李珂涵 孫 濤

一、研究背景與文獻(xiàn)回顧

圖1 2008-2018 年全國女性職業(yè)發(fā)展變化趨勢(shì)

圖2 母親職業(yè)地位影響子女受教育年限的作用機(jī)理

圖3 母親職業(yè)地位影響子女教育獲得性別差異的作用機(jī)理

由以上研究可知，鮮有文獻(xiàn)直接探討子代教育獲得對(duì)母親職業(yè)發(fā)展的影響，而且在母親職業(yè)地位如何影響子代教育獲得方面存在著相互抵消的機(jī)制，這些效應(yīng)在不同的家庭間存在很強(qiáng)的異質(zhì)性。再者，上述理論觀點(diǎn)主要是基于當(dāng)代西方發(fā)達(dá)社會(huì)總結(jié)提煉的上述分析，是否適合當(dāng)代我國社會(huì)現(xiàn)實(shí)尚需檢驗(yàn)。鑒于此，本文基于2015年“中國綜合社會(huì)調(diào)查”(CGSS2015)數(shù)據(jù)(34)目前中國綜合社會(huì)調(diào)查最新可獲得的數(shù)據(jù)為CGSS2017和CGSS2018，文章未使用兩者主要是為了規(guī)避2015年10月全面二孩政策實(shí)施等沖擊性因素的影響。CGSS2015恰于2015年10月完成實(shí)地調(diào)查工作，是全面二孩政策實(shí)施前的最近數(shù)據(jù)，以其作為數(shù)據(jù)來源，可以盡可能減少政策沖擊的干擾。，重點(diǎn)探討母親職業(yè)地位對(duì)子女教育獲得及性別差異的影響。同時(shí)，我們以母親的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為基礎(chǔ)，使用和受訪者的母親處于同一出生隊(duì)列、同一職業(yè)類型、同一政治面貌及同一受教育水平的其他母親職業(yè)地位作為受訪者母親職業(yè)地位的工具變量，使用工具變量法對(duì)關(guān)鍵變量的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)。此外，為全面審視母親職業(yè)地位對(duì)子代教育獲得及性別差異的影響，我們進(jìn)一步按照父輩家庭等級(jí)及文化程度分組進(jìn)行分樣本回歸以考察母親職業(yè)地位在不同群體之間的異質(zhì)性影響效應(yīng)。

相較以往的研究，本文可能在以下方面有所貢獻(xiàn)：一方面，在研究視角上，本文從母親職業(yè)地位的視角拓展了國內(nèi)關(guān)于教育性別平等影響因素的研究。已有關(guān)于子代教育或社會(huì)地位獲得的研究，主要以父親職業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位來表征家庭背景，鮮有研究將母親職業(yè)地位因素納入進(jìn)行分析。相對(duì)于已有研究中母親職業(yè)地位的“缺位”，本文肯定了家庭背景中母親職業(yè)發(fā)展因素對(duì)中國的教育再生產(chǎn)以及女性教育優(yōu)勢(shì)的重要意義。另一方面，在研究內(nèi)容與方法上，本文為母親職業(yè)地位變量尋找了工具變量，從而有效地克服了內(nèi)生性可能造成的估計(jì)偏誤，本文這一工具變量的選取思路對(duì)于解決其他類似研究中的內(nèi)生性問題也具有一定的參考價(jià)值。

二、數(shù)據(jù)、變量和模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的主要數(shù)據(jù)來源于2015年的“中國綜合社會(huì)調(diào)查”(CGSS2015)。首先選取已經(jīng)畢業(yè)的受訪者作為主要研究樣本，并進(jìn)一步基于受訪者是否受到全日制教育(脫產(chǎn))對(duì)樣本進(jìn)行精簡，剔除其中接受非正規(guī)、非脫產(chǎn)教育的個(gè)體以及在最高教育水平選項(xiàng)中選擇“其他”的個(gè)體。其次，剔除了14歲時(shí)單親或者父母雙亡的個(gè)體樣本。再次，剔除自出生日起有縣市級(jí)以上跨區(qū)域搬遷記錄的樣本。最后共獲得了2647份有效樣本。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量——子代受教育水平。使用受訪者受教育年限來進(jìn)行代理，具體來說基于CGSS中受訪者教育經(jīng)歷數(shù)據(jù)加以賦值，量化標(biāo)準(zhǔn)如下：沒有受過任何教育為0年；私塾(掃盲班)及小學(xué)為6年；初中為9年；高中(包括職業(yè)高中和普通高中)、中專及技校為12年；大學(xué)?？茷?5年；大學(xué)本科為16年；研究生及以上為19年。

