父辈社会经济地位对子女接受教育的影响探究,教育社会学论文

父辈社会经济地位对子女接受教育的影响探究,教育社会学论文摘要：父辈社会经济地位和子代教育获得及性别差异之间的关系是经济学、社会学和教育学等领域都非常关注的议题。本文基于中国综合社会调查数据(CGSS2021),并结合20202020年中国教育追踪调查数据(CEPS)重点讨论父辈社会经济地位影响教育获得及性别差异的微观机制。为避免内生性引起的估计偏差，在辨别策略中使用了和受访者的父亲处于同一出生队列、同一户籍以及同一职务级别的其他父亲的家庭社会经济地位作为受访者父辈社会经济地位的工具变量。研究发现：在控制子女个人特征、家庭特征及省份虚拟变量之后，父辈社会经济地位的提高显着缩小了子代教育获得的性别差异。改变子代教育水平测度方式、父辈社会经济地位的代理变量以及重新对样本进行挑选，估计结果仍然稳健。进一步分析表示清楚，父辈社会经济地位对以情感支持、经济支持和时间投入表征的子女教育投资策略存在显着的性别差异化影响。本文关键词语:父辈社会经济地位;教育获得;性别差异;性别平等观念;一、研究背景近30年来，中国女性教育获得获得了可观的进步，现有教育不平等趋势在逐步缩减。幅未报告，备索),同一出生队列、同一户籍以及同一职务级别的其他父亲的家庭社会经济地位对父辈社会经济地位的影响系数在1%的统计水平上显着，四个模型中一阶段的F检验统计值最小的也有17.57,均高于一阶段F检验统计值大于10的经历体验法则。故本文用同一出生队列、同一户籍以及同一职务级别的其他父亲的家庭社会经济地位做工具变量是适宜的，且不存在弱工具变量选择问题。表5第(1)(4)列给出了2SLS和IVorderedProbit模型的二阶段回归结果。回归结果一致性表示清楚父辈社会经济地位在1%的水平上显着缩小了子代教育获得的性别差异。同时，比照基准回归以及稳健性检验中的Oprobit模型回归结果能够发现，使用工具变量进行估计的系数均有所增加，这意味着未考虑内生性的系数可能对结果存在低估。表5使用工具变量的二阶段回归结果注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计意义上显着；上表括号内的数值为回归系数的稳健标准误六、进一步讨论通过上述经过我们证明，父辈社会经济地位的提升能够显着缩小子代教育获得的性别差异，并可借助子女教育投资策略，包括情感支持、经济支持和时间投入42的改变来做出解释。但当前鲜有研究考察子女教育投资策略的性别形式，尤其对父辈社会经济地位与教育投资策略性别形式之间的关系更是知之甚少。鉴于此，本部分分别以情感支持、经济支持以及时间投入为研究对象，通过考察父辈社会经济地位对子女教育投资策略性别形式的影响，以进一步讨论父辈社会经济地位影响教育获得及性别差异的微观机制。但遗憾的是，在我们所使用的中国综合社会调查(CGSS2021)中，并未设计相关问题。为此，本文使用中国教育追踪调查(CEPS20202020)的数据来进行补充讲明。需要讲明是，尽管CEPS包含了父母情感支持、经济支持以及时间投入等丰富的子女教育投资信息，但并未询问受访者的家庭等级。基于此，本部分选取受访学生的家庭经济状况作为父辈社会经济地位的测度43。家庭经济地位选项为15的定序变量，数值越高，家庭越富有。为尽可能地与上述CGSS2021以受访者14岁家庭等级表征的父辈社会经济地位保持一致，这里仅保存受访时14岁的在读学生样本。表6为分性别考察的父辈社会经济地位与父母情感支持、经济支持以及时间投入的回归结果。参考Liu等、侯慧丽，本部分的控制变量包括个人层面、家庭层面、调查年份以及县(区)控制变量。华而不实，个人层面控制变量包括子女民族、户籍、在读年级、能否住校以及班级学业排名；家庭层面控制变量包括父母双方受教育水平、父亲职业类型及能否有兄弟姐妹。并且由于本部分仅选取14岁的学生样本，故调查年份变量的控制实则包含了子女出生队列的固定效应。除此之外，根据研究需要，本部分的实证设计分别选取下面模型：当被解释变量为反映父母沟通频率的指标44时，使用有序probit模型进行回归；当被解释变量为父母的教育期望能否为大学及以上(虚拟变量，大学及以上=1;其他=0)以及能否参加课外辅导(虚拟变量，参加=1,未参加=0)时，使用probit模型进行回归；当被解释变量为课外辅导支出以及生活照料、学校辅导和娱乐时长时，使用tobit模型进行回归。第一，表6中A部分根据子代性别分样本考察父辈社会经济地位对父母情感支持力度的影响。参照Liu等，除了选取父母教育期望作为父母情感支持的代理变量45,我们还以父母与子女的沟通频率来测度父母情感支持力度。