我國家庭子女教育支出是否存在性別差異

鄭 勇，吳冠陽，袁 正

(1.四川農業大學經濟學院，四川成都 611130；2.西南財經大學經濟學院，四川成都 611130)

一、引言

子女教育支出是中國家庭的一項主要支出。根據中國綜合社會調查CGSS(2010)的數據，子女教育支出的家庭均值為3 072.979元，占家庭支出的比例為7.2%，僅次于食品支出(21.4%)和住房支出(18.1%)。2010年中國家庭支出的結構，請見表1。

表1 2010年中國家庭支出結構

注：根據中國綜合社會調查CGSS(2010)的數據整理①。

家庭教育支出②對家庭的壓力情況請見表2，10.81%的家庭感覺教育支出是非常大的壓力，13.89%的家庭感覺壓力明顯，50.07%的家庭表示沒有壓力。

表2 教育支出對家庭的壓力情況

注：根據中國綜合社會調查CGSS(2010)的數據整理①。

既然子女教育支出使一些家庭感覺到壓力，那么，這些家庭就有可能削砍教育支出，有些經濟困難家庭不送孩子上學，或者只送部分孩子上學。中國很多地方存在重男輕女的觀念，一些經濟困難家庭只送兒子上學，在經濟緊張的情況下，一些女孩自動放棄上學，讓家庭只供哥哥和弟弟上學。因此，我們有一個直覺，中國家庭子女教育支出可能存在性別差異。本文試圖通過數據和統計分析，檢驗中國家庭子女教育支出是否存在性別差異，并且分析影響我國家庭子女教育支出的一些因素。研究這一問題的意義在于，從數據上認識家庭對子女教育支出的性別差異現狀，為有關部門研究相應政策提供依據。我們認為，女孩應該享有和男孩同等的權利，如果對女孩存在教育支出上的歧視，不但損害女孩的正當權益，也不利于國家人力資源的發展，因此，本文的目的在于呼吁政府和家庭加大教育支出的同時，也要關注女孩的教育平等權。

二、文獻綜述

教育支出是我國家庭支出的重要部分，美國投行Jefferies的調查顯示，2013年中國家庭的教育支出規模將近萬億元。家庭教育支出是人們較為關注的問題，不同學者從不同角度分析家庭教育支出的影響因素。歐洲委員會(2005)的調查報告認為，要將子女性別作為影響家庭教育支出的重要因素[1]，兒童的性別是分析一國教育狀況的重要指標。

Schultz(1993)發現，當家庭收入增加時，家長更傾向于平均分配對子女的教育投入；當家庭經濟收入減少時，家長傾向于使男孩獲得更多的教育資源。也就是說，經濟條件較差的家庭在教育資源的分配中表現出更大的性別不平等[2]。Parish和Willis(1993)也發現，一旦家庭收入水平提高，家庭對男孩和女孩的教育資源分配將更加平等[3]；另外，Sathar 和Lloyd(1994)在巴基斯坦的研究[4]與Glick和Sahn(2000)對幾內亞的研究都證實了這一點[5]。Glick和Sahn(2000)還發現，家庭收入的增加對于女孩獲取更多的教育資源有顯著的正向影響，但對男孩的影響則不顯著[5]。Lloyd和Blanc(1996)對非洲國家的研究發現，家庭生活水平的變化對于6-14歲男孩入學率的影響要高于女孩，在經濟條件不允許的情況下，家庭可能會犧牲女孩的求學機會[6]。這可理解為在非常貧窮的階段，當收入增加時，家庭先滿足男孩的教育機會。

Mark Bray(1996)研究東亞九國初等及中等教育階段的家庭教育支出，發現父母對不同性別孩子的教育支出程度是不同的，在貧困的農村地區，家長對女孩的教育支出要遠少于對男孩的教育支出[7]。Tansel(1998)發現，當家庭收入提高時，女孩入學率的提高要大于男孩。也有一些研究認為家庭教育支出并不存在對子女的性別差異[8]。Deolalikar(1993)研究印度尼西亞的入學率，發現家庭收入對入學率的影響沒有表現出性別差異[9]。Lazear和Michael(1988)根據居民消費支出(CE)的調查數據，發現子女性別在家庭對孩子的教育支出方面并無顯著影響[10]。Jandhyala(2002)采用1994年印度的數據也得出類似結論[11]。

