分割抑或趋同：基础教育阶段学生教育期望性别差距的城乡比较——来自中国教育追踪调查基线调查数据的实证分析

陈 鹏， 李铭泽

(1.武汉理工大学 马克思主义学院，湖北 武汉 430070；2.武汉理工大学 管理学院，湖北 武汉 430070)

一、引 言

改革开放以来我国教育事业取得极大发展，中国城乡居民受教育水平不断提高，但作为直接影响城乡居民教育获得的教育期望因素却在性别问题上一直备受争议。传统理论和社会印象倾向认为教育期望性别差距问题表现为男性在教育期望方面远高于女性①。但近年来国内外研究却发现教育期望性别差距的“天平”正朝男性倾斜[1]，即本研究论述的差距问题。所谓教育期望性别差距是指女性教育期望显著高于男性的现象。教育期望性别差距对提升女性教育成绩和教育获得的作用已逐步获得证实，但教育期望性别差距对女性职业获得的积极作用尚不显著。因此，教育期望性别差距相关领域研究尚亟待开掘。

既有研究存在过度割裂教育性别差距宏微观因素的局限，关注问题主要集中在教育期望的差距及其成因，但忽视诸如城乡和文化等重要宏观因素的影响。不匀质的现代化往往在城乡遗留深刻的二元分割烙印：城乡在教育观念和教育资源分配上存在严重的不平等，城乡在就业市场和职业获得方式上存在巨大差异。性别差异作为社会环境塑造的产物，同样会受到城乡二元分割的影响，其表现方式和程度也有所不同。因此，有必要将教育期望的性别差距置于城乡比较视野下予以考察。

利用中国教育追踪调查2013-2014年基线调查数据，比较城乡学生教育期望性别差距以求解释以下问题：(1)学生教育期望的性别差距及城乡比较；(2)学生教育期望性别差距的成因；(3)学生教育期望性别差距成因与城乡的分组交互分析。上述问题的回答解释对城乡基础教育阶段学生的性别平等和制定合理有效的基础教育政策具有积极作用。

二、文献回溯与研究假设

(一)教育期望性别差距及其研究回溯

教育期望作为影响公民教育获得的中间变量备受学界重视。教育期望是指人们依据其自身成长经验和环境因素综合形成对未来教育可能获得的成就采取的态度和评价。教育获得既包含自我教育期望，也包含他人对学生的教育期望。研究考察的是自我教育期望，他人对学生的教育期望暂不作考察。该领域从宽泛讨论教育期望成因渐趋转向对教育期望分层的研究，主要包括两个视角即结构和互动视角。其中，结构视角主要考察经济发展水平、家庭、学校和居住隔离、文化观念等结构特征和教育期望的关系②。互动视角则考察其他群体行为对学生自我教育期望的影响，如教师鼓励、同伴表现、家长参与、性别等因素对学生教育期望的作用③。

伴随现代化水平的不断深入，传统关于性别角色分工的观念和实践遭遇挑战，教育期望性别差距因而被纳入学者的视野。该领域一般讨论两个方向的议题：教育期望的性别差距及其成因。针对前一问题，学界发现传统对男性教育期望高于女性教育期望的认知已落后于现实，女性在教育获得和教育期望上的优势形成当前学界对这一问题研究的共识④。由此，教育期望性别差距及其成因开始成为学术关注热点。教育期望性别差距成因上，有学者已从互动论视角考察教育期望的性别差距。

虽然既有研究已不断揭示教育期望性别差距的内在机理，但前述研究不同程度地存在以下局限。第一，过度割裂宏微观因素，忽视宏微观因素的交互作用：一方面，对宏观结构视角的强调远远超过对微观行动视角的关注，导致学生教育期望与家长、同伴的互动关系难以获得满意解释；另一方面，教育期望性别差距固然获得部分微观因素的解释，但诸如城乡分割和文化塑造理论等重要宏观变量对学生教育期望差距的解释却无法考察。第二，高质量的多阶段概率抽样数据比较匮乏，数据的代表性不足造成推断有效性大打折扣。

