女性家庭赋权程度对子女课外教育支出的影响——基于CFPS数据的实证分析

汪子超 ， 龙 莹

(安徽大学 经济学院， 安徽 合肥 230601)

0 引言

近几年，随着社会人才的需求，经济不断发展以及家庭收入不断提高，课外教育花费已经成为家庭的重要支出，家长和学生对补习的需求带动课外教育市场快速扩大，课外教育行业发展得如火如荼.根据天眼查数据显示，近十年以来，与教育相关企业的总数从78万增长至412万，其中2019年新增相关企业56万家，2020年前11个月，又新增了近52万家教育相关企业.根据中国产业信息网的估算，至2022年，我国K12课外培训市场的规模将达到7689亿元，是2013年市场规模的2.6倍，未来几年还将持续高速增长[1].

而课外教育作为主流教育的补充，其支出占家庭消费支出的比重也越来越大，很多研究者研究家庭课外教育支出影响主要致力于家庭收入方面：李亚伟和刘晓瑞[2]强调课外教育与家庭的经济能力密切相关；薛海平[3]发现来自较好家庭社会经济背景以及大中城市的学生更可能接受课外补习；苏余芬等[4]研究发现学前儿童家庭教育支出与家庭社会经济地位之间具有明显关系.当然，一些其他因素也被证实对家庭教育支出具有重大影响，比如父母受教育水平[5]、性别倾向[6]、对子女的教育期望[7]、户籍身份[8]等.研究认为当母亲在家庭中拥有更多决策权时，家庭福利就会得到改善.如Duflo[9]提出女性赋权有利于促进经济发展,陈银娥等[10]研究发现微型金融通过增加女性的能动性和可行能力从而有利于女性反贫困.

女性赋权(women′s empowerment)自从1994年国际人口与发展大会上正式提出后一直被探讨，其中家庭权力问题也是其研究领域中的一个重要话题，不断有家庭决策和权力结构的研究报告问世.其中，资源理论(resource theory) 认为，家庭权利取决于家庭成员拥有的资源，夫妻的相对资源决定了他们的相对权力.教育、事业、金钱、收入等拥有这些重大资源优势的配偶会有更多的决策权，而资源较少的配偶在家庭中的地位较低，在重大家庭事务的决策中发言权较少[11].关于夫妻权力的影响因素，常见的理论解释有如下几类：一是资源决定论，强调夫妻拥有的资源决定了他们在家庭中的地位；其次，文化规范理论强调夫妻的权力不仅取决于夫妻双方的相对资源，还取决于所处环境的特定文化；第三种是相对的爱与需要理论，认为赋予婚姻关系以及对对方提供的资源价值较高的一方将会处于权力的弱势地位，而付出较少感情的一方可以更自由有效地控制和使用自己的资源，从而占据权力的主导地位[12].而在现代家庭中，母亲通常是比父亲更加关注孩子的教育.有观点认为男性和女性不仅仅在生育后代方面存在本质的差异，同时对子女的抚养和培育方面也存在差别.在一些研究中，女性被认为比男性更关注家庭福利[13]，并且发现母亲文化程度相同的家庭往往比父亲文化程度相同的家庭有更多的家庭教育支出[14].易行健等[15]研究了家庭中相对资源指标，将妻子可支配收入占夫妻可支配总收入的占比、丈夫与妻子的年龄差、妻子受教育年限与丈夫受教育年限之比等夫妻特征变量纳入其中，发现妻子的相对收入与家庭教育支出之间不存在显著相关关系，而相对年龄差越大，家庭教育支出越低，妻子相对受教育年限与家庭教育支出显著正相关.Fernandez等[16]研究了夫妻之间的决策权对家庭教育支出的影响，发现当丈夫或者妻子拥有唯一的决策控制权时，会对教育支出产生总体负面影响；陈飞强[12]基于夫妻相对资源的视角，用夫妻相对教育程度、夫妻相对收入和夫妻相对职业阶层三个指标来测量夫妻相对资源，检验相对资源等变量对女性家庭权力的影响.

随着女性的政治地位、文化地位、经济地位、家庭地位等的不断地提升，女性所拥有的资源逐步增多，与男性的资源差异渐渐缩小，逐步打破了在中国传统社会延续了几千来之久的父权制度，以及夫权制度建构下的“男强女弱”的历史桎梏，而这种改变，是否会对家庭教育的支出产生影响呢？基于以上分析，本文利用中国家庭追踪调查(china family panel studies，CFPS)2014年数据，实证研究女性在家庭中的赋权程度是否会影响以及怎样影响家庭中的课外教育费用的支出.本文可能的创新点在于：(1)与以往文献大多从家庭特征或者人口特征，区域特征等角度研究对课外教育支出的影响不同，从女性家庭地位视角探究其影响，丰富了相关的研究；(2)基于资源理论，将相对资源指标纳入女性家庭赋权，进一步验证女性家庭赋权程度对子女课外教育支出的影响.