回归结果表示清楚，在女性子代样本中，无论从哪一维度测度父母情感支持力度，父辈社会经济地位的提高均会一致性显着加强父母对子女的情感支持。而在男性子代样本中，父辈社会经济地位的变化对任一维度测度的父母情感支持力度均无显着影响。第二，表6中B部分根据子代性别分样本考察父辈社会经济地位对以子女影子教育介入状况测度的父母经济支持的影响。在中国，教育支出主要用于下面两方面的教育活动：一种是各学段的正规学校内的教育；另一种是正规学校之外的教育(或称影子教育支出)46。需要讲明的是，本部分我们选择正规学校之外的教育介入状况而不是校内教育。主要原因有下面两点：一是根据(中国义务教育法〕,适龄儿童、少年开场接受教育的九年不收学费、杂费。这意味着本文研究样本中学生的校内教育支出没有显着性差异。二是如今在中国，影子教育介入决策已成为家庭教育投资决策的重要组成部分47,影子教育支出在家庭教育支出中占有很大的比重48。进一步，我们分别以能否参加课外辅导以及介入课外辅表6进一步分析注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计意义上显着；上表括号内的数值为回归系数的稳健标准误导支出为被解释变量测度父母经济支持力度。回归结果一致性表示清楚，在女性子代样本中，父辈社会经济地位的提高将显着加大父母的经济支持力度。而在男性子代样本中未见显着性影响。这也进一步印证了在中国中部较为发达的城市武汉，女性子代比男性子代更可能被送去参加课外辅导班45。第三，表6中C部分为根据子代性别分样本考察父辈社会经济地位对包括生活照料、学习辅导和娱乐玩耍在内的父母时间投入的影响。实证结果表示清楚，在女性子代样本中，父辈社会经济地位的提高对父母介入时间投入有显着的积极影响，但在男性子代样本中未见显着性影响。综合表6的结果可知，父辈社会经济地位对以情感支持、经济支持和时间投入表征的子女教育投资策略存在显着的性别差异化影响。无论哪一维度测度的子女教育投资策略，均一致性表示清楚父辈社会经济地位的提高利于女性教育资源投入的增加，但未显着影响男性教育资源投入。Gauthier强调子女教育的成功很大程度上取决于以情感投入、经济支持和时间投入为主的父母教育投资策略。这意味着子女教育投资策略的性别形式是父辈社会经济地位改善教育获得性别不平等的重要微观机制。七、结论与对策教育获得性别不平等差异的缩小对于提高女性社会经济地位、真正实现性别平等意义重大。至今学者们基于横截面数据分析家庭背景与子代教育获得及性别差异问题时，通常未考虑可能存在的内生性，这只能反映变量之间的相关性，而且会低估家庭背景对教育获得性别不平等的改善效应。再者，鲜有文献讨论家庭背景对教育获得性别不平等改善的微观机制。鉴于此，本文从实证方式方法及研究内容两方面予以推进：一是使用中国综合社会调查数据(CGSS2021)构建工具变量来控制内生性问题；二是结合20202020年中国教育追踪调查数据(CEPS),重点讨论父辈社会经济地位影响教育获得及性别差异的微观机制。详细而言，基于中国综合社会调查数据(CGSS2021),本文主要研究了父辈社会经济地位对子代教育获得及性别差异的影响。为避免内生性引起的估计偏差，使用和受访者的父亲处于同一出生队列、同一户籍以及同一职务级别的其他父亲的家庭社会经济地位作为受访者父辈社会经济地位的工具变量。本文的主要研究结果表示清楚，在控制子女个人特征、家庭特征及省份虚拟变量之后，父辈社会经济地位的提高显着缩小了子代教育获得性别差异。改变子代教育水平测度方式、父辈社会经济地位的代理变量以及重新对样本进行挑选，估计结果仍然稳健。除此之外，本文进一步结合20202020年中国教育追踪调查数据(CEPS)考察父辈社会经济地位对子女教育投资策略性别形式的影响，以进一步讨论父辈社会经济地位影响教育获得及性别差异的微观机制。进一步分析得出，父辈社会经济地位对以情感支持、经济支持和时间投入表征的子女教育投资策略存在显着的性别差异化影响。本文的经历体验证据不仅对我们深切进入理解教育性别平等化趋势具有重要启发意义，也为减少教育性别差异的公共政策指明了方向。一方面，出身于较高家庭阶层、家境优渥的女性子代，其教育获得境遇大大改善，与男性教育获得之间的差异大幅缩小甚至存在超过同等条件下的男性子代的可能性。这意味着政策的制定应注重惠及家庭社会地位相对较低、相对贫困的家庭，加大对这部分家庭的扶贫力度。另一方面，父辈社会经济地位对子代教育不平等的改善效应受制于性别平等观念。从这个意义上讲，公共政策要继续强化性别平等意识，切实兼顾女性发展的特殊利益需求。这将有利于家庭破除传统性别身份认同，进一步夯实男女平等基本国策的价值观基础。