(二)学生教育期望性别差距的城乡情境与研究假设

建国以来长时期的历史惯性导致城乡经济社会资源分配呈现严重的二元分割格局。改革开放以来，城乡在教育资源方面的差距进一步扩大：城镇经济发展水平高和人均收入高，人力资本投资偏向城镇的政策使教育资源富集在城镇，而农村则成为教育资源的“洼地”[2]。城镇重点学校的数量远远高于农村，优质的生源和教师资源更易集中[3]；城镇居民教育水平的普遍提升和就业市场的不断发展也进一步提高了城镇家庭经济地位和教育期望；计划生育政策在城镇严格地推行使城镇家庭规模普遍小于农村家庭，使城镇教育资源的代际传递更顺畅[4]。

城镇经济社会和教育的快速发展，也给教育领域传统的性别角色观念带来强烈冲击，使城镇和农村居民对待子女教育期望的态度产生差异。传统性别角色观念主张男女社会分工和社会地位的不平等，男性在家庭财产继承和职业身份中占据更高地位，理应具有更好的教育机会和更高的教育期望[5]。相比之下，女性的社会角色主要是抚养子女和从事家务活动，因而家长对女性往往缺乏较高的教育期望[6]。这一观念在性别平等政策执行更彻底、家庭经济条件更殷实、家长教育理念更开放和就业市场竞争更激烈、子女规模更小的城镇早已经历巨大变迁。反之，对于经济社会相对闭塞落后、教育资源相对匮乏、家庭经济实力相对脆弱、父母受教育水平更低的农村，传统观念变革的速度相对缓慢。农村家长可能更愿意将有限的经济教育资源给予男性。因此，基于上述讨论提出以下假设：

假设1.农村学生比城市学生的教育期望性别差距更大。

假设2.学生教育期望的成因存在城乡差距。

2a：家庭经济地位对学生教育期望的作用存在城乡差距；

2b：家长受教育水平对学生教育期望的作用存在城乡差距；

2c：家长教育期望对学生教育期望的作用存在城乡差距；

2d：同伴教育表现对学生教育期望的作用存在显著城乡差距。

假设3.学生教育期望性别差距成因存在城乡差异。

3a：家庭经济地位对学生教育期望性别差距存在城乡差异；

3b：家长受教育水平对学生教育期望性别差距存在城乡差异；

3c：家长教育期望对学生教育期望性别差距存在城乡差异；

3d：同伴教育表现对学生教育期望性别差距存在城乡差异。

三、数据、变量与方法

(一)数据来源

中国人民大学中国调查与数据中心的“中国教育追踪调查”(China Education Panel Study，简称CEPS)，以初中一年级和初中三年级两个同期群体作为研究调查基准，采用多阶段概率与规模成比例(PPS)法从全国随机抽取28个县级单位，继而在入选的县级单位随机抽取112所学校并调查438个班级的学生，学生样本量共计19 487人，其中城市样本8 459人，农村样本10 300人，所占比例分别为45.09%和54.91%，充分保证了调查数据的广泛性和代表性⑤。

(二)变量置备与测量

1.因变量。学生教育期望：衡量学生教育期望的问题包括两种形式，一是“你希望自己读到什么程度”，具体选项为“现在就不要念了”、“初中毕业”、“中专/技校”、“职业高中”、“高中”、“大学专科”、“大学本科”、“研究生”、“博士”，采取定距方式测量上述选项。二是将前述问题转化为“是否希望读大学以下、大学和研究生”作为分类变量，以作为促进模型稳健性的辅助变量。

2.自变量。学生教育期望差距及其影响因素的核心理论概念包括家庭经济地位、资源稀释和重要他人。以下是对主要核心变量测量指标的说明：

家庭背景变量：家庭背景是左右教育优势代际传递的重要因素，变量包括家庭经济地位、父母职业地位、父母受教育水平和资源稀释⑥。依据理论重要性和数据完整性的标准，以家庭经济地位、父母职业地位、父母受教育水平作为测量家庭背景的变量。

重要他人：父母教育期望和同伴教育表现是衡量“重要他人”的主要指标。其中，测量父母教育期望的问题是“您希望孩子读到什么程度？”，具体包括从“现在就不要念了”、“初中毕业”到“博士”等九个水平，同伴教育表现含“没有这样”、“一到二个这样”和“很多这样”三项。

