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摘要：教育公平分配是实现社会公平的重要基础，从微观理论角度分析来看，家庭内部资源的公平分配在对子女的教育资源及其获得的公平分配过程中，发挥着重要的协调作用。本文旨在研究家庭背景对子女教育资源获得影响中的性别差异进行深入分析并探讨，研究发现，教育获得中的性别差异逐渐得到缩小，但由于家庭背景因素的影响，子女教育的资源获得仍存在一些偏好性的差异。
关键词：教育获得；性别偏好；家庭背景；城乡差异
一、引言
人力资本投资理论指出，教育是人力资本非常重要的形式。从微观层面来看，子代教育获得中的重要因素即是家庭对子女教育的投资，而教育回报率又反作用着个体收入问题。从宏观层面的角度来看，教育不平等一定程度会对经济增长产生负面的影响，持续的教育不平等将加剧经济不均衡发展，导致资源上的错配和制度上的脆弱性。由此可见，教育公平是社会各层面公平的重要基础。性别不平等的一个重要组成方面是教育机会获得的性别差异，然而家庭背景下的性别偏好是如何影响着子女的受教育程度受到笔者的关注。性别偏好主要是指家庭内部父母或对不同性别的孩子在抚养、教育和物质、非物质投入上有着差别。父母可能会在同胞之间采取不同的教养方式，比如父母对不同子女的教育期望不一样，在家庭内部资源分配过程中有所偏向等。Bourdieu(1986)将家庭资本同时分为经济资本、社会资本与文化资本三种类型。家庭资本在数量与质量上同时影响着子女的教育获得，良好的家庭资本、文化环境对子女的成长与发展都同时具有重要的积极促进作用。
二、理论分析与研究假说
（一）资源稀释理论。资源稀释理论一般认为，家庭资源包括物质资源和非物质资源，前者主要包括父母对子女教育上的物质投资和为其提供的学习环境，后者主要指父母为其花费的时间和子女的情感交流等。根据“子女数量—质量消长”理论，小孩数量越少，才最终有利于孩子的发展，因为在此情况下每个孩子能够接受家庭内部各种资源的分配就越多。(吴愈晓，2012;叶华，吴晓刚，2011)指出，中国的计划生育政策造成家庭生育规模的缩小，一定程度上极度缓解了家庭内部资源的竞争，大大改善了女孩在教育获得上的严峻环境。很多研究均指出，(chuetal.2007)中国家庭中父母亲对女儿的弱势投资并不是一定绝对的，而是相对的。即这种歧视相对于儿子来说，女儿被排在比较靠后的位置上。(Becker，1973)换言之，如果一个家庭的经济资源总量充足，或者家庭中只有相对较少的子女数量，整个家庭的抚养负担比较轻，那么父母对女儿教育的歧视程度就会大大降低。这导致在微观家庭环境下，性别偏好的程度在不同家庭背景和子女数量的家庭之间存在明显的差异。(Hannum，2005)研究认为，经济条件越富裕的家庭，子代在教育获得上的性别差异越小，父母主观上对子女教育投资问题的男性偏好越弱。可见家庭内部资源总量如果足够充裕或需要养育的子女数量极少，性别偏好程度就会大大降低。而在家庭内部资源有限的多子女家庭，偏好程度则更加显著。
（二）预算约束理论。预算约束理论认为，影响家庭预算约束和家庭教育资源获得主要在于男性与女性的性别结构导致的养育成本性别差异。如果父母出于某种经济上的动机以达到最大化子女的投资总收入，父母则可能会选择优先教育投资收入边际小和回报率较高的家庭孩子。与女性相比，男性受教育的回报率更高，主要是因为男性在劳动力市场的参与时间比女性长，以及劳动力市场对女性的歧视和女性养老价值相对较低，这使得父母对男性教育的投入大于女性。从同胞效应的角度来看，杨菊华(2010)指出，…在家庭中，有姐姐的孩子在一定程度上会得到更多的教育资源，而有哥哥或弟弟的孩子在一定程度上会得到比其他孩子更少的教育机会。吴愈晓（2012）的研究表明，同胞的数量与子女教育的获得呈负相关，这种数量效应对女性的不利程度大于男性。根据韩怡梅和谢宇(1994)的研究，国家的教育政策直接影响中国男性与女性教育的平等化推进趋势，在宏观条件强调两性教育公平时，性别差异逐渐缩小的速度逐渐开始放慢;而宏观环境主要强调效率时，教育获得上的性别差异又被再次拉开。1985年财政制度改革，基础教育的财政负担使各级地方政府由于财力有限无法有效满足教育发展需求，以及对基础教育投资的消极心态，使得教育费用很大程度最终又转嫁到了个人家庭。那么在这种宏观环境下，与以往相比，中国家庭对于子女的教育获得层面往往需要投入更多的经济资源。在这种情况下，本就处于弱势地位的女儿很有可能由于家庭内部因素的预算约束，而成为教育财务投资上的牺牲品(Hammm，2005)。同时，韩怡梅的分析也认为，中国工业化市场化的进程显著增加了子女教育的机会成本，在一定程度上加重了教育获得的性别不平等。随着市场化进程导致的务工就业机会的增加，一些农村地区的贫困家庭在主观上更倾向于让女性尽早工作赚钱，而不是接受教育这种短期内没有回报的选择。