國內的研究也分為兩種觀點，一部分學者認為我國的家庭教育支出存在性別差異，另一些學者則得出結論認為我國居民在教育支出上已經基本不存在性別差異。葉文振(1999)指出，重男輕女的傳統觀念會導致孩子教育投資上向男性傾斜[12]。王兆峰(2007)的研究表明，在教育資源一定且有限的情況下，農村家庭在決定教育投入時，對男孩具有較強的傾向性[13]。龔繼紅(2005)基于湖北省隨州市的問卷調查發現，農村家庭教育投資存在比較嚴重的性別偏好，子女性別結構影響家庭教育投資支出[14]。孫志軍(2003)利用在甘肅省農村地區采集的2 000個家庭的數據資料，發現家庭的經濟條件對男孩教育投入沒有顯著的影響，但對女孩有顯著的影響[15]。

隨著社會經濟的發展以及計劃生育等政策的實施，很多學者認為我國居民在教育支出上已經基本不存在性別差異。蔣乃華(2002)發現城市居民在教育支出上不存在明顯的性別差異[16]。劉禎(2008)指出，由于獨生子女政策的執行，子女性別對教育投資的影響已經減小[17]。涂瑞珍(2009)指出，在上海，子女的性別與家庭教育支出無顯著相關，家庭支出的教育費用不會因為孩子性別而有所差異[18]。賀建清(2014)得出子女的性別差異對家庭的教育投資意愿也沒有顯著影響[19]。趙寧、張艷、王華(2014)通過對遼寧省阜新市的調查發現，獨生女的家庭和兩個女孩的家庭在教育投入方面不比獨生子家庭和兩個男孩的家庭在教育投入方面差[20]。計劃生育政策使每個家庭只生一個孩子，所以無論子女是男是女都會對其傾其所有。吳良平、龍開義、劉向權(2014)調查哈爾濱市400余名獨生子女家長，發現現代城市獨生子女家長已無明顯性別偏好，即使有性別偏好，也是由對男孩的偏好轉變為對女孩的偏好，一些家庭體現為對女孩子要富養[21]。黃建忠、趙恢林(2016)基于中國綜合社會調查(CGSS)2010年數據，發現男性比女性更歧視女性，農村居民對女性的歧視程度大于城市居民，母親受教育程度的提高會降低對女性的歧視程度[22]。崔盛、宋房紡(2019)使用中國教育追蹤調查(CEPS)的數據研究發現,父母表現出對男孩的“高期望、低投入”和對女孩的“低期望、高投入”，他們認為對女孩的教育支出沒有明顯的差異[23]。

三、變量與數據

(一)變量

本文的因變量是人均子女教育支出(Rjznjyzc)，由家庭子女教育支出除以子女總數得到①。本文要考察在控制其它因素的情況下，家庭子女的性別結構是否會影響到人均子女教育支出。如果家庭重男輕女嚴重，那么兒子較多的家庭，人均子女教育支出也較高；如果家庭持男女平等的觀念，那么家庭子女的性別結構與人均子女教育支出無統計顯著關系。

本文的核心自變量是子女男女比，用家庭兒子的數量除以家庭子女總數得到，取值區間為[0，1]，CGSS(2010)調查了受訪者有多少個兒子，有多少個女兒①，二者相加，即得到家庭子女總數。

家庭收入。CGSS(2010)調查受訪者“您家2009年全年家庭總收入是多少？”，我們把回答“不知道”“不適用”或拒絕回答的觀測設為缺失值。我們預期，家庭收入會對子女教育支出存在正向影響。

父母教育水平。我們認為父母教育水平會對子女教育支出存在正向影響。CGSS(2010)調查了受訪者：“您目前的最高教育程度是？”，選項包括“沒有受過任何教育”“私塾”“小學”“初中”“職業高中”“普通高中”“中專”“技校”“大學專科(成人高等教育)”“大學專科(普通高等教育)”“大學本科(成人高等教育)”“大學本科(普通高等教育)”“研究生及以上”“其他”。CGSS(2010)對這些選項賦值從1到14不等，教育水平越高，賦值越大。在處理數據時，我們對選擇“其它”的樣本重新賦值，CGSS(2010)對之賦值為14不太合理，我們按樣本均值對之賦值。此外，對于拒絕回答的觀測，我們設置為缺失值。

父母是否工作。父母是否有工作關系到家庭是否有穩定的收入來源，進而影響到子女的教育支出。失業家庭子女教育支出的壓力較大，孩子輟學的可能性更大。CGSS(2010)調查了受訪者的工作情況，“您上一周是否為了取得收入而從事了一小時以上的勞動？”，選項包括“是”“帶薪休假，學習、臨時停工或季節性歇業等”“停薪休假，學習、臨時停工或季節性歇業等”“未從事任何以獲得經濟收入為目的的工作”。我們設置是否有工作虛擬變量，選擇前兩項的觀測，賦值為1，表示有工作；選擇后兩項的觀測，賦值為0，表示無工作。此外，將拒絕回答的觀測設置為缺失值。