3.控制变量。除上述核心自变量外，户籍、性别、年级、认知能力、成绩排名是主要控制变量。户籍：对特定社会变量的城乡比较一般采取户籍和居住地两种方式予以衡量，城乡二元体制的核心集中表现为资源限制和要素流动的户籍差异，因而选择以户籍衡量城乡。其中，农村户籍赋值为“1”，城市户籍赋值为“0”。年级是七年级和九年级。

性别：性别角色差异伴随人类社会发展不断演进，传统社会因农业生产对劳动者体力和时间的要求较高，逐渐导致男性占据生产的优势地位，女性劳动地位下滑及其财产权的丧失，进而强化社会对男性和女性的性别分化。现代社会的重要特征在于工业化极大冲击了传统的性别分工格局和社会成员对性别角色的认知，性别分化渐趋缩小，男女平等成为社会平等的重要标志。改革开放以来，中国以工业化为核心的现代化进程空前加速发展，社会对子女教育期望的性别鸿沟逐渐缩小。但城乡分野的现代化却导致学生教育期望的性别差距具有不匀质的变迁。

认知能力：认知能力是中国教育追踪调查综合测量学生逻辑、语言和计算能力的一种标准。其中，七年级测验20个问题，九年级测验22个问题。使用认知能力原始总分，取值范围为0到22，基本符合正态分布。

成绩排名：学生考试成绩是影响学生教育期望和重要他人变量的重要因素，忽略成绩变量将导致系数有偏。调查项目成绩为学生主观自评成绩，取值范围从不好到很好等五项。

表1充分说明城乡二元分割背景下城市中学生在各主要变量上均具备综合优势。首先，城市中学生平均期望教育年限高于农村中学生。家庭背景变量上，城市中学生家庭背景相对于农村中学生家庭背景而言更为优越，具体表现为城市中学生平均家庭经济状况优于农村中学生，父母从事管理和技术精英类职位的比例更高，城市中学生父母平均受教育年限要比农村中学生父母多约2.8年。重要他人变量上，城市中学生父母对子女的教育期望、朋友的教育表现均高于农村中学生。基本控制变量方面，城市中学生的女性比例高于农村中学生，而且城市中学生在认知能力测试和成绩排名方面同样具备优势。

表1 变量的描述性统计

注：*原始调查数据的18759个样本观测值通过剔除变量缺失值和建模分析获得17082个观测值。

(三)分析步骤和研究方法

研究分三步进行：第一步基于整体样本考察学生教育期望影响因素及其城乡差距；第二步考察学生教育期望的影响因素及其性别差距效应；第三步对学生教育期望性别差距影响因素的模型进行城乡分组回归和交互分析，比较学生教育期望性别差距及其城乡差异。

四、结果与分析

(一)家庭背景、重要他人对中学生教育期望作用的城乡差异

表2是中学生教育期望作用因素及其城乡差距的估计结果。模型1显示重要他人和家庭背景因素均对学生教育期望具有不同程度的提升效应。其中，父母教育期望和同伴教育表现对学生教育期望的系数分别为0.407、0.898(p<0.005)，当父母对子女教育期望每提高1年，学生教育期望增加约4个月；当同伴教育表现对学生教育期望每提高1年，学生教育期望增加约10个月，这表明父母、同伴教育表现对学生教育期望存在潜移默化的正向作用。家庭背景方面，模型1表明父母受教育水平对学生教育期望的提升作用显著，而家庭经济地位则表现为抑制作用。父母受教育水平的影响系数为0.102(p<0.005)，父母的职业地位对学生教育期望无显著作用。

表2 城乡混合样本下中学生教育期望影响因素及其城乡差异模型

(续表2)

