我国家庭子女教育支出是否存在性别差异

郑 勇，吴冠阳，袁 正

(1.四川农业大学经济学院，四川成都 611130；2.西南财经大学经济学院，四川成都 611130)

一、引言

子女教育支出是中国家庭的一项主要支出。根据中国综合社会调查CGSS(2010)的数据，子女教育支出的家庭均值为3 072.979元，占家庭支出的比例为7.2%，仅次于食品支出(21.4%)和住房支出(18.1%)。2010年中国家庭支出的结构，请见表1。

表1 2010年中国家庭支出结构

注：根据中国综合社会调查CGSS(2010)的数据整理①。

家庭教育支出②对家庭的压力情况请见表2，10.81%的家庭感觉教育支出是非常大的压力，13.89%的家庭感觉压力明显，50.07%的家庭表示没有压力。

表2 教育支出对家庭的压力情况

注：根据中国综合社会调查CGSS(2010)的数据整理①。

既然子女教育支出使一些家庭感觉到压力，那么，这些家庭就有可能削砍教育支出，有些经济困难家庭不送孩子上学，或者只送部分孩子上学。中国很多地方存在重男轻女的观念，一些经济困难家庭只送儿子上学，在经济紧张的情况下，一些女孩自动放弃上学，让家庭只供哥哥和弟弟上学。因此，我们有一个直觉，中国家庭子女教育支出可能存在性别差异。本文试图通过数据和统计分析，检验中国家庭子女教育支出是否存在性别差异，并且分析影响我国家庭子女教育支出的一些因素。研究这一问题的意义在于，从数据上认识家庭对子女教育支出的性别差异现状，为有关部门研究相应政策提供依据。我们认为，女孩应该享有和男孩同等的权利，如果对女孩存在教育支出上的歧视，不但损害女孩的正当权益，也不利于国家人力资源的发展，因此，本文的目的在于呼吁政府和家庭加大教育支出的同时，也要关注女孩的教育平等权。

二、文献综述

教育支出是我国家庭支出的重要部分，美国投行Jefferies的调查显示，2013年中国家庭的教育支出规模将近万亿元。家庭教育支出是人们较为关注的问题，不同学者从不同角度分析家庭教育支出的影响因素。欧洲委员会(2005)的调查报告认为，要将子女性别作为影响家庭教育支出的重要因素[1]，儿童的性别是分析一国教育状况的重要指标。

Schultz(1993)发现，当家庭收入增加时，家长更倾向于平均分配对子女的教育投入；当家庭经济收入减少时，家长倾向于使男孩获得更多的教育资源。也就是说，经济条件较差的家庭在教育资源的分配中表现出更大的性别不平等[2]。Parish和Willis(1993)也发现，一旦家庭收入水平提高，家庭对男孩和女孩的教育资源分配将更加平等[3]；另外，Sathar 和Lloyd(1994)在巴基斯坦的研究[4]与Glick和Sahn(2000)对几内亚的研究都证实了这一点[5]。Glick和Sahn(2000)还发现，家庭收入的增加对于女孩获取更多的教育资源有显著的正向影响，但对男孩的影响则不显著[5]。Lloyd和Blanc(1996)对非洲国家的研究发现，家庭生活水平的变化对于6-14岁男孩入学率的影响要高于女孩，在经济条件不允许的情况下，家庭可能会牺牲女孩的求学机会[6]。这可理解为在非常贫穷的阶段，当收入增加时，家庭先满足男孩的教育机会。

Mark Bray(1996)研究东亚九国初等及中等教育阶段的家庭教育支出，发现父母对不同性别孩子的教育支出程度是不同的，在贫困的农村地区，家长对女孩的教育支出要远少于对男孩的教育支出[7]。Tansel(1998)发现，当家庭收入提高时，女孩入学率的提高要大于男孩。也有一些研究认为家庭教育支出并不存在对子女的性别差异[8]。Deolalikar(1993)研究印度尼西亚的入学率，发现家庭收入对入学率的影响没有表现出性别差异[9]。Lazear和Michael(1988)根据居民消费支出(CE)的调查数据，发现子女性别在家庭对孩子的教育支出方面并无显著影响[10]。Jandhyala(2002)采用1994年印度的数据也得出类似结论[11]。

