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摘要：教育公平分配是實現社會公平的重要基礎，從微觀理論角度分析來看，家庭內部資源的公平分配在對子女的教育資源及其獲得的公平分配過程中，發揮著重要的協調作用。本文旨在研究家庭背景對子女教育資源獲得影響中的性別差異進行深入分析并探討，研究發現，教育獲得中的性別差異逐漸得到縮小，但由于家庭背景因素的影響，子女教育的資源獲得仍存在一些偏好性的差異。
關鍵詞：教育獲得；性別偏好；家庭背景；城鄉差異
一、引言
人力資本投資理論指出，教育是人力資本非常重要的形式。從微觀層面來看，子代教育獲得中的重要因素即是家庭對子女教育的投資，而教育回報率又反作用著個體收入問題。從宏觀層面的角度來看，教育不平等一定程度會對經濟增長產生負面的影響，持續的教育不平等將加劇經濟不均衡發展，導致資源上的錯配和制度上的脆弱性。由此可見，教育公平是社會各層面公平的重要基礎。性別不平等的一個重要組成方面是教育機會獲得的性別差異，然而家庭背景下的性別偏好是如何影響著子女的受教育程度受到筆者的關注。性別偏好主要是指家庭內部父母或對不同性別的孩子在撫養、教育和物質、非物質投入上有著差別。父母可能會在同胞之間采取不同的教養方式，比如父母對不同子女的教育期望不一樣，在家庭內部資源分配過程中有所偏向等。Bourdieu(1986)將家庭資本同時分為經濟資本、社會資本與文化資本三種類型。家庭資本在數量與質量上同時影響著子女的教育獲得，良好的家庭資本、文化環境對子女的成長與發展都同時具有重要的積極促進作用。
二、理論分析與研究假說
（一）資源稀釋理論。資源稀釋理論一般認為，家庭資源包括物質資源和非物質資源，前者主要包括父母對子女教育上的物質投資和為其提供的學習環境，后者主要指父母為其花費的時間和子女的情感交流等。根據“子女數量—質量消長”理論，小孩數量越少，才最終有利于孩子的發展，因為在此情況下每個孩子能夠接受家庭內部各種資源的分配就越多。(吳愈曉，2012;葉華，吳曉剛，2011)指出，中國的計劃生育政策造成家庭生育規模的縮小，一定程度上極度緩解了家庭內部資源的競爭，大大改善了女孩在教育獲得上的嚴峻環境。很多研究均指出，(chuetal.2007)中國家庭中父母親對女兒的弱勢投資并不是一定絕對的，而是相對的。即這種歧視相對于兒子來說，女兒被排在比較靠后的位置上。(Becker，1973)換言之，如果一個家庭的經濟資源總量充足，或者家庭中只有相對較少的子女數量，整個家庭的撫養負擔比較輕，那么父母對女兒教育的歧視程度就會大大降低。這導致在微觀家庭環境下，性別偏好的程度在不同家庭背景和子女數量的家庭之間存在明顯的差異。(Hannum，2005)研究認為，經濟條件越富裕的家庭，子代在教育獲得上的性別差異越小，父母主觀上對子女教育投資問題的男性偏好越弱?？梢娂彝炔抠Y源總量如果足夠充?；蛐枰B育的子女數量極少，性別偏好程度就會大大降低。而在家庭內部資源有限的多子女家庭，偏好程度則更加顯著。