注释1LeeM.H.,TheOne-ChildPolicyandGenderEqualityinEducationinChina:EvidencefromHouseholdData,JournalofFamilyandEconomicIssues,2020(1),pp.41-52.2YeungW.J.,HigherEducationExpansionandSocialStratificationinChina,ChineseSociologicalReview,2020,45(4),pp.54-80.3XuD.,WuX.,SchoolAllocationPolicyandtheReverseGenderGapinAcademicAchievement:EvidencefromaQuasi-experimentinHongKong,PSCResearchReport,2021.4根据本文的研究样本，母亲比例仅为2.73%,故这里仅控制父亲能否为虚拟变量。5据作者所知，CGSS在2008年及以前对受访者的所有同胞数量进行询问，由此可直接确定受访者同胞数量；但自2018年以来，CGSS不再询问受访者所有同胞数量，而是转为询问受访者所有未分家的家庭成员姓名或者称呼。鉴于此，我们通过加总被受访者称为兄弟姐妹的家庭成员进而间接确定未分家的同胞数量。6兼顾样本数量的平衡性及合理性，本文根据受访者就14岁家庭等级的回答情况，将13设定为家庭所处等级较低、将710设定为家庭所处等级较高，其余选项设定为中等水平。7DengS.,HuangJ.,JinM.M.,SherradenM.,HouseholdAssets,SchoolEnrollment,andParentalAspirationsforChildrensEducationinRuralChina:DoesGenderMatter?,InternationalJournalofSocialWelfare,2020,23(2).8WuY.,GenderGapinEducationalAttainmentinUrbanandRuralChina,ChineseJournalofSociology,2020,32(4).9BlalockH.M.,BlauP.M.etal.,TheAmericanOccupationalStructure,AmericanSociologicalReview,1967,33(2).10HotzV.,WiemersE.,RasmussenJ.,TheRoleofParentalWealthandIncomeinFinancingChildrensCollegeAttendanceandItsConsequences,NBERWorkingPaperSeries,2021.11李春玲：(社会政治变迁与教育时机不平等家庭背景及制度因素对教育获得的影响(19402001)〕,(中国社会科学〕,2003年第3期。12李忠路，邱泽奇：(家庭背景怎样影响儿童学业成就?义务教育阶段家庭社会经济地位影响差异分析〕,(社会学研究〕,2021年第4期。13李春玲：(教育不平等的年代变化趋势(19402018)对城乡教育时机不平等的再考察〕,(社会学研究〕,2020年第2期。14唐俊超：(输在起跑线再议中国社会的教育不平等(19782008)〕,(社会学研究〕,2021年第3期。15王甫勤，时怡雯：(家庭背景、教育期望与大学教育获得基于上海市调查数据的实证研究〕,(社会〕,2020年第1期。16李忠路：(家庭背景、学业表现与研究生教育时机获得〕,(社会〕,2021年第3期。17(11)Handa,S.,MaternalEducationandChildAttainmentinJamaica:TestingtheBargainingPowerHypothesis,OxfordBulletinofEconomicsandStatistics,1996,58(1).18(12)BakerD.P.,StevensonD.L.,MothersStrategiesforChildrensSchoolAchievement:ManagingtheTransitiontoHighSchool,SociologyofEducation,1986,59(3),pp.156-166.19(13)LiJ.,LavelyW.,VillageContext,WomensStatus,andSonPreferenceAmongRuralChineseWomen,RuralSociology,2018,68(1),pp.87-106.20(14)ZhangY.P.,KaoG.,HannumE.,DoMothersinRuralChinaPracticeGenderEqualityinEducationalAspirationsforTheirChildren,ComparativeEducationReview,2007,51(2),pp.131-157.21蔡栋梁等：(家庭背景与教育获得的性别不平等〕,(财经科学〕,2021年第10期。