3.控制變量。根據(jù)已有研究，本項(xiàng)研究主要控制受訪者家庭特征、子女個(gè)人特征以及出生隊(duì)列的異質(zhì)性影響，此外通過控制省份虛擬變量，以便控制地區(qū)層面不可觀測(cè)因素對(duì)回歸結(jié)果的影響。

滾動(dòng)軸承試驗(yàn)臺(tái)如圖2所示.滾動(dòng)軸承類型及相關(guān)參數(shù)如表2所示.滾動(dòng)軸承外圈、內(nèi)圈及滾動(dòng)體上所加工的故障如圖3所示.根據(jù)表2相關(guān)參數(shù)及式(6)～式(8)滾動(dòng)軸承故障特征頻率計(jì)算公式得到試件的外圈、內(nèi)圈及滾動(dòng)體故障特征頻率分別為fo=64.41 Hz,fi=95.38 Hz,fb=5.38 Hz.

在家庭特征維度，選擇如下6個(gè)變量：(1)父輩社會(huì)階層。參考陽義南、連玉君的研究，本文使用受訪者受教育期間的家庭等級(jí)作為代理。具體而言，在CGSS2015中，受訪者需要就一份10點(diǎn)量表對(duì)其14歲時(shí)家庭所處的社會(huì)等級(jí)進(jìn)行主觀評(píng)價(jià)，從1到10表示主觀評(píng)價(jià)的社會(huì)等級(jí)從低到高，基于此，本文使用標(biāo)準(zhǔn)程序?qū)?shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為5點(diǎn)量表表示的形式，以此來作為父輩社會(huì)階層的數(shù)據(jù)。(2)父親受教育水平。使用與子代受教育水平相同的標(biāo)準(zhǔn)賦值。(3)母親受教育水平。使用與子代受教育水平相同的標(biāo)準(zhǔn)賦值。(4)父親職業(yè)地位。采取同解釋變量相同的方式賦值。(5)父親政治身份。如果父親為黨員則賦值為1，如果為非黨員則賦值為0。(6)同胞變量。CGSS2015中未統(tǒng)計(jì)受訪者所有同胞數(shù)量，使用所有未分家的家庭成員中同輩人數(shù)量加總作為代理。

在子女個(gè)人特征維度，選擇如下3個(gè)變量：(1)性別。男性賦值為1，女性賦值為0。(2)戶籍。將非農(nóng)業(yè)戶口賦值為1，農(nóng)業(yè)戶口賦值為0。因?yàn)镃GSS中未登記受訪者在本文關(guān)注時(shí)間點(diǎn)(14歲)時(shí)的戶籍信息，本文根據(jù)受訪者出生時(shí)的戶籍身份進(jìn)行賦值。(3)民族。漢族身份賦值為1，少數(shù)民族身份賦值為0。

此外，在過去的幾十年間我國的社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境及教育教學(xué)政策都隨時(shí)間發(fā)生著巨大變化，因而不同年代出生的個(gè)體其教育經(jīng)歷可能存在巨大差異，為控制這一影響，以10年為間隔對(duì)個(gè)體出生隊(duì)列進(jìn)行控制，即控制出生隊(duì)列虛擬變量，其中1960年之前出生的都算作一檔，1991-1997年(其中1997年為調(diào)查中受訪者最晚出生年份)出生的算作一檔。

(三)變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1中給出了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可以看出，樣本總體中有57%的個(gè)體為男性，35%的個(gè)體擁有非農(nóng)戶籍，1980年之前出生的子代占比高達(dá)75%。子代平均受教育年限約為10.33年，這說明樣本中受訪子代平均受教育水平較低，較短的平均受教育年限主要可歸因于本文使用的樣本中較早出生的人口隊(duì)列占比較多。此外，受訪子女其父母雙方的平均職業(yè)地位指數(shù)分別約為26和21。父親的平均受教育年限為5.2，母親的平均受教育年限為3.7。這表明受訪者父母的受教育程度普遍偏低，約為小學(xué)文化程度。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=2647)