（二）預算約束理論。預算約束理論認為，影響家庭預算約束和家庭教育資源獲得主要在于男性與女性的性別結構導致的養育成本性別差異。如果父母出于某種經濟上的動機以達到最大化子女的投資總收入，父母則可能會選擇優先教育投資收入邊際小和回報率較高的家庭孩子。與女性相比，男性受教育的回報率更高，主要是因為男性在勞動力市場的參與時間比女性長，以及勞動力市場對女性的歧視和女性養老價值相對較低，這使得父母對男性教育的投入大于女性。從同胞效應的角度來看，楊菊華(2010)指出，…在家庭中，有姐姐的孩子在一定程度上會得到更多的教育資源，而有哥哥或弟弟的孩子在一定程度上會得到比其他孩子更少的教育機會。吳愈曉（2012）的研究表明，同胞的數量與子女教育的獲得呈負相關，這種數量效應對女性的不利程度大于男性。根據韓怡梅和謝宇(1994)的研究，國家的教育政策直接影響中國男性與女性教育的平等化推進趨勢，在宏觀條件強調兩性教育公平時，性別差異逐漸縮小的速度逐漸開始放慢;而宏觀環境主要強調效率時，教育獲得上的性別差異又被再次拉開。1985年財政制度改革，基礎教育的財政負擔使各級地方政府由于財力有限無法有效滿足教育發展需求，以及對基礎教育投資的消極心態，使得教育費用很大程度最終又轉嫁到了個人家庭。那么在這種宏觀環境下，與以往相比，中國家庭對于子女的教育獲得層面往往需要投入更多的經濟資源。在這種情況下，本就處于弱勢地位的女兒很有可能由于家庭內部因素的預算約束，而成為教育財務投資上的犧牲品(Hammm，2005)。同時，韓怡梅的分析也認為，中國工業化市場化的進程顯著增加了子女教育的機會成本，在一定程度上加重了教育獲得的性別不平等。隨著市場化進程導致的務工就業機會的增加，一些農村地區的貧困家庭在主觀上更傾向于讓女性盡早工作賺錢，而不是接受教育這種短期內沒有回報的選擇。
（三）家庭“文化資本”渠道。在中國傳統的父權制家庭文化下，當家庭中存在不同性別的子女時父母會將更多的家庭資源分配給男孩，由此形成家庭內部資源分配上的“男孩偏好”。實際上，這種家庭內部的性別不平等是文化因素所致。從家庭文化資本的角度來看，父母的教育獲得程度對子女教育獲得的性別偏好呈負相關。也就是說，父母所接受過的教育越高，對子女教育獲得的性別偏好程度則越低。葉華，吳曉剛(2011)認為父母會經過一個內生的權衡過程來決定子代的數量和質量。換句話講，父母會同時考慮他們已有的資源以及對子代教育程度的期望再來決定子女數量。鄒薇，馬占利(2019)研究發現，在子代接受教育的因素中，母親受教育程度對其的影響很高程度上大于同樣教育程度父親的影響。范靜波(2016)研究發現，父母文化程度的提升和家庭文化資本的提高，使父母對女性后代學業表現出更高的支持。岳昌君和周麗萍(2017)實證研究結果顯示，女性比男性更加依賴家庭背景和城鄉差異。大量國內外研究文獻均表明，由于家庭背景等諸多因素的影響，子女教育獲得中存在著性別偏好現象。良好的家庭環境，包括母親的受教育水平、家庭的收入能使其子女充分接受良好和高水平的教育，家庭文化環境因素即父母關系，兩代之間的互動，包括交流的次數、質量，以及同胞之間的關系，父母對子女的期望等，都對孩子的教育和成長有著深遠的意義。綜合上述理論及實證基礎，本文提出以下研究假設：假設1:農村子女教育獲得的性別偏好程度高于城鎮子女。假設2:家庭的經濟階層地位與子女教育獲得的性別偏好程度呈負相關。假設3:父母親教育獲得程度越高，子女教育獲得存在的性別偏好程度越低。且母親的教育獲得水平對子女教育獲得性別偏好的影響顯著于父親。
三、數據、變量和分析方法
（一）數據。本文采用的統計數據來自于2015年中國綜合社會調查(CGSS)。該調查數據庫是目前我國最早的一個全國性、綜合性、連續性強的學術調查研究項目，它系統、全面地廣泛收集了我國社會、社區、家庭、個人多個層次的數據。樣本被采集到的區域范圍包括除新疆、西藏以外的28個省市自治區抽取家庭戶，在對所有數據樣本進行分析整理與篩選綜合處理后，樣本統計數據中共包含男性樣本3673個，女性樣本4112個，分別合計占到樣本總量的47.18％與52.82％。
