分割抑或趨同：基礎教育階段學生教育期望性別差距的城鄉比較

摘 要： 改革開放以來城鄉居民受教育水平不斷提高，城鄉學生在教育期望上存在女性高于男性的現象。使用CEPS 2013-2014年數據，考察戶籍、家庭經濟地位、家長受教育水平、家長教育期望和同伴教育表現對學生教育期望性別差距的作用。研究發現，教育期望性別差距在城鄉普遍存在，但教育期望性別差距的成因在城鄉存在不同。家長教育期望和同伴教育表現對農村中學生教育期望性別差異具有顯著的負向作用;家長教育期望對城市中學生教育性別差距作用顯著。因此，加速推進城鄉教育一體化進程是促進城鄉教育均衡發展，提高農村教育質量，減少因女性教育期望和就業獲得差距造成的挫敗感是規避性別平等政策實踐風險的重要路徑。

關鍵詞： 教育期望; 同伴教育表現; 性別差距; 城鄉比較

中圖分類號： D61; B27 文獻標識碼： A DOI： 10.3963/j.issn.1671-6477.2019.04.006

一、 引 言

改革開放以來我國教育事業取得極大發展，中國城鄉居民受教育水平不斷提高，但作為直接影響城鄉居民教育獲得的教育期望因素卻在性別問題上一直備受爭議。傳統理論和社會印象傾向認為教育期望性別差距問題表現為男性在教育期望方面遠高于女性①。但近年來國內外研究卻發現教育期望性別差距的“天平”正朝男性傾斜[1]，即本研究論述的差距問題。所謂教育期望性別差距是指女性教育期望顯著高于男性的現象。教育期望性別差距對提升女性教育成績和教育獲得的作用已逐步獲得證實，但教育期望性別差距對女性職業獲得的積極作用尚不顯著。因此，教育期望性別差距相關領域研究尚亟待開掘。

既有研究存在過度割裂教育性別差距宏微觀因素的局限，關注問題主要集中在教育期望的差距及其成因，但忽視諸如城鄉和文化等重要宏觀因素的影響。不勻質的現代化往往在城鄉遺留深刻的二元分割烙?。撼青l在教育觀念和教育資源分配上存在嚴重的不平等，城鄉在就業市場和職業獲得方式上存在巨大差異。性別差異作為社會環境塑造的產物，同樣會受到城鄉二元分割的影響，其表現方式和程度也有所不同。因此，有必要將教育期望的性別差距置于城鄉比較視野下予以考察。

利用中國教育追蹤調查2013-2014年基線調查數據，比較城鄉學生教育期望性別差距以求解釋以下問題：（1）學生教育期望的性別差距及城鄉比較;（2）學生教育期望性別差距的成因;（3）學生教育期望性別差距成因與城鄉的分組交互分析。上述問題的回答解釋對城鄉基礎教育階段學生的性別平等和制定合理有效的基礎教育政策具有積極作用。

二、 文獻回溯與研究假設

（一） 教育期望性別差距及其研究回溯

教育期望作為影響公民教育獲得的中間變量備受學界重視。教育期望是指人們依據其自身成長經驗和環境因素綜合形成對未來教育可能獲得的成就采取的態度和評價。教育獲得既包含自我教育期望，也包含他人對學生的教育期望。研究考察的是自我教育期望，他人對學生的教育期望暫不作考察。該領域從寬泛討論教育期望成因漸趨轉向對教育期望分層的研究，主要包括兩個視角即結構和互動視角。其中，結構視角主要考察經濟發展水平、家庭、學校和居住隔離、文化觀念等結構特征和教育期望的關系②。互動視角則考察其他群體行為對學生自我教育期望的影響，如教師鼓勵、同伴表現、家長參與、性別等因素對學生教育期望的作用③。

伴隨現代化水平的不斷深入，傳統關于性別角色分工的觀念和實踐遭遇挑戰，教育期望性別差距因而被納入學者的視野。該領域一般討論兩個方向的議題：教育期望的性別差距及其成因。針對前一問題，學界發現傳統對男性教育期望高于女性教育期望的認知已落后于現實，女性在教育獲得和教育期望上的優勢形成當前學界對這一問題研究的共識④。由此，教育期望性別差距及其成因開始成為學術關注熱點。教育期望性別差距成因上，有學者已從互動論視角考察教育期望的性別差距。