(四)實(shí)證模型設(shè)定

基于文獻(xiàn)梳理與理論推演，構(gòu)建如下計(jì)量模型以考察論文的研究主題：

c_edulevelijp=β0+β1boyijp+β2m_iseiijp+β3m_iseiijp*boyijp+β4Xijp+θp+εijp

(1)

其中，下標(biāo)i、j、p分別表示受訪個(gè)人、家庭和省。c_edulevelijp表示受訪者i的受教育水平，以其受教育年限表示。boyijp用以表示受訪者i的性別。系數(shù)β1表征男性子代相對(duì)女性子代的受教育年限差異。m_iseiijp代表p省j家庭受訪者i母親的職業(yè)地位，m_iseiijp*boyijp是母親職業(yè)地位與子女性別的交互項(xiàng)，系數(shù)β3衡量了母親職業(yè)地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)，其大小表明了母親職業(yè)地位的調(diào)節(jié)作用大小，其正負(fù)表明了母親職業(yè)地位是加劇還是縮小了子代受教育年限的性別差異。Xijp代表了本文所列示的控制變量。θp為省份固定效應(yīng)。εijp為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報(bào)告了計(jì)量模型(1)的回歸結(jié)果，表中第(1)列、第(2)列和第(3)列的結(jié)果中控制了個(gè)子女個(gè)人特征及出生隊(duì)列，第(4)列中加入了家庭特征維度的控制變量，第(5)列中進(jìn)一步加入了省份控制變量。從第(3)列開始，加入了母親職業(yè)地位與子女性別的交互效應(yīng)。通過逐步增加變量，可以更穩(wěn)健地檢驗(yàn)?zāi)赣H職業(yè)地位對(duì)子女受教育水平的影響，以及子女教育獲得性別差異是否受到母親職業(yè)地位的影響。

表2中第(1)列的結(jié)果表明，子女受教育水平存在顯著的性別差異。具體而言，與女性相比，男性平均受教育年限會(huì)延長0.41年。

表2 母親職業(yè)地位與子代教育獲得及性別差異的實(shí)證分析

圖4給出了按照性別進(jìn)行分組的母親職業(yè)地位與子代受教育水平關(guān)系的散點(diǎn)圖以及擬合圖，直觀刻畫了母親職業(yè)地位與子代教育獲得性別差異之間的關(guān)系。從圖中可以看出，一方面，女性子代對(duì)母親職業(yè)地位的回歸線斜率大于男性子代對(duì)母親職業(yè)地位回歸線的斜率，即母親職業(yè)地位變動(dòng)對(duì)女性子代受教育年限的影響大于對(duì)男性子代的影響。另一方面，當(dāng)母親職業(yè)地位較低時(shí)，隨著母親職業(yè)地位的增加，男性子代相對(duì)女性子代的教育獲得優(yōu)勢(shì)逐漸減弱；而當(dāng)母親職業(yè)地位較高時(shí)，隨著母親職業(yè)地位的增加，女性子代相對(duì)男性子代的教育獲得差距逐漸被彌平，甚至出現(xiàn)女高男低的情況。

圖4 按性別劃分的母親職業(yè)地位與子代受教育年限的散點(diǎn)圖和回歸圖

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在以上實(shí)證分析中，得出了兩個(gè)關(guān)鍵結(jié)論，即母親職業(yè)地位對(duì)子女的教育獲得有顯著正向影響，以及母親職業(yè)地位對(duì)子代教育獲得的性別差異具有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。為進(jìn)一步驗(yàn)證這兩個(gè)結(jié)論的穩(wěn)健性，我們首先通過重新篩選樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，共進(jìn)行兩組樣本篩選和計(jì)量分析，具體如下：

本文使用的數(shù)據(jù)源自CGSS2015，其中的數(shù)據(jù)為受訪者基于記憶進(jìn)行的自我報(bào)告，而受訪者的年齡跨度較大，這導(dǎo)致一些大齡的受訪者可能存在記憶偏差，實(shí)證結(jié)果可能因此出現(xiàn)偏差。尤其是本文的核心解釋變量“母親職業(yè)地位”，源自受訪者報(bào)告的自己14歲時(shí)母親的職業(yè)狀況，時(shí)間跨度過長的話會(huì)對(duì)這一數(shù)據(jù)的可信性產(chǎn)生影響。基于這一考慮，本文從樣本總體中剔除了年齡大于65歲的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3的第(1)列展示了回歸結(jié)果，從中可以看出，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，母親職業(yè)地位的提高顯著延長了子代受教育年限，且對(duì)子代教育獲得性別差異縮小有顯著的正向影響。