（二）變量。本研究的因變量是教育獲得情況。本文將教育劃分為階段性，具體轉化標準如下：未接受過任何初等教育的為0年；小學為6年；初中為9年；中等教育階段包括普通高中、職高、技校和中專為12年；高等教育包括大專為15年；大學本科為16年；研究生及以上為19年。本研究的自變量包括性別、年齡、戶口、居住地、父母教育年限、14歲時父母的職業類別等。其中性別為核心自變量，樣本為女性時取“1”，樣本為男性時取“0”。許多研究表明，我國不同民族、不同地區的經濟發展水平和教育資源配置相對不平衡。因此，本研究選取民族與地區作為控制變量，分別來控制并分析其在教育獲得上的差異。為了準確考察樣本的教育程度，本文對樣本進行了篩選。本文選擇18—65…歲成年人的樣本，即1950至1997年生人。再剔除18—25…歲之間職業為學生或者沒有工作的樣本，年齡采用被訪者在2015年被調查時的周歲年齡，以控制教育獲得在不同年代不同的因素。戶口為農村時取“1”。14…歲的居住地為農村時取“1”。衡量被訪者家庭的社會經濟地位時，采用其14歲時父母的職業地位轉化為“標準國際職業社會經濟地位指數”（ISEI）。衡量被訪者父母親教育獲得程度時，根據其父母親的最高正規教育轉化為教育年限來衡量該變量。
（三）分析方法。本文研究采用多元線性函數回歸分析方法，建立如下模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+βiXi+e其中，Y為因變量（教育獲得情況），X為自變量（分別為性別、戶口、居住地等），β0為截距，β1、β2、β3…βi為回歸系數，e為誤差項。當我們估計了家庭背景因素、子女的性別偏好對教育獲得情況的交互影響效應時，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表示子代的教育獲得年限，female表示女性（虛擬變量），feduy表示父母的教育獲得年限，fisei表示父母社會經濟地位指數，X表示其他自變量。
四、實證分析
（一）描述性統計分析：各描述變量的統計平均值及其性別差異。數據分析結果顯示，無論是男性還是女性，城鎮居民的平均教育獲得年限均大于農村地區居民。其次，教育獲得的性別不平等具有城鄉差異。在城鎮地區，男性的平均教育獲得年限比女性平均教育獲得年限要多0.64年（雙變量t-檢驗的結果在0.01的水平顯著）。而在農村地區，男性比女性的平均教育獲得年限要多1.56年（雙變量t-檢驗的結果在0.001的水平顯著）。另外，根據14歲時父親與母親的ISEI，農村地區要遠低于城鎮地區。從父親與母親的平均教育獲得年限來看，農村地區均低于城鎮地區，分別顯示為在農村地區男性要比女性低0.31年(p＜0.05)與0.13年(p＜0.05)，而在城鎮地區內部男性與女性父母平均教育獲得年限均沒有顯著的差異。…簡言之，分析表明子女的教育獲得水平與父母親的平均教育獲得水平和其社會經濟地位呈正相關。同時，教育獲得在城鎮地區與農村地區間呈現出顯著的性別差異，即農村子女教育獲得的性別偏好程度高于城市子女（假設1得到驗證）。