雖然既有研究已不斷揭示教育期望性別差距的內在機理，但前述研究不同程度地存在以下局限。第一，過度割裂宏微觀因素，忽視宏微觀因素的交互作用：一方面，對宏觀結構視角的強調遠遠超過對微觀行動視角的關注，導致學生教育期望與家長、同伴的互動關系難以獲得滿意解釋;另一方面，教育期望性別差距固然獲得部分微觀因素的解釋，但諸如城鄉分割和文化塑造理論等重要宏觀變量對學生教育期望差距的解釋卻無法考察。第二，高質量的多階段概率抽樣數據比較匱乏，數據的代表性不足造成推斷有效性大打折扣。

（二） 學生教育期望性別差距的城鄉情境與研究假設

建國以來長時期的歷史慣性導致城鄉經濟社會資源分配呈現嚴重的二元分割格局。改革開放以來，城鄉在教育資源方面的差距進一步擴大：城鎮經濟發展水平高和人均收入高，人力資本投資偏向城鎮的政策使教育資源富集在城鎮，而農村則成為教育資源的“洼地”[2]。城鎮重點學校的數量遠遠高于農村，優質的生源和教師資源更易集中[3];城鎮居民教育水平的普遍提升和就業市場的不斷發展也進一步提高了城鎮家庭經濟地位和教育期望;計劃生育政策在城鎮嚴格地推行使城鎮家庭規模普遍小于農村家庭，使城鎮教育資源的代際傳遞更順暢[4]。

城鎮經濟社會和教育的快速發展，也給教育領域傳統的性別角色觀念帶來強烈沖擊，使城鎮和農村居民對待子女教育期望的態度產生差異。傳統性別角色觀念主張男女社會分工和社會地位的不平等，男性在家庭財產繼承和職業身份中占據更高地位，理應具有更好的教育機會和更高的教育期望[5]。相比之下，女性的社會角色主要是撫養子女和從事家務活動，因而家長對女性往往缺乏較高的教育期望[6]。這一觀念在性別平等政策執行更徹底、家庭經濟條件更殷實、家長教育理念更開放和就業市場競爭更激烈、子女規模更小的城鎮早已經歷巨大變遷。反之，對于經濟社會相對閉塞落后、教育資源相對匱乏、家庭經濟實力相對脆弱、父母受教育水平更低的農村，傳統觀念變革的速度相對緩慢。農村家長可能更愿意將有限的經濟教育資源給予男性。因此，基于上述討論提出以下假設：

假設1.農村學生比城市學生的教育期望性別差距更大。

假設2.學生教育期望的成因存在城鄉差距。

2a：家庭經濟地位對學生教育期望的作用存在城鄉差距;

2b：家長受教育水平對學生教育期望的作用存在城鄉差距;

2c：家長教育期望對學生教育期望的作用存在城鄉差距;

2d：同伴教育表現對學生教育期望的作用存在顯著城鄉差距。

假設3.學生教育期望性別差距成因存在城鄉差異。

3a：家庭經濟地位對學生教育期望性別差距存在城鄉差異;

3b：家長受教育水平對學生教育期望性別差距存在城鄉差異;

3c：家長教育期望對學生教育期望性別差距存在城鄉差異;

3d：同伴教育表現對學生教育期望性別差距存在城鄉差異。

三、 數據、變量與方法

（一） 數據來源

中國人民大學中國調查與數據中心的“中國教育追蹤調查”（China Education Panel Study，簡稱CEPS），以初中一年級和初中三年級兩個同期群體作為研究調查基準，采用多階段概率與規模成比例（PPS）法從全國隨機抽取28個縣級單位，繼而在入選的縣級單位隨機抽取112所學校并調查438個班級的學生，學生樣本量共計19 487人，其中城市樣本8 459人，農村樣本10 300人，所占比例分別為4509%和54.91%，充分保證了調查數據的廣泛性和代表性⑤。

（二） 變量置備與測量

1.因變量。學生教育期望：衡量學生教育期望的問題包括兩種形式，一是“你希望自己讀到什么程度”，具體選項為“現在就不要念了”、“初中畢業”、“中專/技?！薄ⅰ奥殬I高中”、“高中”、“大學專科”、“大學本科”、“研究生”、“博士”，采取定距方式測量上述選項。二是將前述問題轉化為“是否希望讀大學以下、大學和研究生”作為分類變量，以作為促進模型穩健性的輔助變量。