第二組樣本篩選的穩(wěn)健性檢驗(yàn)為基于受訪者是否在1979年我國高考制度恢復(fù)之后獲得高等教育機(jī)會(huì)這一條件，因?yàn)?979年開始，我國公民在教育領(lǐng)域獲得了更有效的平等，我們參考張兆曙和陳奇的研究(42)張兆曙、陳奇：《高校擴(kuò)招與高等教育機(jī)會(huì)的性別平等化——基于中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS2008)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《社會(huì)學(xué)研究》2013年第2期。，排除掉1979年之前獲得高等教育機(jī)會(huì)的樣本，即使用受訪者出生年份在1963年之后的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3中第(2)列給出了計(jì)量結(jié)果，這一結(jié)果同之前的分析基本一致。

最后，使用Oprobit模型對(duì)受教育水平及其性別差異與母親職業(yè)地位之間的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，此時(shí)對(duì)受教育水平進(jìn)行重新賦值，基于未受教育到大學(xué)本科及以上，將受訪者受教育水平在1-6的整數(shù)中順序賦值。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表3中結(jié)果(3)所示。回歸結(jié)果再次表明我們之前所得出的兩個(gè)結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)工具變量估計(jì)及分析

盡管本文通過控制子女個(gè)人特征、家庭特征、省份虛擬變量及出生隊(duì)列變量以盡可能地捕捉異質(zhì)性影響，但模型仍可能由于存在無法觀測(cè)的遺漏因素而無法很好地識(shí)別得到因果效應(yīng)。比如，上述模型設(shè)定仍可能存在如與母親職業(yè)地位相關(guān)的性別平等觀念(43)王鵬、吳愈曉：《社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、性別不平等與性別角色觀念》，《社會(huì)學(xué)評(píng)論》2019年第2期。等其余未觀測(cè)到的遺漏變量同時(shí)影響母親職業(yè)地位及子女教育獲得，這導(dǎo)致我們難以直接獲得母親職業(yè)地位對(duì)子代受教育水平及性別差異的因果影響。為此，本文以母親人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為依據(jù)，構(gòu)造母親職業(yè)地位的工具變量嘗試以工具變量法加以解決。

鑒于此，本文采用2SLS估計(jì)方法進(jìn)行分析，并進(jìn)一步使用了工具變量有序Probit(IV Oprobit)模型，結(jié)果展示在表4中。其中，結(jié)果(2)和結(jié)果(4)均對(duì)省份虛擬變量進(jìn)行了控制，以增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健性。首先使用上述兩種工具變量估計(jì)模型中的第一階段回歸進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法參照連玉君等(46)連玉君、黎文素、黃必紅：《子女外出務(wù)工對(duì)父母健康和生活滿意度影響研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)》(季刊)2015年第1期。，即主要檢驗(yàn)工具變量同內(nèi)生解釋變量的相關(guān)性，具體到本研究中，將母親職業(yè)地位這一內(nèi)生解釋變量及其與性別的交互項(xiàng)，同所有外生解釋變量和工具變量進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果(限于篇幅，備索)表明，本文的工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量母親職業(yè)地位的影響系數(shù)在1%水平上顯著，且模型中一階段F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于10，故本文用同一出生隊(duì)列、同一就業(yè)情況、同一受教育水平以及同一政治面貌的其他母親的職業(yè)地位做工具變量是合適的，且不存在弱工具變量選擇問題。從表4中所給出的兩類估計(jì)模型的二階段回歸結(jié)果可知，母親職業(yè)地位在1%水平上顯著負(fù)向調(diào)節(jié)了子代受教育水平的性別差異，再次驗(yàn)證了本文的結(jié)論。