1 研究假设

家庭是孩子的第一所学校，母亲是孩子最好的老师，同时还是孩子陪伴一生的老师.已有研究表明，家庭中母亲对子女的教育具有显著的影响.母亲受教育程度较高的，会认为教育是一种长远投资，对子女在教育投资力度上也较高[17];而职位较高，收入较高的女性，家庭的教育支出也会相应更高[18].恩格斯认为，人类物质条件的变化会影响其家庭关系.同样，资源理论也认为，家庭权利取决于家庭成员拥有的资源，夫妻的相对资源决定了他们的相对权力，并且很多实证研究证实了这一点.女性更高的家庭地位能够提高其在家庭决策上的议价能力，使家庭决策向有利于自己偏好的方向转变.基于以上分析，提出假说1：

女性家庭赋权程度显著正向影响家庭课外辅导费发生的概率和其支出水平的大小.

新时代社会需求高质量的教育，寻求德智体美劳全面发展.而随着对教育的越来越重视，课外辅导整体参与的规模也越来越大，并且国内关于课外辅导现状的实证研究发现，随着学段的上升，整体参与度也是不断上升的[18]，而学前阶段可能是大多数家庭会忽视的教育阶段，因为在这一阶段既没有横向比较，也没有纵向比较，没有学校的成绩单表明成绩不理想需要去上补习班，也没有与同学之间的对比或者想要进一步提高成绩等因素.所以在这一阶段，对于教育的意识和重视程度显得尤为重要.已有研究表明，母亲的教育素质直接影响着学前儿童家庭教育的质量和儿童的发展水平[19]，且家庭因素中母亲的教养方式对幼儿(3到6岁)的影响更为重大[20].因此，提出假说2：

女性家庭赋权程度对学前儿童的课外辅导费发生的概率和其支出水平影响最大.

2 数据说明及变量介绍

2.1 数据说明

由于所需数据的多维性，既需要个人层面数据，也需要包含家庭决策等详细情况的家庭层面数据，只有2014年的中国家庭追踪调查(CFPS)能够提供以上数据.

本文采用2014年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，涉及孩童、家庭及个人层面数据，在对孩童、家庭和个人数据进行匹配并处理异常值和遗漏值.本文样本形成的数据为4088户家庭，共收集处理出20个变量.因为研究对象的限制，剔除了父亲或者母亲的个人编码不记录在内的样本.另外，为了得到较多的样本，本文将“现在工作状态”为“退出劳动力市场”或者“失业”的样本的工作收入记为0(如果其工作收入是“不适用”或者“不知道”).

2.2 变量描述

被解释变量.本文的被解释变量为平均课外辅导费用.由于CFPS数据库中并没有直接给出其指标数据，本文是将家庭中每个学龄儿童的课外辅导费用相加，再除以家庭儿童个数.儿童个数变量的得出，是根据个人编码和家庭编码这两项生成每个家庭的孩童总数.

核心解释变量.本文的核心解释变量为女性家庭赋权程度，根据2014CFPS家庭数据库中5个问题：“家用支出分配主事人” “储蓄投资保险主事人”“买房子主事人”“子女管教主事人”“高价格消费品主事人”，这几个问题的主要决策人来衡量女性家庭决策权大小[21].其中，若回答为男性，则赋权为0，女性则为1；五个问题赋权相加，得到核心解释变量女性家庭赋权程度.

控制变量.由于课外辅导费用属于家庭教育支出的一部分，参考家庭教育支出影响因素的研究以及CFPS数据库的特点，本文从家庭层面特征、家庭人口统计学特征和区域特征三类选取控制变量[7,22].家庭总收入(元)、家庭总房产价值(元)、旅游支出(元)、父亲个人收入(元) 、母亲个人收入(元)、父亲受教育年限、母亲受教育年限、父亲年龄、母亲年龄、父亲户口类型、母亲户口类型(农业为1，非农为3)、家庭成员人数 、孩子数目、第一个孩子年龄、第一个孩子性别(男1，女0)、希望孩子受教育程度(2—9，小学—博士)、城乡分类等，一共17个变量.

2.3 描述统计

如表1所示，女性在家庭的赋权程度均值为1.58，整体上来看，女性在家庭中的地位是偏低的，我国家庭中目前还是男性占主导权；平均课外辅导费用的平均值为588.64，最小值为0，最大值为36 500.00，可以看出其内部差距较大.其次，父亲个人收入均值远远大于母亲的个人收入，受教育程度也是父亲居高，父亲和母亲从城乡分布来看是较为均衡的.父母亲的年龄大约集中在45～47岁，说明大多数家庭都开放了二胎，和“平均孩子数目”为2.05的数据是相对应的.第一个孩子年龄平均值为7.54，说明大部分儿童样本集中在小学阶段.