2.自變量。學生教育期望差距及其影響因素的核心理論概念包括家庭經濟地位、資源稀釋和重要他人。以下是對主要核心變量測量指標的說明：

家庭背景變量：家庭背景是左右教育優勢代際傳遞的重要因素，變量包括家庭經濟地位、父母職業地位、父母受教育水平和資源稀釋⑥。依據理論重要性和數據完整性的標準，以家庭經濟地位、父母職業地位、父母受教育水平作為測量家庭背景的變量。

重要他人：父母教育期望和同伴教育表現是衡量“重要他人”的主要指標。其中，測量父母教育期望的問題是“您希望孩子讀到什么程度？”，具體包括從“現在就不要念了”、“初中畢業”到“博士”等九個水平，同伴教育表現含“沒有這樣”、“一到二個這樣”和“很多這樣”三項。

3.控制變量。除上述核心自變量外，戶籍、性別、年級、認知能力、成績排名是主要控制變量。戶籍：對特定社會變量的城鄉比較一般采取戶籍和居住地兩種方式予以衡量，城鄉二元體制的核心集中表現為資源限制和要素流動的戶籍差異，因而選擇以戶籍衡量城鄉。其中，農村戶籍賦值為“1”，城市戶籍賦值為“0”。年級是七年級和九年級。

性別：性別角色差異伴隨人類社會發展不斷演進，傳統社會因農業生產對勞動者體力和時間的要求較高，逐漸導致男性占據生產的優勢地位，女性勞動地位下滑及其財產權的喪失，進而強化社會對男性和女性的性別分化?，F代社會的重要特征在于工業化極大沖擊了傳統的性別分工格局和社會成員對性別角色的認知，性別分化漸趨縮小，男女平等成為社會平等的重要標志。改革開放以來，中國以工業化為核心的現代化進程空前加速發展，社會對子女教育期望的性別鴻溝逐漸縮小。但城鄉分野的現代化卻導致學生教育期望的性別差距具有不勻質的變遷。

認知能力：認知能力是中國教育追蹤調查綜合測量學生邏輯、語言和計算能力的一種標準。其中，七年級測驗20個問題，九年級測驗22個問題。使用認知能力原始總分，取值范圍為0到22，基本符合正態分布。

成績排名：學生考試成績是影響學生教育期望和重要他人變量的重要因素，忽略成績變量將導致系數有偏。調查項目成績為學生主觀自評成績，取值范圍從不好到很好等五項。

表1充分說明城鄉二元分割背景下城市中學生在各主要變量上均具備綜合優勢。首先，城市中學生平均期望教育年限高于農村中學生。家庭背景變量上，城市中學生家庭背景相對于農村中學生家庭背景而言更為優越，具體表現為城市中學生平均家庭經濟狀況優于農村中學生，父母從事管理和技術精英類職位的比例更高，城市中學生父母平均受教育年限要比農村中學生父母多約2.8年。重要他人變量上，城市中學生父母對子女的教育期望、朋友的教育表現均高于農村中學生。基本控制變量方面，城市中學生的女性比例高于農村中學生，而且城市中學生在認知能力測試和成績排名方面同樣具備優勢。

（三） 分析步驟和研究方法

研究分三步進行：第一步基于整體樣本考察學生教育期望影響因素及其城鄉差距;第二步考察學生教育期望的影響因素及其性別差距效應;第三步對學生教育期望性別差距影響因素的模型進行城鄉分組回歸和交互分析，比較學生教育期望性別差距及其城鄉差異。

四、 結果與分析

（一） 家庭背景、重要他人對中學生教育期望作用的城鄉差異

表2是中學生教育期望作用因素及其城鄉差距的估計結果。模型1顯示重要他人和家庭背景因素均對學生教育期望具有不同程度的提升效應。其中，父母教育期望和同伴教育表現對學生教育期望的系數分別為0.407、0.898（plt;0.005），當父母對子女教育期望每提高1年，學生教育期望增加約4個月;當同伴教育表現對學生教育期望每提高1年，學生教育期望增加約10個月，這表明父母、同伴教育表現對學生教育期望存在潛移默化的正向作用。家庭背景方面，模型1表明父母受教育水平對學生教育期望的提升作用顯著，而家庭經濟地位則表現為抑制作用。父母受教育水平的影響系數為0.102（plt;0.005），父母的職業地位對學生教育期望無顯著作用。