（三）家庭“文化资本”渠道。在中国传统的父权制家庭文化下，当家庭中存在不同性别的子女时父母会将更多的家庭资源分配给男孩，由此形成家庭内部资源分配上的“男孩偏好”。实际上，这种家庭内部的性别不平等是文化因素所致。从家庭文化资本的角度来看，父母的教育获得程度对子女教育获得的性别偏好呈负相关。也就是说，父母所接受过的教育越高，对子女教育获得的性别偏好程度则越低。叶华，吴晓刚(2011)认为父母会经过一个内生的权衡过程来决定子代的数量和质量。换句话讲，父母会同时考虑他们已有的资源以及对子代教育程度的期望再来决定子女数量。邹薇，马占利(2019)研究发现，在子代接受教育的因素中，母亲受教育程度对其的影响很高程度上大于同样教育程度父亲的影响。范静波(2016)研究发现，父母文化程度的提升和家庭文化资本的提高，使父母对女性后代学业表现出更高的支持。岳昌君和周丽萍(2017)实证研究结果显示，女性比男性更加依赖家庭背景和城乡差异。大量国内外研究文献均表明，由于家庭背景等诸多因素的影响，子女教育获得中存在着性别偏好现象。良好的家庭环境，包括母亲的受教育水平、家庭的收入能使其子女充分接受良好和高水平的教育，家庭文化环境因素即父母关系，两代之间的互动，包括交流的次数、质量，以及同胞之间的关系，父母对子女的期望等，都对孩子的教育和成长有着深远的意义。综合上述理论及实证基础，本文提出以下研究假设：假设1:农村子女教育获得的性别偏好程度高于城镇子女。假设2:家庭的经济阶层地位与子女教育获得的性别偏好程度呈负相关。假设3:父母亲教育获得程度越高，子女教育获得存在的性别偏好程度越低。且母亲的教育获得水平对子女教育获得性别偏好的影响显著于父亲。
三、数据、变量和分析方法
（一）数据。本文采用的统计数据来自于2015年中国综合社会调查(CGSS)。该调查数据库是目前我国最早的一个全国性、综合性、连续性强的学术调查研究项目，它系统、全面地广泛收集了我国社会、社区、家庭、个人多个层次的数据。样本被采集到的区域范围包括除新疆、西藏以外的28个省市自治区抽取家庭户，在对所有数据样本进行分析整理与筛选综合处理后，样本统计数据中共包含男性样本3673个，女性样本4112个，分别合计占到样本总量的47.18％与52.82％。
（二）变量。本研究的因变量是教育获得情况。本文将教育划分为阶段性，具体转化标准如下：未接受过任何初等教育的为0年；小学为6年；初中为9年；中等教育阶段包括普通高中、职高、技校和中专为12年；高等教育包括大专为15年；大学本科为16年；研究生及以上为19年。本研究的自变量包括性别、年龄、户口、居住地、父母教育年限、14岁时父母的职业类别等。其中性别为核心自变量，样本为女性时取“1”，样本为男性时取“0”。许多研究表明，我国不同民族、不同地区的经济发展水平和教育资源配置相对不平衡。因此，本研究选取民族与地区作为控制变量，分别来控制并分析其在教育获得上的差异。为了准确考察样本的教育程度，本文对样本进行了筛选。本文选择18—65…岁成年人的样本，即1950至1997年生人。再剔除18—25…岁之间职业为学生或者没有工作的样本，年龄采用被访者在2015年被调查时的周岁年龄，以控制教育获得在不同年代不同的因素。户口为农村时取“1”。14…岁的居住地为农村时取“1”。衡量被访者家庭的社会经济地位时，采用其14岁时父母的职业地位转化为“标准国际职业社会经济地位指数”（ISEI）。衡量被访者父母亲教育获得程度时，根据其父母亲的最高正规教育转化为教育年限来衡量该变量。
（三）分析方法。本文研究采用多元线性函数回归分析方法，建立如下模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+βiXi+e其中，Y为因变量（教育获得情况），X为自变量（分别为性别、户口、居住地等），β0为截距，β1、β2、β3…βi为回归系数，e为误差项。当我们估计了家庭背景因素、子女的性别偏好对教育获得情况的交互影响效应时，可建立分析模型：Yeduy=β0+β1·female+β2·feduy+β3·fisei+β4·female×feduy+β5·femlae×fisei+β6·X+e其中，Yeduy表示子代的教育获得年限，female表示女性（虚拟变量），feduy表示父母的教育获得年限，fisei表示父母社会经济地位指数，X表示其他自变量。
四、实证分析
