

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

第一，勞動(dòng)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(jié)果表明，我國勞動(dòng)力市場存在性別不平等，且與其他國家相比存在擴(kuò)大的趨勢；申曉梅等（2010）以2008年度“中國大學(xué)畢業(yè)生求職與工作能力調(diào)查”山東省數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，考察了大學(xué)生畢業(yè)半年后的就業(yè)和工資狀態(tài)，結(jié)果表明女大學(xué)生在畢業(yè)半年后的就業(yè)中遭遇就業(yè)機(jī)會和工資的雙重歧視。在這種情況下，貝克爾（1987）開創(chuàng)的新古典家庭模型很好地解釋了教育的性別其實(shí)。新古典家庭模型指出，以家庭為單位的最優(yōu)化過程中，父母對于每一個(gè)兒童，存在一個(gè)最優(yōu)的教育投資水平，使得教育期望收益的凈現(xiàn)值等于家庭負(fù)擔(dān)的教育成本。由于勞動(dòng)力市場上的男女性別歧視，必然導(dǎo)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(dǎo)出的理論假設(shè)得到一些文獻(xiàn)的證實(shí)（彭松建，1990；羅淳，1991；丁守海，2011）。

第二，父母各自在家庭中的討價(jià)還價(jià)能力。新古典家庭模型雖然得到一些研究的證實(shí)，但也有一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了異議。他們認(rèn)為，在實(shí)際生活中，家庭成員之間在生產(chǎn)能力和個(gè)性特征上都不盡相同，把不同的家庭成員整合為一個(gè)同一的個(gè)體并不很合適（sehulu，1999），一些在非洲等國家的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)也并不支持同一偏好的假定（MeElroy，1990）。基于這一思路，McElroy and Homey（1981）和Manser and Brown（1980）提出了一個(gè)關(guān)于家庭行為的納什討價(jià)還價(jià)模型。討價(jià)還價(jià)模型把家庭決策過程看作是發(fā)生在家庭內(nèi)的明顯的或隱含的討價(jià)還價(jià)過程，即假定丈夫和妻子的效用函數(shù)是分離的，當(dāng)偏好不同時(shí)，就必定有一個(gè)家庭資源配置決定的機(jī)制，最一般的機(jī)制是在家庭內(nèi)部存在著合作的討價(jià)還價(jià)博弈。模型假設(shè)每個(gè)家庭成員有一個(gè)效用函數(shù)和一個(gè)威脅點(diǎn)（Threst Point）。威脅點(diǎn)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(gè)成員的討價(jià)還價(jià)能力，因而一個(gè)成員的威脅點(diǎn)越大，該成員所偏好的商品就會在家庭需求中占據(jù)越強(qiáng)的位置。討價(jià)還價(jià)能力的變化會引起個(gè)體偏好的商品在家庭內(nèi)需求量的變化，如母親教育程度的提高會提高她討價(jià)還價(jià)能力，從而提高她所偏好的商品的消費(fèi)。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(nèi)的討價(jià)還價(jià)能力的提高會相應(yīng)地提高在孩子身上的人力資本投資（Handa，1996）。同時(shí)在家庭內(nèi)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(jīng)過幾十年經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國居民教育獲得的性別不平等呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢。圖1顯示的是在1960-1990年出生的被調(diào)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(fā)現(xiàn)，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(xiàn)持續(xù)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(dá)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(guān)研究的重點(diǎn)轉(zhuǎn)移到探討兩個(gè)相互關(guān)聯(lián)的議題上。其中一個(gè)是探討教育獲得性別差異平等化的原因。關(guān)于這一議題很多學(xué)者都從國家的宏觀政策或結(jié)構(gòu)性因素出發(fā)來解釋這個(gè)平等化的趨勢。Hannum和Xie（1994）認(rèn)為新中國推行的許多促進(jìn)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(shí)期政治環(huán)境有直接的關(guān)系。在強(qiáng)調(diào)平等的時(shí)期，可以看到增強(qiáng)的教育性別平等化趨勢，而在強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時(shí)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(gè)思路。李春玲（2009）基于2001年“當(dāng)代中國社會結(jié)構(gòu)變遷研究”的全國抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，采用地位獲得模型分析，重點(diǎn)探討了家庭背景因素，包括父母教育水平、父親職業(yè)地位、戶口身份和家庭經(jīng)濟(jì)條件——對男性和女性的影響差異。研究結(jié)果顯示，女性的受教育機(jī)會更易于受到家庭背景的局限，出身于較差的家庭環(huán)境，特別是生長于農(nóng)村或來自農(nóng)民家庭的女性的受教育機(jī)會明顯少于其他人。