此外，模型1表明中學生在性別、戶口、年級、認知能力和成績排名上存在顯著差距：女性學生教育期望強于男性學生;城市中學生教育期望高于農村中學生;七年級學生教育期望年限高于九年級學生;認知能力越高、成績排名越好的男性學生教育期望越高。

模型2至模型5運用嵌套回歸模型探究中學生教育期望影響因素的城鄉差距。模型2至5依次納入性別與家庭經濟地位、職業精英、受教育水平、父母教育期望和同伴教育表現的交互項?？刂苽€體基本變量、家庭背景和重要他人變量后，模型2至5表明城鄉混合樣本下城鄉學生教育期望存在顯著的城鄉差距（plt;0.5）。此外，模型2至5還顯示同伴教育表現、父母受教育水平和戶口交互項顯著，系數分別為-0.014和0.242（plt;0.001），表明上述變量存在顯著的城鄉差距。證實假設2b和2d。同時，家庭經濟地位和家長教育期望對學生教育期望不具備顯著影響，表明假設2a和2c不成立。

（二） 城鄉分割比較下學生教育期望的影響因素及其性別效應

1.城市中學生教育期望影響因素及其性別差異效應檢視

本部分考察家庭背景、重要他人對城市中學生教育期望的作用及其性別差距。表3為城市中學生教育期望的影響因素及性別差距模型：模型1顯示父母受教育水平和重要他人對學生教育期望具有積極提升作用，作用系數分別為0.144、0.416和0.717（plt;0.005）。模型1指出家庭經濟地位和家長職業地位對學生教育期望不存在顯著影響，表明無論城市學生的家長經濟社會地位高低，城市中學生的教育期望普遍不存在差距。同時，城市中學生教育期望的性別差距依然顯著，城市女性學生教育期望比男性學生高0.161（plt;0.01）。

模型2至5則采取嵌套回歸策略納入性別與解釋變量的交互項，分析家庭背景、重要他人對教育期望的影響是否存在性別差距。家庭背景方面，模型2、模型3表明家庭背景對學生教育期望效應不存在顯著的男女差距（pgt;0.1）;重要他人上，模型4顯示父母教育期望對學生教育期望具有性別差距，父母教育期望對女性學生教育期望的提升為0.416（plt;0.005），父母教育期望對男性學生教育期望的作用為0.398年（0.416-0.041）（plt;0.05），表明城市家庭父母教育期望對學生的教育期望存在性別差距;模型5中同伴效應則不存在性別差距。

2.農村中學生教育期望因素及其性別效應模型檢視

表4為農村中學生教育期望的影響因素及其性別效應模型。模型1表明對于農村學生群體而言，家庭背景和重要他人對學生教育期望的影響呈現差異化。其中，農村學生家庭經濟地位對其教育期望產生抑制效應，作用系數為-0.092（plt;0.05）。學生家庭經濟地位越高，自我教育期望越低。這或可解釋城鄉混合樣本中家庭經濟地位對學生教育期望的抑制效應。同時，家長擔任管理職位學生的教育期望比家長擔任一般職位的學生要低，家長職業地位同樣對農村學生的教育期望產生抑制作用，抑制效應系數為-0.272（plt;0.1）。當其他因素控制后，農村中學生父母受教育水平每提高1年，則學生的教育期望提高約0.5個月（plt;0.005）。重要他人上，父母教育期望、同伴教育表現均對學生教育期望具有提升作用，分別為0.397（plt;0.005）和1.012（plt;0.005）。

模型2至5檢視家庭背景、重要他人對教育期望影響的性別差距。模型2至4表明家庭經濟地位、父母受教育水平、父母教育期望均不存在顯著的性別差距，假設4a和4b不成立。模型5則顯示農村學生同伴教育表現對于提升自我教育期望具有性別差距。同伴教育表現對男性學生教育期望的提升作用強于女性學生。同伴教育表現對女性學生教育期望的提升效應為0.853（plt;0.005），同伴教育表現對男性學生教育期望的強化系數為1.124年（0.853+0.271）（plt;0.005）。假設4c和4d獲得證實。