成绩排名0.675∗∗∗(0.021)0.675∗∗∗(0.021)0.674∗∗∗(0.021)0.675∗∗∗(0.021)0.675∗∗∗(0.021)家庭经济地位-0.063∗(0.036)-0.066(0.050)-0.059(0.036)-0.063†(0.036)-0.065†(0.036)管理精英0.015(0.072)0.015(0.072)0.015(0.072)0.010(0.073)0.022(0.072)技术精英0.087(0.095)0.087(0.095)0.091(0.095)0.080(0.095)0.098(0.095)父母受教育水平0.102∗∗∗(0.009)0.102∗∗∗(0.009)0.143∗∗∗(0.011)0.102∗∗∗(0.009)0.105∗∗∗(0.009)父母的教育期望0.407∗∗∗(0.007)0.407∗∗∗(0.007)0.406∗∗∗(0.007)0.416∗∗∗(0.100)0.406∗∗∗(0.007)同伴教育表现0.898∗∗∗(0.036)0.898∗∗∗(0.036)0.894∗∗∗(0.036)0.898∗∗∗(0.036)0.752∗∗∗(0.056)家庭经济地位∗户口0.006(0.069)父母受教育水平∗户口-0.101∗∗∗(0.016)父母的教育期望∗户口-0.014(0.013)同伴教育表现∗户口0.242∗∗∗(0.071)常数项4.513∗∗∗(0.189)4.522∗∗∗(0.214)4.062∗∗∗(0.202)4.376∗∗∗(0.230)4.886∗∗∗(0.218)样本17082Adj R20.397

注：†表示p<0.1,*表示p<0.05,**表示p<0.01，***表示p<0.005；括号里的数字是标准误。

此外，模型1表明中学生在性别、户口、年级、认知能力和成绩排名上存在显著差距：女性学生教育期望强于男性学生；城市中学生教育期望高于农村中学生；七年级学生教育期望年限高于九年级学生；认知能力越高、成绩排名越好的男性学生教育期望越高。

模型2至模型5运用嵌套回归模型探究中学生教育期望影响因素的城乡差距。模型2至5依次纳入性别与家庭经济地位、职业精英、受教育水平、父母教育期望和同伴教育表现的交互项。控制个体基本变量、家庭背景和重要他人变量后，模型2至5表明城乡混合样本下城乡学生教育期望存在显著的城乡差距(p<0.5)。此外，模型2至5还显示同伴教育表现、父母受教育水平和户口交互项显著，系数分别为-0.014和0.242(p<0.001)，表明上述变量存在显著的城乡差距。证实假设2b和2d。同时，家庭经济地位和家长教育期望对学生教育期望不具备显著影响，表明假设2a和2c不成立。

(二)城乡分割比较下学生教育期望的影响因素及其性别效应

1.城市中学生教育期望影响因素及其性别差异效应检视

本部分考察家庭背景、重要他人对城市中学生教育期望的作用及其性别差距。表3为城市中学生教育期望的影响因素及性别差距模型：模型1显示父母受教育水平和重要他人对学生教育期望具有积极提升作用，作用系数分别为0.144、0.416和0.717(p<0.005)。模型1指出家庭经济地位和家长职业地位对学生教育期望不存在显著影响，表明无论城市学生的家长经济社会地位高低，城市中学生的教育期望普遍不存在差距。同时，城市中学生教育期望的性别差距依然显著，城市女性学生教育期望比男性学生高0.161(p<0.01)。

模型2至5则采取嵌套回归策略纳入性别与解释变量的交互项，分析家庭背景、重要他人对教育期望的影响是否存在性别差距。家庭背景方面，模型2、模型3表明家庭背景对学生教育期望效应不存在显著的男女差距(p>0.1)；重要他人上，模型4显示父母教育期望对学生教育期望具有性别差距，父母教育期望对女性学生教育期望的提升为0.416(p<0.005)，父母教育期望对男性学生教育期望的作用为0.398年(0.416-0.041)(p<0.05)，表明城市家庭父母教育期望对学生的教育期望存在性别差距；模型5中同伴效应则不存在性别差距。