国内的研究也分为两种观点，一部分学者认为我国的家庭教育支出存在性别差异，另一些学者则得出结论认为我国居民在教育支出上已经基本不存在性别差异。叶文振(1999)指出，重男轻女的传统观念会导致孩子教育投资上向男性倾斜[12]。王兆峰(2007)的研究表明，在教育资源一定且有限的情况下，农村家庭在决定教育投入时，对男孩具有较强的倾向性[13]。龚继红(2005)基于湖北省随州市的问卷调查发现，农村家庭教育投资存在比较严重的性别偏好，子女性别结构影响家庭教育投资支出[14]。孙志军(2003)利用在甘肃省农村地区采集的2 000个家庭的数据资料，发现家庭的经济条件对男孩教育投入没有显著的影响，但对女孩有显著的影响[15]。

随着社会经济的发展以及计划生育等政策的实施，很多学者认为我国居民在教育支出上已经基本不存在性别差异。蒋乃华(2002)发现城市居民在教育支出上不存在明显的性别差异[16]。刘祯(2008)指出，由于独生子女政策的执行，子女性别对教育投资的影响已经减小[17]。涂瑞珍(2009)指出，在上海，子女的性别与家庭教育支出无显著相关，家庭支出的教育费用不会因为孩子性别而有所差异[18]。贺建清(2014)得出子女的性别差异对家庭的教育投资意愿也没有显著影响[19]。赵宁、张艳、王华(2014)通过对辽宁省阜新市的调查发现，独生女的家庭和两个女孩的家庭在教育投入方面不比独生子家庭和两个男孩的家庭在教育投入方面差[20]。计划生育政策使每个家庭只生一个孩子，所以无论子女是男是女都会对其倾其所有。吴良平、龙开义、刘向权(2014)调查哈尔滨市400余名独生子女家长，发现现代城市独生子女家长已无明显性别偏好，即使有性别偏好，也是由对男孩的偏好转变为对女孩的偏好，一些家庭体现为对女孩子要富养[21]。黄建忠、赵恢林(2016)基于中国综合社会调查(CGSS)2010年数据，发现男性比女性更歧视女性，农村居民对女性的歧视程度大于城市居民，母亲受教育程度的提高会降低对女性的歧视程度[22]。崔盛、宋房纺(2019)使用中国教育追踪调查(CEPS)的数据研究发现,父母表现出对男孩的“高期望、低投入”和对女孩的“低期望、高投入”，他们认为对女孩的教育支出没有明显的差异[23]。

三、变量与数据

(一)变量

本文的因变量是人均子女教育支出(Rjznjyzc)，由家庭子女教育支出除以子女总数得到①。本文要考察在控制其它因素的情况下，家庭子女的性别结构是否会影响到人均子女教育支出。如果家庭重男轻女严重，那么儿子较多的家庭，人均子女教育支出也较高；如果家庭持男女平等的观念，那么家庭子女的性别结构与人均子女教育支出无统计显著关系。

本文的核心自变量是子女男女比，用家庭儿子的数量除以家庭子女总数得到，取值区间为[0，1]，CGSS(2010)调查了受访者有多少个儿子，有多少个女儿①，二者相加，即得到家庭子女总数。

家庭收入。CGSS(2010)调查受访者“您家2009年全年家庭总收入是多少？”，我们把回答“不知道”“不适用”或拒绝回答的观测设为缺失值。我们预期，家庭收入会对子女教育支出存在正向影响。

父母教育水平。我们认为父母教育水平会对子女教育支出存在正向影响。CGSS(2010)调查了受访者：“您目前的最高教育程度是？”，选项包括“没有受过任何教育”“私塾”“小学”“初中”“职业高中”“普通高中”“中专”“技校”“大学专科(成人高等教育)”“大学专科(普通高等教育)”“大学本科(成人高等教育)”“大学本科(普通高等教育)”“研究生及以上”“其他”。CGSS(2010)对这些选项赋值从1到14不等，教育水平越高，赋值越大。在处理数据时，我们对选择“其它”的样本重新赋值，CGSS(2010)对之赋值为14不太合理，我们按样本均值对之赋值。此外，对于拒绝回答的观测，我们设置为缺失值。