（二）教育獲得性別差異的影響因素分析。為了研究教育獲得中的性別差異及各要素是如何影響其作用機制，我們采用嵌套模型的方式，對城鎮樣本和農村樣本分別建立6個OLS模型。首先是基準模型，單獨估計教育獲得年限被性別因素影響的效應。其次累積加入控制變量，再分別加入14歲時父親的ISEI、父親的平均教育獲得年限；以及14歲時母親的ISEI、母親的平均教育獲得年限，以用來觀察性別效應下的教育獲得差異的變化。在城鎮地區的樣本中，模型1顯示的性別系數為-0.505，加入了選取的控制變量之后(模型2)性別系數上升為-0.278(p＜0.05)，大約有45%的性別不平等來源于年齡、民族以及地區的差異。模型3顯示，約20.5%的性別效應來源于14歲時父親ISEI的差異。模型4顯示，大約有23%的性別效應歸因于14歲時母親ISEI的差異(在加入這個變量后，性別變量的系數在統計上具有不顯著性，即性別不平等消失了)。模型5、6顯示，在加入父親與母親的平均教育獲得年限這個因素后，性別的不平等程度分別擴大約11%和16%。綜上所述，父母受教育程度的年限、民族和年齡是城市地區受教育程度性別差異的重要來源。在農村地區的樣本中，模型1的性別系數為-1.424，加入了控制變量之后(模型2)，性別系數下降為-1.575(p＜0.001)，這說明加入民族和地區兩個變量后，農村居民教育獲得的性別差異程度擴大了約10%，這主要由于研究樣本中男性在民族、地區的分布上與女性相比趨于劣勢。模型3、4顯示，在加入14歲時父親與母親的ISEI因素之后，農村地區居民的教育獲得性別差異程度分別擴大約5%和4%。模型5顯示，在加入父親平均教育獲得年限這個因素后，性別的不平等程度縮小了約3%。模型6顯示，在加入母親平均教育獲得年限這個因素后，性別的不平等程度擴大了約1%，即教育獲得的性別差異程度反而上升了。這表明，在農村地區教育獲得的性別差異有很少一部分是由于父母親的ISEI以及父母親的平均教育獲得程度，并且其中母親的教育獲得程度不同于父親教育獲得程度對性別差異影響的效應。結果表明，城市家庭性別偏好的負向影響主要歸因于民族、地區和父母親的教育獲得年限。而在大多數農村地區，教育獲得的性別負面效應只有少部分可歸因于14歲時父母親的ISEI和父母親的教育獲得程度。這說明農村居民教育獲得的性別偏好差異仍然存在，并同時說明家庭的階層地位與子女教育獲得的性別偏好程度呈負相關（假設2得到證實）。父母親教育獲得程度越高，子女教育獲得存在的性別偏好程度越低。且母親的教育獲得水平對子女教育獲得性別偏好的影響顯著于父親（假設3得到證實）。
五、結論和討論
本文主要使用“2015年中國綜合社會調查”（CGSS2015）的統計數據，探討了家庭背景對子女教育獲得中性別偏好的影響及其機制。研究發現，家庭背景因素對父代與子代間教育的影響存在著明顯的性別差異和城鄉差異。城鄉差異加劇了子女受教育的性別不平等，農村子女受教育的性別偏好程度高于城市。結果表明，家庭的社會經濟條件和社會階層地位越高，子女受教育的性別偏好程度越低；家庭的社會經濟條件和社會階層地位越低，子女受教育的性別偏好程度越高。經濟地位越低，父母對子女教育的偏好越強，而家庭社會經濟條件和階級地位的改善會削弱父母對子女教育的偏好。這就使得農村地區的女性在教育獲得、進入勞動力市場就業、社會公共資源等方面處于明顯的劣勢。同時，隨著教育層次的提高，母親受教育水平的提高將持續減少受教育機會的性別不平等，且其影響大于父親。因此認為，大環境趨勢下教育獲得的性別差異在逐漸縮小，但在我國城鄉之間，地區之間，不同背景的家庭之間差異縮小的幅度呈現出不同步的態勢，并且這種差異仍繼續顯著存在。
作者:袁璐穎 單位:湖南師范大學