表4 使用工具變量的二階段回歸結(jié)果

四、異質(zhì)性分析

已有研究強(qiáng)調(diào)傳統(tǒng)性別角色觀念(47)吳愈曉：《中國城鄉(xiāng)居民教育獲得的性別差異研究》，《社會(huì)》2012年第4期。以及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(48)李珂涵、逯苗苗、孫濤：《父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代教育獲得及性別差異的影響研究》，《東岳論叢》2021年第5期。對(duì)教育獲得性別差異的重要影響。比如，如果家庭擁有較為傳統(tǒng)的性別角色觀念，那么在家庭文化氛圍方面，女性子代往往被認(rèn)為是處于附屬的地位，因而可能被分配到較少的教育資源。又如家庭階層地位往往會(huì)影響子代受教育水平的性別差異，家庭階層地位越低，受父輩偏好影響的子代教育資源分配的不公平水平越高。那么，母親職業(yè)地位對(duì)教育獲得性別差異的影響會(huì)隨著家庭性別角色觀念及家庭階層地位的異質(zhì)性而變化嗎？為全面把握母親職業(yè)地位對(duì)子代受教育水平性別差異的影響，本部分在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上根據(jù)家庭所處不同社會(huì)等級(jí)以及父輩不同文化程度(49)根據(jù)CGSS2015，筆者將問卷中測(cè)度個(gè)人性別平等態(tài)度的五個(gè)指標(biāo)分別與受訪者受教育水平進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果一致表明,個(gè)人受教育程度越高，其性別平等程度越高。因此，有理由認(rèn)為，受訪者父輩文化程度較高的家庭群體，其性別平等觀念更為現(xiàn)代化?？紤]到CGSS2015并未直接提供反映受訪者父母性別角色觀念的指標(biāo)，這里筆者以受訪者父輩文化程度來測(cè)度其父輩性別角色觀念。考察母親職業(yè)地位對(duì)教育獲得性別差異的影響，估計(jì)結(jié)果分別對(duì)應(yīng)表5第(1)和第(2)列結(jié)果。

(一)據(jù)父輩家庭等級(jí)進(jìn)行分組

表5第(1)列是依據(jù)父輩家庭等級(jí)進(jìn)行分組回歸的結(jié)果。CGSS2015存在題項(xiàng)“受訪者14歲時(shí)家庭所處等級(jí)”，從1到10表示主觀評(píng)價(jià)的社會(huì)等級(jí)從低到高。結(jié)合CGSS2015，本部分具體分組方式如下：根據(jù)樣本中受訪者14歲時(shí)家庭所處等級(jí)的均值將父輩家庭等級(jí)分為高低兩組，如果受訪家庭的父輩家庭等級(jí)取值大于(或等于)均值，我們稱受訪者父輩所處家庭等級(jí)較高；反之則界定為受訪者父輩家庭所處等級(jí)較低。結(jié)果表明，母親職業(yè)地位提高對(duì)子代教育獲得性別差異縮小的積極影響僅體現(xiàn)在家庭所處等級(jí)較高的組別，而在家庭所處等級(jí)較低的組別則未見顯著性影響。這可能是因?yàn)楫?dāng)家庭等級(jí)較低時(shí)，其經(jīng)濟(jì)社會(huì)資源都具有一定的約束，在教育維度也是如此，資源的相對(duì)稀缺必然導(dǎo)致不同性別子代之間教育資源的差異化分配，這時(shí)父母的性別偏好將起到重要作用(50)侯慧麗：《義務(wù)教育階段市場(chǎng)化教育參與和投入的性別差異》，《中國青年研究》2019年第4期。，女性教育機(jī)會(huì)更有可能被剝奪，因此母親職業(yè)地位的提升將難以縮減教育獲得性別差異。

(二)依據(jù)父輩不同文化程度分組

表5第(2)列是依據(jù)父輩不同文化程度進(jìn)行分組回歸結(jié)果。具體分組方式如下：以父母雙方最高受教育水平測(cè)度父輩文化程度，并根據(jù)樣本中父輩文化程度的均值將父輩文化程度分為高低兩組，如果受訪家庭的父輩文化程度取值大于(或等于)均值，我們稱受訪者父輩文化程度較高；反之則界定為受訪者父輩文化程度較低。結(jié)果表明：母親職業(yè)地位的提高顯著縮小了父輩文化程度較高家庭的子代教育獲得的性別差異，但如果家庭中父輩文化程度較低，那么母親職業(yè)地位對(duì)子代教育獲得性別差異的影響則不再顯著。這可能是因?yàn)?，在父輩文化程度較高的家庭中，家庭性別角色觀念較為現(xiàn)代，將對(duì)子代賦予更為性別平等的教育期待，因此母親職業(yè)地位的提高，可能會(huì)促使家庭在教育資源分配時(shí)向女性子代偏移，有助于此情景中的女性子代有更好的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)而擺脫教育“劣勢(shì)”地位。但在父輩文化程度較低的家庭群體中，家庭性別角色觀念較為傳統(tǒng)，頑固的傳統(tǒng)性別角色觀念更有可能持續(xù)存在而潛移默化地降低對(duì)女孩的教育期望。從這個(gè)意義上講，母親職業(yè)地位的提升將對(duì)子代教育獲得性別差異無顯著性影響。