父母是否工作。父母是否有工作关系到家庭是否有稳定的收入来源，进而影响到子女的教育支出。失业家庭子女教育支出的压力较大，孩子辍学的可能性更大。CGSS(2010)调查了受访者的工作情况，“您上一周是否为了取得收入而从事了一小时以上的劳动？”，选项包括“是”“带薪休假，学习、临时停工或季节性歇业等”“停薪休假，学习、临时停工或季节性歇业等”“未从事任何以获得经济收入为目的的工作”。我们设置是否有工作虚拟变量，选择前两项的观测，赋值为1，表示有工作；选择后两项的观测，赋值为0，表示无工作。此外，将拒绝回答的观测设置为缺失值。

城乡类型。居民城乡类型会影响家庭平均子女教育支出，凭直觉，城市居民的家庭平均子女教育支出要高些。这一数据根据CGSS(2010)的样本类型得到，我们设置为城乡类型虚拟变量。城市样本赋值为1，农村样本赋值为0。

家庭婚姻状况。我们认为，家庭婚姻状况会影响孩子的教育支出。离异家庭、未婚生子、丧偶家庭的子女教育可能会差一些。CGSS(2010)调查了受访者的婚姻状况，选项包括“未婚”“同居”“已婚”“分居未离婚”“离婚”“丧偶”。我们建立婚姻虚拟变量，选择“同居”“已婚”时视为“已婚”，赋值为1，其它选项赋值为0。拒绝回答的做缺失值处理。

社会保障。有社会保障的家庭，面临的财务风险会较小，因而可能对子女教育支出有正向影响。CGSS(2010)调查了受访者是否参加了医疗保险和养老保险项目。医疗保险包括城市基本医疗保险和新型农村合作医疗保险或公费医疗。我们建立医疗保险(Ylbx)虚拟变量，有医疗保险的观测赋值为1，没有医疗保险的观测赋值为0。对回答“不知道”或拒绝回答的观测做缺失值处理。养老保险包括城市或农村基本养老保险，我们建立养老保险(Yanglaobx)虚拟变量，有养老保险的观测赋值为1，没有养老保险的观测赋值为0。同样，对回答“不知道”或拒绝回答的观测做缺失值处理。

健康。健康是影响家庭决策的重要因素，工作、收入和财务状况都与家庭成员的健康息息相关。在控制其它因素的情况下，受访者的健康状况会影响家庭对子女的教育支出。CGSS(2010)调查了受访者的健康状况，选项包括“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”“很健康”。我们设立健康虚拟变量，选前三项视为“不健康”，赋值为0；选后两项视为“健康”，赋值为1。拒绝回答的观测设置为缺失值。

年龄：年龄会影响到家庭的子女教育支出。年龄小的受访者无孩子或孩子少，教育支出可能少一些。CGSS(2010)提供了受访者出生年月的数据，我们根据受访者的出生年份，再得到受访者的年龄(2010减去出生年份)。

除此之外，我们控制一些人口学变量，如民族、政治面貌、宗教和性别。

民族：不同民族有一定的文化差异，可能影响家庭对子女教育支出的决策。CGSS(2010)提供了受访者的民族数据，我们将拒绝回答的观测视为缺失值，建立民族虚拟变量，受访者为汉族，赋值为1，其它少数民族均赋值为0。

政治面貌：CGSS(2010)提供了受访者的政治面貌数据，我们将拒绝回答的样本设为缺失值。建立政治面貌虚拟变量，将选择“党员”“民主党派”“共青团员”的观测赋值为1，将选择“群众”的观测赋值为0。

宗教：将拒绝回答的样本设为缺失值。建立宗教虚拟变量，不信仰宗教的样本赋值为0，信仰各种宗教的样本赋值为1。

性别：建立性别虚拟变量，男性样本赋值为1，女性样本赋值为0。

(二)数据

本文数据来自中国综合社会调查(CGSS)2010年的数据。中国综合社会调查是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。中国人民大学社会学系于2003年在国家“211工程”支持下，与香港科技大学调查研究中心合作，成功实施了中国第一次综合社会调查。截止至2008年，CGSS一共进行了5次年度调查，完成了项目的第一期。自2010到2019年，为CGSS项目的第二期。CGSS第二期的抽样设计采用多阶分层概率抽样设计，调查覆盖中国大陆所有省级行政单位，在全国一共抽取100个县(区)，加上北京、上海、天津、广州、深圳5个大城市，作为初级抽样单元。在每个抽中的县(区)，随机抽取4个居委会或村委会；在每个居委会或村委会计划抽取调查25个家庭；在每个抽取的家庭中随机抽取一人进行访问。在北京、上海、天津、广州、深圳5个大城市，一共抽取80个居委会；在每个居委会计划抽取调查25个家庭；在每个抽取的家庭，随机抽取一人进行访问。这样，在全国一共调查480个村/居委会，每个村/居委会调查25个家庭，每个家庭随机调查1人，总样本量约为12 000③。