本研究立足于第二個(gè)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(xiàn)，本文在以下幾個(gè)方面有一定的貢獻(xiàn)。第一，已有研究把教育年限作為因變量，同時(shí)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(gè)假設(shè)過強(qiáng)，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(gè)階段。第二，區(qū)別于已有研究方法，本文依照個(gè)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(jì)（MLE）一次性估計(jì)個(gè)體的序貫選擇過程。區(qū)別于以往文獻(xiàn)中考察教育不平等的累計(jì)效果，該方法有利于我們考察每個(gè)教育階段中新增的教育不平等，同時(shí)消除各階段選擇過程的相關(guān)性對回歸結(jié)果帶來的偏差。

二、數(shù)據(jù)及變量

（一）數(shù)據(jù)介紹

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調(diào)查CGSS（china General Social Survey，CGSS）2008年數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫是我國第一個(gè)具有綜合性和連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目。CGSS訪問的對象是根據(jù)隨機(jī)抽樣的方法，在全國除西藏、青海以外的28個(gè)省市自治區(qū)抽取家庭戶，然后在每個(gè)被選中的居民戶中按一定規(guī)則隨機(jī)選取1人作為被訪者，由訪問員手持問卷對該被訪者進(jìn)行調(diào)查，所有被調(diào)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(qū)問卷為3982份，農(nóng)村問卷2018份。根據(jù)本文的研究目的，我們將本文所需數(shù)據(jù)中問卷結(jié)果為“其他”“不知道”和“拒絕回答”設(shè)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(gè)、農(nóng)村樣本為1991個(gè)。

（二）變量解釋及描述統(tǒng)計(jì)

在傳統(tǒng)理論和實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，家庭決策模型認(rèn)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(gè)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(xué)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(xué)本科和研究生及以上。此變量為虛擬變量，在取得相應(yīng)階段學(xué)歷的候取值為“1”，否則取值為“0”。

性別（gender）：該樣本是女性時(shí)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(nóng)村時(shí)取“1”。

居住地（IJP）：樣本14歲的居住地為農(nóng)村時(shí)取“1”。來自被訪者14歲時(shí)的居住地，因?yàn)?4歲左右是一個(gè)人的關(guān)鍵年齡段，更準(zhǔn)確地測量子女初等教育獲得決策時(shí)的家庭背景。此外，在城市和農(nóng)村家庭中，母親的討價(jià)還價(jià)能力也不同，不發(fā)達(dá)地區(qū)女性的威脅點(diǎn)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(jù)父母親受到的最高正規(guī)教育轉(zhuǎn)化為教育年限來衡量該變量。

兄弟姐妹人數(shù)（s）：已有的研究表明，兄弟姐妹數(shù)量對個(gè)體教育獲得的影響是負(fù)面的，即兄弟姐妹的人數(shù)越多，個(gè)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(diào)查時(shí)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(shí)母親的職業(yè)類別：本研究基于李春玲（2005）的研究，選取了三個(gè)重要的職業(yè)類別，分別為黨政機(jī)關(guān)（G）、事業(yè)單位（I）和企業(yè)（E）。母親的職業(yè)類別對其在家庭中討價(jià)還價(jià)能力的影響是至關(guān)重要的。三個(gè)都為虛擬變量，分別在取“是”的時(shí)候?yàn)椤?”“否”的時(shí)候取“0”。

義務(wù)教育政策（CE）：此變量為虛擬變量，在被調(diào)查者受該政策影響時(shí)取“1”。義務(wù)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(jìn)行回歸。

高校擴(kuò)招政策（Eu）：此變量為虛擬變量，在被調(diào)查者受該政策影響時(shí)取“l(fā)”。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(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥吹剑瑯颖局心信壤嗖畈淮?，且男性的平均受教育年限確實(shí)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(jì)