表1 变量描述性统计

3 实证分析

3.1 模型

由于本文所选因变量课外辅导费，为非连续型变量.有相当一部分家庭课外辅导费支出为零，也就是说是由离散分布与连续分布混合组成其概率分布，这意味着家庭平均课外辅导费支出数据为归并数据(censored data).因此，本文采用 Logit模型分析性家庭赋权程度对家庭课外辅导费用支出发生是否有影响.Logit模型可用于解释事件发生的概率，具有课外辅导费用支出行为的家庭表示为1，否则为0，模型如(1)所示.另外如果模型存在归并问题，这种情况下OLS 估计都是非一致估计量，这类型数据宜采用Tobit模型进行估计，模型形式如(2)所示：

P(Edu=1|x)=α+β1X1+β2X2+ε,

(1)

lnY=α+β1X1+β2X2+ε,

(2)

式中：Y表示家庭课外辅导费用支出水平；P表示家庭课外辅导费发生的概率；X1表示我们所要研究的核心解释变量女性家庭赋权程度；X2表示其他影响家庭课外辅导费用支出的其他变量；此外,α是常数项,β1、β2为待估参数,ε为误差项.

3.2 实证结果及分析

如表2所示，女性家庭赋权程度显著影响是否参加课外辅导，从边际效应看，当女性家庭赋权程度每增加一个单位，孩子参与课外辅导的概率将增加0.67%.与Logit结果相同，女性家庭赋权程度对课外辅导费用支出水平的大小也显著正向影响，当其增加一个单位，家庭课外辅导费用将增加2.94%.验证了假说1.也就是说，在一个家庭中，女性“当家做主”的程度越高，越倾向于让孩子上课外辅导班，并且在其花费上会更高，会更愿意寻找优质的教育资源，有意识提高孩子的竞争力.此外，家庭旅游支出对数、母亲个人收入对数、母亲受教育年限、父亲户口类型、第一个孩子年龄、希望孩子受教育程度以及城乡分类这些变量都显著正向影响家庭课外辅导费发生的概率和其支出水平的大小：家庭的旅游支出能够体现出一个家庭的生活水平和生活质量，而这些将会增加课外辅导费用支出；母亲的收入和受教育年限越高，通常意味着该女性所掌握的资源也就越高，从理论上能够对女性在家庭中的地位产生影响；同样，希望孩子受教育程度越高，会更加看重家庭教育的投资；与我们生活经验相同，通常城镇户口的家庭对孩子课外辅导费用的投入会更大.家庭总房产价值对数，母亲户口类型对家庭课外辅导费用支出水平有着正向影响，家庭孩子数目以及家庭成员人数对课外辅导费用的支出水平有着负向影响，这也符合我们的常识.

表2 基准回归结果

续表

分学龄阶段来看，由于0到3岁期间课外辅导费用大多数为0，因此不参与讨论.如表3所示，女性家庭赋权程度对3到6岁和6到12岁阶段的孩子的课外辅导的参与度以及其支出水平大小有着显著的正向影响.从边际水平来看，对3到6岁阶段，女性家庭赋权程度每增加一个单位，课外辅导参加的概率将会增加1.59%，其支出水平将会增大5.17%；6到12岁阶段，也就是小学阶段,女性家庭赋权程度每增加一个单位，课外辅导发生的概率将会增加0.36%，课外辅导费用将会增加1.82%.可以看出，女性家庭赋权程度对3到6岁阶段孩子的家庭课外辅导费用影响最大，验证了假说2.学前儿童处于人生的成长关键期，女性在家庭中的角色—作为家庭教育的主要承担者，对学前儿童身心健康发展影响深远.新时代无论是学校教育，还是家庭教育都面临新要求，女性的家庭赋权程度，所体现出的家庭地位的研究，有利于新时代家庭教育的科学发展，有利于儿童身心全面健康发展和社会和谐进步.

表3 分年龄阶段边际效应回归结果

续表

4 稳健性检验

已有研究标明，女性所拥有的资源会显著影响其在家庭中的地位[23-24].因此，本文构造相对资源指标，作为新的变量加入女性家庭赋权程度，构造女性家庭赋权总程度这一指标，来进行稳健性检验.相对资源指标包括：相对受教育年限、相对收入、相对户口.资源决定论认为夫妻各自拥有的资源决定了他们在家庭的权力地位通常，通常用以上指标来衡量相对资源的大小，其中，中国自古以来就有户籍制度，反映了很多社会性问题[8]，因此，本文中将相对户口纳入其中.(相对收入=母亲个人收入-父亲个人收入,相对受教育年限=女性受教育年限-男性受教育年限,相对户口=母亲户口-父亲户口，其中农业为1，非农为3).相对资源指标构造如表4所示.