本文使用的变量描述性统计请见表3。从CGSS(2010)的数据可知，子女数的均值是1.77个，子女的男女比均值为0.55。受访者平均年龄47.3岁，平均的家庭收入为41 922元，45%的受访者有养老保险，87%的受访者有医疗保险。

表3 描述性统计④

续表3：

Variable观测数均值标准差最小值最大值城乡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性别11 7830.481 795 80.499 689 701

四、计量分析

本文关注的问题是家庭子女的性别结构会不会影响人均子女教育支出。因变量是人均子女教育支出(Rjznjyzc)，取对数。核心自变量是子女男女比(Nannvbi)。计量模型设计如下：

X是控制变量向量，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、城乡类型、家庭婚姻状况、社会保障、健康、年龄、政治面貌、民族、宗教、性别。ε是随机误差项。回归结果如表4所示。

表4 回归结果

注：括号中是回归系数标准差；***、**和*分别表示1%、5% 、10% 的显著性水平。采取稳健性标准误。

从回归结果可以看出，子女男女比的系数均为正，但是不显著。考虑到数据是2010年的，这个结论可以从以下几个方面去理解：其一，家庭孩子规模在减少，家庭子女数的均值只有1.77个，父母选择性送儿子上学的可能性较小。其二，子女教育支出只占到家庭支出的7.2%，50.07%的受访者表示没有压力。其三，男女平等的观念较为普遍，对儿子或女儿的教育同样重视。

家庭收入的系数为正，而且在1%显著性水平上显著，说明家庭收入对子女人均教育支出有显著正向影响，家庭收入每增加一元，子女人均教育支出提高1.81e-04个百分点。父母的教育水平对子女人均教育支出有显著正向影响，受访者的教育水平每提高一个单位，其子女人均教育支出提高14.3%。城乡虚拟变量系数为正，而且在1%显著性水平上统计显著，说明城市样本的平均子女教育支出水平高出农村样本38.84%。民族变量的系数为正，而且在1%显著性水平上统计显著，汉族受访者比少数民族受访者的平均子女教育支出高出37.44%。健康对子女人均教育支出有显著正向影响，健康状况好的受访者的平均子女教育支出比健康状况差的受访者高出12.22%。受访者年龄也是正向影响子女人均教育支出的因素，每增加一岁，平均子女教育支出提高0.56%。婚姻变量的系数为正，而且在1%的显著性水平上统计显著，已婚的受访者比其它婚姻状态的受访者平均子女教育支出高出29.52%。有无工作对子女人均教育支出有显著正向影响，有工作的受访者相比没有工作受访者的子女人均教育支出高出11.01%。宗教变量系数为负，而且在1%显著性水平上统计显著，说明信仰宗教受访者的人均子女教育支出比不信教的受访者低28.68%。除此之外，受访者是否入党对子女人均教育支出影响不显著。性别因素也显著性不高，因为子女教育不仅受受访者观念的影响，还受其配偶的观念影响。

上文提到，社会保障可以降低家庭的财务风险，可能会增进子女教育支出。我们考察了养老保险和医疗保险对人均子女教育支出的影响，结果发现，养老保险对子女人均教育支出有显著的正向影响，有养老保险受访者的子女人均教育支出比无养老保险的受访者要超出23.77%。但医疗保险对子女人均教育支出的影响不具有统计显著性。