22顾诗颖：(家庭背景与教育获得女性在代际流动中的作用〕,(扬州大学学报：高教研究版〕,2021年第3期。23JensenR.,DoLaborMarketOpportunitiesAffectYoungWomensWorkandFamilyDecisions?ExperimentalEvidencefromIndia,TheQuarterlyJournalofEconomics,2020,127(2),pp.753-792.24KaulT.,Intra-HouseholdAllocationofEducationalExpenses:GenderDiscriminationandInvestingintheFuture,WorldDevelopment,2021,104,pp.336-343.25WuY.,GenderGapinEducationalAttainmentinUrbanandRuralChina,ChineseJournalofSociology,2020,32(4),pp.112-137.26李春玲：(教育地位获得的性别差异家庭背景对男性和女性教育地位获得的影响〕,(妇女研究论丛〕,2018年第1期。27吴愈晓：(中国城乡居民教育获得的性别差异研究〕,(社会〕,2020年第4期。28HannumE.,MarketTransition,EducationalDisparities,andFamilyStrategiesinRuralChina:NewEvidenceonGenderStratificationandDevelopment,Demography,2005,42(2),pp.73-98.29栾博：(家庭背景、性别偏好与教育获得〕,(福建省委校学报〕,2021年第12期。30根据CGSS2021,14岁家庭所处等级的选项为1-10的定序变量。这里我们将这一选项重新编码为1-5的定序变量，即将1、2重新编码为1,3、4重新编码为2,,9、10重新编码为5。31已有文献(黎煦、刘华，2021)强调同胞数量对教育获得的重要决定作用，但遗憾的是，自2018年以来，CGSS不再询问受访者所有同胞数量，而是转为统计受访者所有未分家的家庭成员。鉴于此，我们通过加总被受访者称为兄弟姐妹的家庭成员进而间接确定未分家的同胞数量，这在一定程度上可以以控制教育获得的同胞效应。32侯慧丽：(义务教育阶段市场化教育介入和投入的性别差异〕,(中国青年研究〕,2022年第4期。33许琪：(男女教育的平等化趋势及其在家庭间的异质性〕,(青年研究〕,2021年第5期。34吴愈晓，黄超：(中国教育获得性别不平等的城乡差异研究基于CGSS2008数据〕,(国家行政学院学报〕,2021年第2期。35黎煦，刘华：(同胞数量与教育获得的性别差异〕,(人口与经济〕,2021年第3期。36李春玲：(高等教育扩张与教育时机不平等高校扩招的平等化效应考察〕,(社会学研究〕,2018年第3期。37戴洪建：(如何对待老年人智力、情绪、性格的变化〕,(2018年全国中医药科普高层论坛论文集〕,2018年。38张兆曙，陈奇：(高校扩招与高等教育时机的性别平等化基于中国综合社会调查(cgss2008)数据的实证分析〕,(社会学研究〕,2020年第2期。39阳义南，连玉君：(中国社会代际流动性的动态解析cgss与clds混合横截面数据的经历体验证据〕,(管理世界〕,2021年第4期。40仇立平，肖日葵：(文化资本与社会地位获得基于上海市的实证研究〕,(中国社会科学〕,2018年第6期。41鉴于本文使用的样本中父亲有职务的样本整体占比拟少，故本文将股级及以上的样本统一设定为父亲有职务，无级别及没有任何行政职务的样本记为无职务。42连玉君等：(子女外出务工对父母健康和生活满意度影响研究〕,(经济学(季刊)〕,2021年第1期。43GauthierAH.,SocialClassandParentalInvestmentinChildren.EmergingTrendsintheSocialandBehavioralSciences,AmericanCancerSociety,2021,pp.1-14.44据作者所知，截至当前，国内尚未有微观数据库同时包含家庭所处等级和具体的父母教育投资策略相关问题。尽管没有能完全保持一致，但CEPS中家庭经济状况的询问其实能够在一定程度上表征家庭所处等级,故本部分以家庭经济状况作为家庭社会经济地位的代理变量亦不失合理性。4