城鄉類型。居民城鄉類型會影響家庭平均子女教育支出，憑直覺，城市居民的家庭平均子女教育支出要高些。這一數據根據CGSS(2010)的樣本類型得到，我們設置為城鄉類型虛擬變量。城市樣本賦值為1，農村樣本賦值為0。

家庭婚姻狀況。我們認為，家庭婚姻狀況會影響孩子的教育支出。離異家庭、未婚生子、喪偶家庭的子女教育可能會差一些。CGSS(2010)調查了受訪者的婚姻狀況，選項包括“未婚”“同居”“已婚”“分居未離婚”“離婚”“喪偶”。我們建立婚姻虛擬變量，選擇“同居”“已婚”時視為“已婚”，賦值為1，其它選項賦值為0。拒絕回答的做缺失值處理。

社會保障。有社會保障的家庭，面臨的財務風險會較小，因而可能對子女教育支出有正向影響。CGSS(2010)調查了受訪者是否參加了醫療保險和養老保險項目。醫療保險包括城市基本醫療保險和新型農村合作醫療保險或公費醫療。我們建立醫療保險(Ylbx)虛擬變量，有醫療保險的觀測賦值為1，沒有醫療保險的觀測賦值為0。對回答“不知道”或拒絕回答的觀測做缺失值處理。養老保險包括城市或農村基本養老保險，我們建立養老保險(Yanglaobx)虛擬變量，有養老保險的觀測賦值為1，沒有養老保險的觀測賦值為0。同樣，對回答“不知道”或拒絕回答的觀測做缺失值處理。

健康。健康是影響家庭決策的重要因素，工作、收入和財務狀況都與家庭成員的健康息息相關。在控制其它因素的情況下，受訪者的健康狀況會影響家庭對子女的教育支出。CGSS(2010)調查了受訪者的健康狀況，選項包括“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”“很健康”。我們設立健康虛擬變量，選前三項視為“不健康”，賦值為0；選后兩項視為“健康”，賦值為1。拒絕回答的觀測設置為缺失值。

年齡：年齡會影響到家庭的子女教育支出。年齡小的受訪者無孩子或孩子少，教育支出可能少一些。CGSS(2010)提供了受訪者出生年月的數據，我們根據受訪者的出生年份，再得到受訪者的年齡(2010減去出生年份)。

除此之外，我們控制一些人口學變量，如民族、政治面貌、宗教和性別。

民族：不同民族有一定的文化差異，可能影響家庭對子女教育支出的決策。CGSS(2010)提供了受訪者的民族數據，我們將拒絕回答的觀測視為缺失值，建立民族虛擬變量，受訪者為漢族，賦值為1，其它少數民族均賦值為0。

政治面貌：CGSS(2010)提供了受訪者的政治面貌數據，我們將拒絕回答的樣本設為缺失值。建立政治面貌虛擬變量，將選擇“黨員”“民主黨派”“共青團員”的觀測賦值為1，將選擇“群眾”的觀測賦值為0。

宗教：將拒絕回答的樣本設為缺失值。建立宗教虛擬變量，不信仰宗教的樣本賦值為0，信仰各種宗教的樣本賦值為1。

性別：建立性別虛擬變量，男性樣本賦值為1，女性樣本賦值為0。

(二)數據

本文數據來自中國綜合社會調查(CGSS)2010年的數據。中國綜合社會調查是中國第一個全國性、綜合性、連續性的大型社會調查項目。中國人民大學社會學系于2003年在國家“211工程”支持下，與香港科技大學調查研究中心合作，成功實施了中國第一次綜合社會調查。截止至2008年，CGSS一共進行了5次年度調查，完成了項目的第一期。自2010到2019年，為CGSS項目的第二期。CGSS第二期的抽樣設計采用多階分層概率抽樣設計，調查覆蓋中國大陸所有省級行政單位，在全國一共抽取100個縣(區)，加上北京、上海、天津、廣州、深圳5個大城市，作為初級抽樣單元。在每個抽中的縣(區)，隨機抽取4個居委會或村委會；在每個居委會或村委會計劃抽取調查25個家庭；在每個抽取的家庭中隨機抽取一人進行訪問。在北京、上海、天津、廣州、深圳5個大城市，一共抽取80個居委會；在每個居委會計劃抽取調查25個家庭；在每個抽取的家庭，隨機抽取一人進行訪問。這樣，在全國一共調查480個村/居委會，每個村/居委會調查25個家庭，每個家庭隨機調查1人，總樣本量約為12 000③。