表5 不同分類標(biāo)準(zhǔn)下的異質(zhì)性分析

五、結(jié)論與討論

在教育獲得或社會(huì)分層研究的早期，女性通常扮演單一的家庭主婦角色，少有女性承擔(dān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)角色，因而早期從家庭維度考察子代教育獲得的研究，往往假定母親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)差異不如父親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)差異重要，進(jìn)而忽視母親個(gè)體的作用。20世紀(jì)90年代以來，中國女性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)角色發(fā)生了顯著的變化，比如，在需要較高技能的職業(yè)中，女性參與率變得越來越大，在涉及專業(yè)技術(shù)的工作等方面，女性參與度也逐漸追平男性。當(dāng)前中國女性在職業(yè)發(fā)展中取得了相當(dāng)進(jìn)展，在此背景下，從家庭維度考察母親職業(yè)發(fā)展如何影響相應(yīng)子代的教育發(fā)展、女性職業(yè)發(fā)展對(duì)子代教育性別差異產(chǎn)生什么樣的作用、母親職業(yè)發(fā)展如何通過家庭維度的通道影響中國的教育發(fā)展，都是值得探討的問題。

鑒于此，本文使用2015年中國綜合社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用回歸分析法并輔以工具變量，重點(diǎn)探討母親職業(yè)地位對(duì)其子女教育獲得及性別差異的影響。結(jié)果顯示：第一，母親職業(yè)地位提高促進(jìn)了子代教育獲得；第二，母親職業(yè)地位的提高抑制了男性和女性子代教育水平間的性別差異；第三，母親職業(yè)地位對(duì)教育性別差異的改善僅存在于父母文化程度較高以及父輩家庭等級(jí)較高的家庭組別，而在相應(yīng)因素較低的家庭組別未見顯著性影響。本文的研究肯定了母親職業(yè)發(fā)展在對(duì)我國青少年教育水平提高與教育差異均衡化方面的貢獻(xiàn)，即母親職業(yè)發(fā)展在家庭維度對(duì)子代教育發(fā)展及性別差異產(chǎn)生良性影響，這進(jìn)一步印證了提升婦女經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位、提高婦女的家庭議價(jià)能力對(duì)于子代人力資本優(yōu)勢(shì)累積及改善教育性別不平等的重要意義。

教育的性別平等問題一直是我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)和教育領(lǐng)域聚焦的關(guān)鍵話題，消除教育維度的性別差異是共同富裕時(shí)代主題下的必然要求。從現(xiàn)狀來看，我國教育領(lǐng)域的不平等狀況已經(jīng)得到了緩解，表現(xiàn)之一即我國當(dāng)前高等教育領(lǐng)域的女性占比顯著提高，然而針對(duì)這一問題的政策措施及其落實(shí)仍不能夠松懈。從研究結(jié)論來看，家庭中母親職業(yè)地位的發(fā)展對(duì)子女總體的教育水平提高具有顯著的作用，對(duì)子代教育發(fā)展性別差異存在有效的抑制，因而促進(jìn)女性職業(yè)發(fā)展的政策恰恰與促進(jìn)青少年教育發(fā)展的政策相得益彰。公共政策制定者應(yīng)該將這一變量納入考慮，在教育、職業(yè)發(fā)展領(lǐng)域不斷強(qiáng)化平等信念，在政策細(xì)節(jié)上切實(shí)體現(xiàn)一視同仁的政策魄力，注重女性職業(yè)發(fā)展進(jìn)程中的特殊情況，并制定針對(duì)性措施，通過女性職業(yè)發(fā)展維度的政策改善，為教育維度促進(jìn)公平政策的實(shí)施提供助推力，即多維度、溯根源、全方位地制定和完善相關(guān)政策法規(guī)，實(shí)現(xiàn)全社會(huì)的性別平等，為共同富裕的時(shí)代主題構(gòu)建根基。