為比較城鄉分割視野下父母教育期望、同伴教育表現對教育期望提升效應的性別差距，根據前述模型繪制兩個變量與學生教育期望的交互作用圖。圖1顯示城市中學生的教育期望普遍高于農村中學生，伴隨父母期望的提升，城市男女學生的教育期望差距逐漸縮小;而同伴教育表現的提高，使農村學生教育期望的性別差距同樣趨于縮小。圖1a表明父母教育期望對城市女性學生教育期望的提升作用要強于對男性學生的作用，而父母教育期望對農村男性學生的教育期望提升效應要高于對女性學生的效應;圖1b則指出同伴教育表現對城市女性學生教育期望的促進作用要大于對男性學生的作用，同伴教育表現對農村女性學生的教育表現推動效應要弱于對男性學生的效應，上述發現一定程度上支持假設1，即農村中學生的教育期望性別差距比城市中學生教育期望性別差距更大。

五、 結論與討論

結合中國教育追蹤調查2013—2014年基線調查數據發現：第一，女性學生自我教育期望要高于男性學生。家庭經濟地位、父母受教育水平等家庭背景變量、父母教育期望和同伴教育表現等重要他人因素均對學生自我教育期望具有顯著作用;同伴教育表現是學生教育期望性別差距的主要影響因素。同伴教育表現越差，學生自我教育期望的性別差距越大。

第二，城鄉分組分析表明城鄉學生教育期望成因存在性別差距。其中，父母受教育水平、父母教育期望和同伴教育表現是影響城市學生教育期望的關鍵因素，而父母教育期望是城市學生教育期望性別差距的關鍵因素;農村學生教育性別差距成因除前述影響城市學生教育期望的因素外，農村學生家長的職業地位也具有一定影響。父母教育期望和同伴教育表現是農村學生教育期望性別差距形成的主要影響因素：父母教育期望越低，農村學生教育期望的性別差距越大;同伴教育表現越差，農村學生教育期望的性別差距則越突出。因此，父母教育期望是解釋城鄉學生教育期望性別差距的共同因素，同伴教育表現則是解釋農村學生教育期望的重要因素。

上述發現啟示意義如下：首先，教育期望性別差距尚需置于城鄉二元分析框架下予以考察。純粹的結構或行為視角僅僅對理解教育期望性別差距具有部分解釋力，學生教育期望性別差距的解釋亟待綜合結構和行為視角的整合。數據分析表明學生教育期望、性別差距及其成因存在顯著的城鄉差距效應證明了前述結論的合理性。其次，如何縮小城鄉教育期望差距是政策部門和教育研究者亟待回應的課題。伴隨女性學生教育期望逐漸高于男性學生，女性學生教育獲得優勢逐漸超過男性學生。但女性學生教育獲得優勢卻未能轉換為就業和收入上的優勢，突破性別不平等的障礙⑦。這無疑會令女性產生新的挫敗感，而且給城鄉性別平等政策帶來新的挑戰。此外，由于篇幅所限，本文尚未分解教育期望性別差距并探討教育期望性別差距對教育獲得的作用。

注釋：

① 參見Marini M，Greenberger E.Sex Differences in Educational Expectations and Expectations，載于 American Educational Research Journal，1978，15（15）：67-79頁，李春玲的《高等教育擴張與教育機會不平等——高校擴招的平等化效應考查》載于《社會學研究》2010年第3期第82-113頁。

② 參見王甫勤、時怡雯的《家庭背景、教育期望與大學教育獲得——基于上海市調查數據的實證研究》，載于《社會》，2014年第1期第175-195頁;梁玉成、吳星韻的《教育中的戶籍隔離與教育期望——基于CEPS 2014數據的分析》，載于《社會發展研究》2016年第1期第22-47頁;吳愈曉、黃超《基礎教育中的學校階層分割與學生教育期望》，載于《中國社會科學》2017年第3期第111-134頁;楊春華的《教育期望中的社會階層差異：父母的社會地位和子女教育期望的關系》，載于《清華大學教育研究》2006年第4期第71-76頁。