（一）MLE回歸模型

如圖2所示，個(gè)體的教育經(jīng)歷有先后順序。只有接受了小學(xué)及初中的義務(wù)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(jìn)而接受大學(xué)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(gè)假定，即教育獲得的性別差異是線性的?，F(xiàn)實(shí)中該假設(shè)過強(qiáng)，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(fā)現(xiàn)教育過程中性別歧視的階段特征，只能發(fā)現(xiàn)平均或累計(jì)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(dú)立性沒有考慮?，F(xiàn)實(shí)中，這些選擇過程可能不獨(dú)立。例如，基于以下幾個(gè)原因，選擇接受小學(xué)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(xué)生個(gè)人的學(xué)習(xí)能力。學(xué)習(xí)能力強(qiáng)的學(xué)生可能順次接受各階段的教育，因而學(xué)生的學(xué)習(xí)能力使得這些階段的教育存在相關(guān)性。第二，父母對孩子的教育偏好也可能使得這三個(gè)階段教育存在相關(guān)性。若父母非常關(guān)注子女的教育問題，則父母會強(qiáng)行要求子女順次接受初等教育、中等教育和高等教育，進(jìn)而表現(xiàn)為各階段教育選擇的非獨(dú)立性。本部分將借助教育的順次選擇過程，構(gòu)建統(tǒng)一的極大似然函數(shù)，并在似然函數(shù)中，充分考慮各階段教育選擇的獨(dú)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(qiáng)調(diào)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(xù)到中等教育。家庭子女規(guī)模跟初等教育中的表現(xiàn)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(xiàn)象基本上不顯著。父母受教育水平和家庭子女規(guī)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(shí)的居住地。若14歲時(shí)居住在農(nóng)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(kuò)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(gè)人能力更相關(guān)?；貧w系數(shù)為正，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，進(jìn)一步印證了初等教育與中等教育選擇過程的不獨(dú)立性，已有研究中忽視這些選擇上的差異將導(dǎo)致回歸結(jié)果的有偏。

五、結(jié)論及政策建議

本文利用2008年中國綜合社會調(diào)查（cGSS2008）數(shù)據(jù)，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(jī)會的性別不平等現(xiàn)狀，同時(shí)著重檢驗(yàn)了各個(gè)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(fā)現(xiàn)可以歸納為以下幾點(diǎn)：首先，隨著教育獲得層次的提高，教育獲得機(jī)會受性別因素的影響在減小，教育不平等更多地體現(xiàn)在初等教育階段，而義務(wù)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(jī)會的性別不平等程度受家庭背景因素的影響。主要表現(xiàn)為：（1）農(nóng)村居民教育獲得機(jī)會的性別不平等比城鎮(zhèn)戶籍居民更嚴(yán)重；（2）父母親受教育水平越高的群體，教育獲得機(jī)會的性別差異越小，且母親對教育獲得機(jī)會性別不平等的影響要大于父親；（3）兄弟姐妹人數(shù)越多的家庭，教育獲得機(jī)會的性別不平等現(xiàn)象越嚴(yán)重；（4）母親的職業(yè)地位越高，教育獲得機(jī)會的性別差異越小；（5）教育獲得機(jī)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(jì)（MLE），MLE回歸方法消除了各階段選擇過程的相關(guān)性對回歸結(jié)果帶來的偏差，使回歸結(jié)果更為準(zhǔn)確。

本文的政策含義是，中國的城市化（城鎮(zhèn)人口比例增加）、義務(wù)教育政策、高校擴(kuò)招政策（母親的教育程度提高）以及計(jì)劃生育政策（導(dǎo)致兄弟姐妹規(guī)?？s小）等多項(xiàng)因素應(yīng)該都對中國教育獲得的性別平等化歷史趨勢有所貢獻(xiàn)。隨著社會發(fā)展，性別差異在改善。但是在農(nóng)村及文化水平低的家庭仍然較為嚴(yán)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(guān)鍵要提高其母親的教育水平，教育的這種代際傳遞效應(yīng)在女性身上體現(xiàn)得尤其明顯。解決現(xiàn)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(jìn)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。