本文使用的變量描述性統計請見表3。從CGSS(2010)的數據可知，子女數的均值是1.77個，子女的男女比均值為0.55。受訪者平均年齡47.3歲，平均的家庭收入為41 922元，45%的受訪者有養老保險，87%的受訪者有醫療保險。

表3 描述性統計④

續表3：

Variable觀測數均值標準差最小值最大值城鄉11 7830.612 916 90.487 103 601政治面貌11 7670.173 281 20.378 506 301民族11 7610.906 555 60.291 066 601宗教11 7780.129 139 10.335 36801婚姻11 7750.800 594 5399 570 401性別11 7830.481 795 80.499 689 701

四、計量分析

本文關注的問題是家庭子女的性別結構會不會影響人均子女教育支出。因變量是人均子女教育支出(Rjznjyzc)，取對數。核心自變量是子女男女比(Nannvbi)。計量模型設計如下：

X是控制變量向量，本文控制的因素包括家庭收入、父母教育水平、父母是否工作、城鄉類型、家庭婚姻狀況、社會保障、健康、年齡、政治面貌、民族、宗教、性別。ε是隨機誤差項。回歸結果如表4所示。

表4 回歸結果

注：括號中是回歸系數標準差；***、**和*分別表示1%、5% 、10% 的顯著性水平。采取穩健性標準誤。

從回歸結果可以看出，子女男女比的系數均為正，但是不顯著。考慮到數據是2010年的，這個結論可以從以下幾個方面去理解：其一，家庭孩子規模在減少，家庭子女數的均值只有1.77個，父母選擇性送兒子上學的可能性較小。其二，子女教育支出只占到家庭支出的7.2%，50.07%的受訪者表示沒有壓力。其三，男女平等的觀念較為普遍，對兒子或女兒的教育同樣重視。

家庭收入的系數為正，而且在1%顯著性水平上顯著，說明家庭收入對子女人均教育支出有顯著正向影響，家庭收入每增加一元，子女人均教育支出提高1.81e-04個百分點。父母的教育水平對子女人均教育支出有顯著正向影響，受訪者的教育水平每提高一個單位，其子女人均教育支出提高14.3%。城鄉虛擬變量系數為正，而且在1%顯著性水平上統計顯著，說明城市樣本的平均子女教育支出水平高出農村樣本38.84%。民族變量的系數為正，而且在1%顯著性水平上統計顯著，漢族受訪者比少數民族受訪者的平均子女教育支出高出37.44%。健康對子女人均教育支出有顯著正向影響，健康狀況好的受訪者的平均子女教育支出比健康狀況差的受訪者高出12.22%。受訪者年齡也是正向影響子女人均教育支出的因素，每增加一歲，平均子女教育支出提高0.56%。婚姻變量的系數為正，而且在1%的顯著性水平上統計顯著，已婚的受訪者比其它婚姻狀態的受訪者平均子女教育支出高出29.52%。有無工作對子女人均教育支出有顯著正向影響，有工作的受訪者相比沒有工作受訪者的子女人均教育支出高出11.01%。宗教變量系數為負，而且在1%顯著性水平上統計顯著，說明信仰宗教受訪者的人均子女教育支出比不信教的受訪者低28.68%。除此之外，受訪者是否入黨對子女人均教育支出影響不顯著。性別因素也顯著性不高，因為子女教育不僅受受訪者觀念的影響，還受其配偶的觀念影響。

上文提到，社會保障可以降低家庭的財務風險，可能會增進子女教育支出。我們考察了養老保險和醫療保險對人均子女教育支出的影響，結果發現，養老保險對子女人均教育支出有顯著的正向影響，有養老保險受訪者的子女人均教育支出比無養老保險的受訪者要超出23.77%。但醫療保險對子女人均教育支出的影響不具有統計顯著性。