③ 參見聶雨薇的《教師鼓勵對學生自我期望影響的性別差異研究——基于CEPS2014調查數據的實證分析》，載于《現代教育科學》2017年第4期，第110-116頁;Martin，Fabes A.The stability and consequences of young children's same-sex peer interactions，Developmental Psychology，2001，37（3）：431頁;劉保中、張月云、李建新的《家庭社會經濟地位與青少年教育期望：父母參與的中介作用》，載于《北京大學教育評論》2015年第3期第158-176頁;楊習超、姚遠、張順的《家庭社會地位對青少年教育期望影響研究——基于CEPS2014調查數據的實證分析》，載于《中國青年研究》2016年第7期第67-73。

④ 參見楊習超、姚遠、張順的《家庭社會地位對青少年教育期望影響研究——基于CEPS2014調查數據的實證分析》，載于《中國青年研究》2016年第7期第67-73頁;梁玉成、吳星韻的《教育中的戶籍隔離與教育期望——基于CEPS2014數據的分析》，載于《社會發展研究》2016年第1期第22-47頁;周菲、程天君的《中學生教育期望的性別差異——父母教育卷入的影響效應分析》載于《教育研究與實驗》2016年第6期第7-16頁;魏勇、馬欣的《中學生自我教育期望的影響因素研究——基于CEPS的實證分析》，載于《教育學術月刊》2017年第10期第69-78頁。

⑤ 中國教育追蹤調查的數據網站、數據生成和變量說明參見http：//ceps.ruc.edu.cn/。

⑥ CEPS測量資源稀缺變量的方式為兄弟姐妹數量（不含自己）和多項匯總指標，兩種測量指標均存在嚴重缺失值，缺失比分別高達40.32%和52.99%。高缺失比的變量通常存在嚴重偏差并導致分析樣本信息的浪費，因而本研究不納入“兄弟姐妹數量”探究學生教育期望。

⑦ 參見李春玲、李實的《市場競爭還是性別歧視——收入性別差異擴大趨勢及其原因解釋》，載于《社會學研究》2008年第2期第94-117頁;李實、馬欣欣的《中國城鎮職工的性別工資差異與職業分割的經驗分析》，載于《中國人口科學》2006年第5期第2-13頁;李實、宋錦、劉小川的《中國城鎮職工性別工資差距的演變》，載于《管理世界》2014年第3期第53-65頁;張青根、沈紅的《教育能緩解性別收入差距嗎？》，載于《復旦教育論壇》2016年第4期第62-69頁;楊釙、程飛的《教育、行業分割與性別收入差異——基于中國大學生就業調查的分析》，載于《北京大學教育評論》2012年第3期第95-113頁。

[參考文獻]

[1] "黃超，吳愈曉.中學生教育期望的性別差異：表現與成因[J].江蘇社會科學，2016（4）：121-132.

[2] 吳愈曉.中國城鄉居民的教育機會不平等及其演變（1978-2008）[J].中國社會科學，2013（3）：4-21.

[3] 吳愈曉，黃超.基礎教育中的學校階層分割與學生教育期望[J].中國社會科學，2017（3）：111-134.

[4] 李煜.制度變遷與教育不平等的產生機制：中國城市子女的教育獲得（1966-2003）[J].中國社會科學，2006（4）：97-109.

[5] Hannum E.Educational stratification by ethnicity in China： enrollment and attainment in the early reform years[J].Demography，2002，39（1）：95-117.

[6] Zhang Y，Kao，Hannum E.Do Mothers in Rural China Practice Gender Equality in Educational Aspirations for Their Children？[J].Comparative Education Review，2007，51（2）：131-157.

（責任編輯 王婷婷）

Abstract：After the reform and opening up，the education level of urban and rural residents has been continuously improved，but there is a reversed gender gap between urban and rural students in education expectation，which is higher on female than on male.We use the data of CEPS 2013-2014 to investigate the effects of household register，family economic status，parents’ education level，parents’ education expectation and partner education performance on students’ education expectation’s gender gap.The results show that there is no significant difference of the gender gap in education expectation between urban and rural areas，but the causes of gender gap are different in urban and rural areas.Parents’ education expectation and peers’ education performance exert significant negative effects on the gender difference of education expectation among rural middle school students.Parents of education is expected to play a significant role in the gender deficit of education among urban middle school students.Therefore，accelerating the integration of urban and rural education，promoting the balanced development of urban and rural education，improving the quality of rural education，and reducing the frustration caused by the gap between female education expectations and employment are the important ways to avoid the practical risks of gender equality policies.

Key words：educational expectation;gender gap;peer education performance;urban and rural comparison