考虑到上述回归结果给出了家庭子女人均教育支出的城乡差异，接下来，我们对城市样本和农村样本分别进行回归，回归结果如表5所示：

表5 家庭子女人均教育支出的城乡差异

注：括号中是回归系数标准差；***、**和*分别表示1%、5% 、10% 的显著性水平。采取稳健性标准误。

从城市样本的回归结果可以看出，子女的性别结构对人均子女教育支出的影响不显著，说明城市家庭子女教育支出的性别差异不明显。另外，家庭收入、父母教育水平、养老保险、年龄、工作、宗教、民族都统计显著，结果与全样本回归时基本一致，差异是婚姻和健康变量变得不显著，这与城市居民收入水平较高、对子女教育更为重视有关，而孩子上学这事与婚姻状态和健康状态无关。从农村样本的回归结果可以看出，子女男女比的系数为正，在10%的显著性水平上统计显著，说明农村家庭子女教育支出存在一定程度的性别差异，子女男女比每增加一单位，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、宗教都统计显著，与城市样本相比，农村样本的健康和婚姻是显著的，显示出农村家庭中，健康和婚姻的重要性。农村的收入比较低，健康是影响家庭财务风险的重要因素，而婚姻稳定对于农村家庭来说是至关重要的。另外，工作和养老保险也不显著，农村样本中有工作可能普遍性不高，养老保险的作用有限。

五、结论与启示

本文运用中国综合社会调查CGSS(2010)的数据，分析我国家庭子女教育支出是否存在性别差异。我们用子女的男女比反映子女的性别结构，分析这一变量对家庭人均子女教育支出的影响。我们控制了家庭收入、父母教育水平以及婚姻、健康、工作、年龄、性别、民族、政治面貌、宗教等人口学变量。从全样本的回归结果来看，子女的性别结构对人均子女教育支出没有显著影响，但是城乡虚拟变量统计显著，说明家庭子女人均教育支出具有显著的城乡差异，于是我们对城市样本和农村样本分别进行回归。结果发现，城市家庭的子女性别结构对人均子女教育支出的影响不显著，说明城市家庭子女教育支出的性别差异不明显；农村家庭的子女性别结构对人均子女教育支出的影响显著，子女男女比越高，子女人均教育支出也越高，说明农村家庭子女教育支出存在一定程度的性别差异。

城市居民的收入水平较高，根据CGSS(2010)的数据统计，城市家庭收入的平均值为54 499.67元，而农村家庭收入的平均值为23 121.17元。城市居民的生育政策比农村更严，生育的小孩数量较少。根据CGSS(2010)的数据统计，城市家庭的平均子女数为1.49个，而农村家庭的平均子女数为2.20个。城市很多家庭是独生子女，无论是男孩还是女孩，对子女的教育都非常重视。与此相比，农村家庭的子女数相对较多，而收入水平相对较低，可能在子女教育支出中表现出选择性，即重男轻女。

从本文的结论可以看出，总体上，我国家庭对子女的教育支出没有明显的性别差异，说明女孩基本上享有和男孩一样的教育权利，主要的原因是，家庭的生育率普遍较低，大部分家庭只生育一个孩子，部分家庭生育两个孩子，在法律上，还没有放开三胎生育，因此，家庭对后代的教育不管是男孩还是女孩基本上都重视。只有收入水平较低、生育较多孩子的家庭，子女教育支出的性别差异才更容易发生，这种差异可能来自两个方面，一方面是经济的约束，另一方面是重男轻女的观念。农村家庭对子女的教育支出存在显著差异，笔者认为这两个方面的原因都有。农村居民的收入水平低于城镇居民，农村家庭普遍面临资源的约束，教育支出也是如此。农村居民主要从事农业生产，是重体力劳动，因此，重男轻女思想在农村或多或少存在。农村居民如果经济约束得到化解，子女教育支出的性别差异可能会降低，因此，国家应加大对农村的教育投入，特别是义务教育阶段要加大支持力度，缓解农村居民的资源约束，让每一个孩子享有平等的教育机会。

注释：

① 在数据整理时，我们对回答“不知道”“不适用”或拒绝回答的观测视为缺失值，对异常值也视为缺失值，不计入统计。

② 家庭教育支出除了子女教育支出之外，还包括成人教育培训支出，家庭平均支出115.77元，占家庭支出的比重为0.27%，这一项和子女教育支出相比，可以忽略不计。

③ 《中国综合社会调查(CGSS)公开征集2012年度调查主题模块的公告》，来自中国社会学网。

④ 为减小异方差造成的影响，人均子女教育支出(Rjznjyzc)取对数。