表3 城市中学生教育期望的影响因素及其性别效应模型

注：†表示p<0.1,*表示p<0.05,**表示p<0.01，***表示p<0.005；括号里的数字是标准误。

2.农村中学生教育期望因素及其性别效应模型检视

表4为农村中学生教育期望的影响因素及其性别效应模型。模型1表明对于农村学生群体而言，家庭背景和重要他人对学生教育期望的影响呈现差异化。其中，农村学生家庭经济地位对其教育期望产生抑制效应，作用系数为-0.092(p<0.05)。学生家庭经济地位越高，自我教育期望越低。这或可解释城乡混合样本中家庭经济地位对学生教育期望的抑制效应。同时，家长担任管理职位学生的教育期望比家长担任一般职位的学生要低，家长职业地位同样对农村学生的教育期望产生抑制作用，抑制效应系数为-0.272(p<0.1)。当其他因素控制后，农村中学生父母受教育水平每提高1年，则学生的教育期望提高约0.5个月(p<0.005)。重要他人上，父母教育期望、同伴教育表现均对学生教育期望具有提升作用，分别为0.397(p<0.005)和1.012(p<0.005)。

模型2至5检视家庭背景、重要他人对教育期望影响的性别差距。模型2至4表明家庭经济地位、父母受教育水平、父母教育期望均不存在显著的性别差距，假设4a和4b不成立。模型5则显示农村学生同伴教育表现对于提升自我教育期望具有性别差距。同伴教育表现对男性学生教育期望的提升作用强于女性学生。同伴教育表现对女性学生教育期望的提升效应为0.853(p<0.005)，同伴教育表现对男性学生教育期望的强化系数为1.124年(0.853+0.271)(p<0.005)。假设4c和4d获得证实。

为比较城乡分割视野下父母教育期望、同伴教育表现对教育期望提升效应的性别差距，根据前述模型绘制两个变量与学生教育期望的交互作用图。图1显示城市中学生的教育期望普遍高于农村中学生，伴随父母期望的提升，城市男女学生的教育期望差距逐渐缩小；而同伴教育表现的提高，使农村学生教育期望的性别差距同样趋于缩小。图1a表明父母教育期望对城市女性学生教育期望的提升作用要强于对男性学生的作用，而父母教育期望对农村男性学生的教育期望提升效应要高于对女性学生的效应；图1b则指出同伴教育表现对城市女性学生教育期望的促进作用要大于对男性学生的作用，同伴教育表现对农村女性学生的教育表现推动效应要弱于对男性学生的效应，上述发现一定程度上支持假设1，即农村中学生的教育期望性别差距比城市中学生教育期望性别差距更大。

表4 农村中学生教育期望的影响因素及其性别效应模型

注：†表示p<0.1,*表示p<0.05,**表示p<0.01，***表示p<0.005；括号里的数字是标准误。

图1 家长教育期望、同伴教育表现对学生教育期望提升作用的城乡比较示意图

五、结论与讨论

结合中国教育追踪调查2013—2014年基线调查数据发现：第一，女性学生自我教育期望要高于男性学生。家庭经济地位、父母受教育水平等家庭背景变量、父母教育期望和同伴教育表现等重要他人因素均对学生自我教育期望具有显著作用；同伴教育表现是学生教育期望性别差距的主要影响因素。同伴教育表现越差，学生自我教育期望的性别差距越大。

第二，城乡分组分析表明城乡学生教育期望成因存在性别差距。其中，父母受教育水平、父母教育期望和同伴教育表现是影响城市学生教育期望的关键因素，而父母教育期望是城市学生教育期望性别差距的关键因素；农村学生教育性别差距成因除前述影响城市学生教育期望的因素外，农村学生家长的职业地位也具有一定影响。父母教育期望和同伴教育表现是农村学生教育期望性别差距形成的主要影响因素：父母教育期望越低，农村学生教育期望的性别差距越大；同伴教育表现越差，农村学生教育期望的性别差距则越突出。因此，父母教育期望是解释城乡学生教育期望性别差距的共同因素，同伴教育表现则是解释农村学生教育期望的重要因素。