考慮到上述回歸結果給出了家庭子女人均教育支出的城鄉差異，接下來，我們對城市樣本和農村樣本分別進行回歸，回歸結果如表5所示：

表5 家庭子女人均教育支出的城鄉差異

注：括號中是回歸系數標準差；***、**和*分別表示1%、5% 、10% 的顯著性水平。采取穩健性標準誤。

從城市樣本的回歸結果可以看出，子女的性別結構對人均子女教育支出的影響不顯著，說明城市家庭子女教育支出的性別差異不明顯。另外，家庭收入、父母教育水平、養老保險、年齡、工作、宗教、民族都統計顯著，結果與全樣本回歸時基本一致，差異是婚姻和健康變量變得不顯著，這與城市居民收入水平較高、對子女教育更為重視有關，而孩子上學這事與婚姻狀態和健康狀態無關。從農村樣本的回歸結果可以看出，子女男女比的系數為正，在10%的顯著性水平上統計顯著，說明農村家庭子女教育支出存在一定程度的性別差異，子女男女比每增加一單位，人均子女教育支出增加16.69%。其它方面，家庭收入、父母教育水平、民族、健康、婚姻、宗教都統計顯著，與城市樣本相比，農村樣本的健康和婚姻是顯著的，顯示出農村家庭中，健康和婚姻的重要性。農村的收入比較低，健康是影響家庭財務風險的重要因素，而婚姻穩定對于農村家庭來說是至關重要的。另外，工作和養老保險也不顯著，農村樣本中有工作可能普遍性不高，養老保險的作用有限。

五、結論與啟示

本文運用中國綜合社會調查CGSS(2010)的數據，分析我國家庭子女教育支出是否存在性別差異。我們用子女的男女比反映子女的性別結構，分析這一變量對家庭人均子女教育支出的影響。我們控制了家庭收入、父母教育水平以及婚姻、健康、工作、年齡、性別、民族、政治面貌、宗教等人口學變量。從全樣本的回歸結果來看，子女的性別結構對人均子女教育支出沒有顯著影響，但是城鄉虛擬變量統計顯著，說明家庭子女人均教育支出具有顯著的城鄉差異，于是我們對城市樣本和農村樣本分別進行回歸。結果發現，城市家庭的子女性別結構對人均子女教育支出的影響不顯著，說明城市家庭子女教育支出的性別差異不明顯；農村家庭的子女性別結構對人均子女教育支出的影響顯著，子女男女比越高，子女人均教育支出也越高，說明農村家庭子女教育支出存在一定程度的性別差異。

城市居民的收入水平較高，根據CGSS(2010)的數據統計，城市家庭收入的平均值為54 499.67元，而農村家庭收入的平均值為23 121.17元。城市居民的生育政策比農村更嚴，生育的小孩數量較少。根據CGSS(2010)的數據統計，城市家庭的平均子女數為1.49個，而農村家庭的平均子女數為2.20個。城市很多家庭是獨生子女，無論是男孩還是女孩，對子女的教育都非常重視。與此相比，農村家庭的子女數相對較多，而收入水平相對較低，可能在子女教育支出中表現出選擇性，即重男輕女。

從本文的結論可以看出，總體上，我國家庭對子女的教育支出沒有明顯的性別差異，說明女孩基本上享有和男孩一樣的教育權利，主要的原因是，家庭的生育率普遍較低，大部分家庭只生育一個孩子，部分家庭生育兩個孩子，在法律上，還沒有放開三胎生育，因此，家庭對后代的教育不管是男孩還是女孩基本上都重視。只有收入水平較低、生育較多孩子的家庭，子女教育支出的性別差異才更容易發生，這種差異可能來自兩個方面，一方面是經濟的約束，另一方面是重男輕女的觀念。農村家庭對子女的教育支出存在顯著差異，筆者認為這兩個方面的原因都有。農村居民的收入水平低于城鎮居民，農村家庭普遍面臨資源的約束，教育支出也是如此。農村居民主要從事農業生產，是重體力勞動，因此，重男輕女思想在農村或多或少存在。農村居民如果經濟約束得到化解，子女教育支出的性別差異可能會降低，因此，國家應加大對農村的教育投入，特別是義務教育階段要加大支持力度，緩解農村居民的資源約束，讓每一個孩子享有平等的教育機會。

注釋：

① 在數據整理時，我們對回答“不知道”“不適用”或拒絕回答的觀測視為缺失值，對異常值也視為缺失值，不計入統計。

② 家庭教育支出除了子女教育支出之外，還包括成人教育培訓支出，家庭平均支出115.77元，占家庭支出的比重為0.27%，這一項和子女教育支出相比，可以忽略不計。

③ 《中國綜合社會調查(CGSS)公開征集2012年度調查主題模塊的公告》，來自中國社會學網。

④ 為減小異方差造成的影響，人均子女教育支出(Rjznjyzc)取對數。