（一）描述性统计分析：各描述变量的统计平均值及其性别差异。数据分析结果显示，无论是男性还是女性，城镇居民的平均教育获得年限均大于农村地区居民。其次，教育获得的性别不平等具有城乡差异。在城镇地区，男性的平均教育获得年限比女性平均教育获得年限要多0.64年（双变量t-检验的结果在0.01的水平显著）。而在农村地区，男性比女性的平均教育获得年限要多1.56年（双变量t-检验的结果在0.001的水平显著）。另外，根据14岁时父亲与母亲的ISEI，农村地区要远低于城镇地区。从父亲与母亲的平均教育获得年限来看，农村地区均低于城镇地区，分别显示为在农村地区男性要比女性低0.31年(p＜0.05)与0.13年(p＜0.05)，而在城镇地区内部男性与女性父母平均教育获得年限均没有显著的差异。…简言之，分析表明子女的教育获得水平与父母亲的平均教育获得水平和其社会经济地位呈正相关。同时，教育获得在城镇地区与农村地区间呈现出显著的性别差异，即农村子女教育获得的性别偏好程度高于城市子女（假设1得到验证）。
（二）教育获得性别差异的影响因素分析。为了研究教育获得中的性别差异及各要素是如何影响其作用机制，我们采用嵌套模型的方式，对城镇样本和农村样本分别建立6个OLS模型。首先是基准模型，单独估计教育获得年限被性别因素影响的效应。其次累积加入控制变量，再分别加入14岁时父亲的ISEI、父亲的平均教育获得年限；以及14岁时母亲的ISEI、母亲的平均教育获得年限，以用来观察性别效应下的教育获得差异的变化。在城镇地区的样本中，模型1显示的性别系数为-0.505，加入了选取的控制变量之后(模型2)性别系数上升为-0.278(p＜0.05)，大约有45%的性别不平等来源于年龄、民族以及地区的差异。模型3显示，约20.5%的性别效应来源于14岁时父亲ISEI的差异。模型4显示，大约有23%的性别效应归因于14岁时母亲ISEI的差异(在加入这个变量后，性别变量的系数在统计上具有不显著性，即性别不平等消失了)。模型5、6显示，在加入父亲与母亲的平均教育获得年限这个因素后，性别的不平等程度分别扩大约11%和16%。综上所述，父母受教育程度的年限、民族和年龄是城市地区受教育程度性别差异的重要来源。在农村地区的样本中，模型1的性别系数为-1.424，加入了控制变量之后(模型2)，性别系数下降为-1.575(p＜0.001)，这说明加入民族和地区两个变量后，农村居民教育获得的性别差异程度扩大了约10%，这主要由于研究样本中男性在民族、地区的分布上与女性相比趋于劣势。模型3、4显示，在加入14岁时父亲与母亲的ISEI因素之后，农村地区居民的教育获得性别差异程度分别扩大约5%和4%。模型5显示，在加入父亲平均教育获得年限这个因素后，性别的不平等程度缩小了约3%。模型6显示，在加入母亲平均教育获得年限这个因素后，性别的不平等程度扩大了约1%，即教育获得的性别差异程度反而上升了。这表明，在农村地区教育获得的性别差异有很少一部分是由于父母亲的ISEI以及父母亲的平均教育获得程度，并且其中母亲的教育获得程度不同于父亲教育获得程度对性别差异影响的效应。结果表明，城市家庭性别偏好的负向影响主要归因于民族、地区和父母亲的教育获得年限。而在大多数农村地区，教育获得的性别负面效应只有少部分可归因于14岁时父母亲的ISEI和父母亲的教育获得程度。这说明农村居民教育获得的性别偏好差异仍然存在，并同时说明家庭的阶层地位与子女教育获得的性别偏好程度呈负相关（假设2得到证实）。父母亲教育获得程度越高，子女教育获得存在的性别偏好程度越低。且母亲的教育获得水平对子女教育获得性别偏好的影响显著于父亲（假设3得到证实）。
五、结论和讨论
本文主要使用“2015年中国综合社会调查”（CGSS2015）的统计数据，探讨了家庭背景对子女教育获得中性别偏好的影响及其机制。研究发现，家庭背景因素对父代与子代间教育的影响存在着明显的性别差异和城乡差异。城乡差异加剧了子女受教育的性别不平等，农村子女受教育的性别偏好程度高于城市。结果表明，家庭的社会经济条件和社会阶层地位越高，子女受教育的性别偏好程度越低；家庭的社会经济条件和社会阶层地位越低，子女受教育的性别偏好程度越高。经济地位越低，父母对子女教育的偏好越强，而家庭社会经济条件和阶级地位的改善会削弱父母对子女教育的偏好。这就使得农村地区的女性在教育获得、进入劳动力市场就业、社会公共资源等方面处于明显的劣势。同时，随着教育层次的提高，母亲受教育水平的提高将持续减少受教育机会的性别不平等，且其影响大于父亲。因此认为，大环境趋势下教育获得的性别差异在逐渐缩小，但在我国城乡之间，地区之间，不同背景的家庭之间差异缩小的幅度呈现出不同步的态势，并且这种差异仍继续显著存在。
作者:袁璐颖 单位:湖南师范大学