上述发现启示意义如下：首先，教育期望性别差距尚需置于城乡二元分析框架下予以考察。纯粹的结构或行为视角仅仅对理解教育期望性别差距具有部分解释力，学生教育期望性别差距的解释亟待综合结构和行为视角的整合。数据分析表明学生教育期望、性别差距及其成因存在显著的城乡差距效应证明了前述结论的合理性。其次，如何缩小城乡教育期望差距是政策部门和教育研究者亟待回应的课题。伴随女性学生教育期望逐渐高于男性学生，女性学生教育获得优势逐渐超过男性学生。但女性学生教育获得优势却未能转换为就业和收入上的优势，突破性别不平等的障碍⑦。这无疑会令女性产生新的挫败感，而且给城乡性别平等政策带来新的挑战。此外，由于篇幅所限，本文尚未分解教育期望性别差距并探讨教育期望性别差距对教育获得的作用。

注释：

① 参见Marini M,Greenberger E.SexDifferencesinEducationalExpectationsandExpectations,载于AmericanEducationalResearchJournal,1978,15(15):67-79页，李春玲的《高等教育扩张与教育机会不平等——高校扩招的平等化效应考查》载于《社会学研究》2010年第3期第82-113页。

② 参见王甫勤、时怡雯的《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》，载于《社会》,2014年第1期第175-195页；梁玉成、吴星韵的《教育中的户籍隔离与教育期望——基于CEPS 2014数据的分析》，载于《社会发展研究》2016年第1期第22-47页；吴愈晓、黄超《基础教育中的学校阶层分割与学生教育期望》，载于《中国社会科学》2017年第3期第111-134页；杨春华的《教育期望中的社会阶层差异:父母的社会地位和子女教育期望的关系》，载于《清华大学教育研究》2006年第4期第71-76页。

③ 参见聂雨薇的《教师鼓励对学生自我期望影响的性别差异研究——基于CEPS2014调查数据的实证分析》，载于《现代教育科学》2017年第4期，第110-116页；Martin,Fabes A.Thestabilityandconsequencesofyoungchildren'ssame-sexpeerinteractions，DevelopmentalPsychology,2001,37(3):431页；刘保中、张月云、李建新的《家庭社会经济地位与青少年教育期望:父母参与的中介作用》，载于《北京大学教育评论》2015年第3期第158-176页；杨习超、姚远、张顺的《家庭社会地位对青少年教育期望影响研究——基于CEPS2014调查数据的实证分析》，载于《中国青年研究》2016年第7期第67-73。

④ 参见杨习超、姚远、张顺的《家庭社会地位对青少年教育期望影响研究——基于CEPS2014调查数据的实证分析》，载于《中国青年研究》2016年第7期第67-73页；梁玉成、吴星韵的《教育中的户籍隔离与教育期望——基于CEPS2014数据的分析》，载于《社会发展研究》2016年第1期第22-47页；周菲、程天君的《中学生教育期望的性别差异——父母教育卷入的影响效应分析》载于《教育研究与实验》2016年第6期第7-16页；魏勇、马欣的《中学生自我教育期望的影响因素研究——基于CEPS的实证分析》，载于《教育学术月刊》2017年第10期第69-78页。

⑤ 中国教育追踪调查的数据网站、数据生成和变量说明参见http://ceps.ruc.edu.cn/。

⑥ CEPS测量资源稀缺变量的方式为兄弟姐妹数量(不含自己)和多项汇总指标，两种测量指标均存在严重缺失值，缺失比分别高达40.32%和52.99%。高缺失比的变量通常存在严重偏差并导致分析样本信息的浪费，因而本研究不纳入“兄弟姐妹数量”探究学生教育期望。

⑦ 参见李春玲、李实的《市场竞争还是性别歧视——收入性别差异扩大趋势及其原因解释》，载于《社会学研究》2008年第2期第94-117页；李实、马欣欣的《中国城镇职工的性别工资差异与职业分割的经验分析》，载于《中国人口科学》2006年第5期第2-13页；李实、宋锦、刘小川的《中国城镇职工性别工资差距的演变》，载于《管理世界》2014年第3期第53-65页；张青根、沈红的《教育能缓解性别收入差距吗?》，载于《复旦教育论坛》2016年第4期第62-69页；杨钋、程飞的《教育、行业分割与性别收入差异——基于中国大学生就业调查的分析》，载于《北京大学教育评论》2012年第3期第95-113页。