表4 相对资源指标构造

将相对资源指标加入女性家庭赋权程度，构造女性家庭赋权总程度，来进行回归.如表5所示，女性家庭赋权总程度依旧显著正向影响家庭课外辅导费发生的概率和其支出水平的大小，分学龄阶段来看也是如此.再次验证了假说1和假说2.

表5 稳健性检验

5 内生性检验

考虑到可能会存在因反向因果、变量遗漏、数据失真等导致的内生性问题，导致实证检验的结果有待商榷，本文采用工具变量法来克服内生性.在工具变量的选取上，创新性选取女性对“母亲至少生一个儿子”这个问题的回答，1—5表示对其认同程度，1表示非常不同意该说法，5表示非常同意该说法.该问题能够反映出女性的价值观，当女性非常不认同该观点时，她的自我认同感可能较强，反映在家庭中就可能具有较大的决策权.因此，该变量与女性家庭赋权程度高度相关，并且并不会影响家庭课外辅导费用的支出，满足对工具变量选取的要求.同时，利用Huasman检验发现其作为工具变量具有可行性.将工具变量带入进行回归，由于篇幅限制，控制变量不再显示.如表6所示，第一阶段的F统计量的伴随概率P为0，且两个模型的Wald检验分别在1%和5%的水平上通过了显著性检验，并且可以看到“母亲至少生一个儿子”这一变量在1%显著水平下解释了女性家庭赋权程度(由于是反向指标，所以结果为负)，证实了所选变量并不是弱工具变量.从回归结果看，女性家庭赋权程度分别在1%和5%的水平上依旧对是否参加课外辅导的概率和平均课外辅导费用支出水平的大小依旧显著正向影响，又一次验证了本文假说1.

表6 内生性检验

6 结论与建议

6.1 结论

本文使用了 2014年CFPS 数据，从性别角度出发，分析女性家庭决策程度对课外辅导费用的影响，采用Logit模型和Tobit模型进行检验，并进行了相应的稳健性检验和内生性问题的处理.在衡量女性家庭决策程度上，采用直接指标，根据数据库中五个问题主要决策人来衡量，最终汇总成总的女性家庭决策强度.另外控制了家庭总收入、家庭总房产价值、旅游支出、父亲个人收入 、母亲个人收入、父亲受教育年限、母亲受教育年限、父亲年龄、母亲年龄、父亲户口类型、母亲户口类型、家庭成员人数、孩子数目、第一个孩子年龄、第一个孩子性别、希望孩子受教育程度、城乡分类等变量.综合理论分析以及实证计量分析，得到如下结论：

(1)从全样本来看，女性家庭赋权强度显著正向影响是否参加课外辅导的概率和家庭课外辅导费用支出水平的大小.女性赋权强度每增加一个单位，将增加0.67%课外辅导费用发生的概率和2.94%课外辅导费用支出大小.

(2)儿童年龄阶段来看，女性家庭赋权程度对3到6岁和6到12岁阶段孩子的课外辅导的参与度以及其支出水平大小有着显著的正向影响，其中对3到6岁儿童阶段影响力最大.该阶段，女性家庭赋权程度每增加一个单位，课外辅导参加的概率将会增加1.59%，其支出水平将会增大5.17%.

6.2 建议

从以上结论中，不难发现，女性在家庭中的“地位”越高，确实是会增大子女的课外教育支出.鉴于此，我们应该重新思考家庭中女性的赋权程度的影响，母亲对家庭背景因素的影响不应再被忽视或被视为次要因素，对于家庭教育乃至子女整个成长学习发展阶段，重视女性在家庭中的地位以及议价能力，对于培养德智体美劳全面发展的社会主义建设者和接班人都具有重要的参考意义.为此，提出以下几点建议：

(1)女性应该积极探索获取资源的途径，提高自我意识，自我效能感，塑造自强、自信、自立的角色.除家庭角色外，女性也是一个独立的个体，

(2)要加深家庭成员的意识察觉，尤其是男性成员，要树立男女平等的价值观，深度参与家庭的家务以及抚养育儿的义务，矫正家庭内部因性别等产生的分工不平等.

(3)应该最大限度地提高母亲从源头的影响力，即消除整个社会中的性别歧视，建立全国统一的性别公正和公平制度，将家庭视角和性别意识纳入公共政策的决策主流，制定促进男女平等的相关政策和法律法规，确定女性能够平等的接受教育，享受相关资源，获得福利等.这样子女所接受的教育以及教育理念将是正确且明智的，整个社会将进入良性循环.