誰在學(xué)業(yè)競賽中領(lǐng)先？
——學(xué)業(yè)成績的性別差異研究

孫志軍，彭順緒，王　駿，原　瑩

(北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院/首都教育經(jīng)濟(jì)研究院，北京 100875)

誰在學(xué)業(yè)競賽中領(lǐng)先？

——學(xué)業(yè)成績的性別差異研究

孫志軍，彭順緒，王駿，原瑩

(北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院/首都教育經(jīng)濟(jì)研究院，北京 100875)

[摘要]人力資本理論認(rèn)為，教育中的性別差異會影響到未來勞動力市場上的表現(xiàn)和工資的差異。近來，女孩在學(xué)校中的學(xué)業(yè)表現(xiàn)好于男孩越來越成為人們關(guān)注的一個(gè)現(xiàn)象。有兩個(gè)問題值得深入探討：其一，除去平均意義上之外，在成績分布上的性別差異表現(xiàn)出什么特征？其二，學(xué)校因素、尤其是學(xué)校按能力的分層對性別差異的影響程度有多大？文章使用一個(gè)地級市三屆全部普通高中的學(xué)生數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法和增值模型，對此進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在平均意義上，男生在高中理科成績上的絕對值低于女生，而增值遠(yuǎn)高于女生，而女生在高中文科成績的絕對值和增值上均具有絕對優(yōu)勢。第二，隨著分位點(diǎn)的提高，對高中理科成績而言，男生在學(xué)業(yè)成績絕對值和增值上實(shí)現(xiàn)了對女生的趕超，而男生的高中文科成績卻在各個(gè)分位點(diǎn)均落后于女生。第三，家庭背景特征無法解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異，但學(xué)校因素能夠在一定程度上解釋這種差異。高中理科成績絕對值的性別差異主要由學(xué)校間的差異解釋，而增值的差異主要由學(xué)校內(nèi)部的差異解釋，但學(xué)校間的差異未能解釋高中文科成績絕對值和增值的性別差異。第四，學(xué)校分層對學(xué)業(yè)成績增值的性別差異有顯著影響。男生在學(xué)業(yè)成績增值上的優(yōu)勢在重點(diǎn)高中更為顯著。學(xué)校間的質(zhì)量差異越大，學(xué)業(yè)成績增值的性別差異在學(xué)校間的差別對學(xué)生學(xué)業(yè)水平的變動就越敏感。上述研究結(jié)果對于理解學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異提供了一些更深入的認(rèn)識，同時(shí)，改革學(xué)校教育的評價(jià)方式和資源配置模式，研究優(yōu)質(zhì)教育資源對不同性別群體成績的作用機(jī)制，對于促進(jìn)性別學(xué)業(yè)成績從而人力資本積累的合理發(fā)展具有重要意義。

[關(guān)鍵詞]學(xué)業(yè)成績；性別差異；分位數(shù)回歸；增值模型；學(xué)校分層

一、引言

中國教育體系的一個(gè)重要特征是基于學(xué)業(yè)成績的選拔性。那些在學(xué)業(yè)競賽中領(lǐng)先的學(xué)生，既會更有可能進(jìn)入更高一級的學(xué)校，也會在未來勞動力市場上獲得更好的就業(yè)機(jī)會和更高的收入。對于不同性別的學(xué)生來說，同樣如此。教育中的性別差異也是性別研究中的一個(gè)重要話題。以往，不論是從現(xiàn)實(shí)還是研究來看，人們關(guān)注的是女性在教育機(jī)會、受教育年限、學(xué)業(yè)表現(xiàn)等方面不如男性。然而，近10年來這一狀況在中國發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，這尤其體現(xiàn)在學(xué)業(yè)成績上：男孩的平均學(xué)業(yè)表現(xiàn)落后于女孩。有學(xué)者把這種現(xiàn)象稱為“男孩危機(jī)”，并發(fā)出了“拯救男孩”的呼聲(李文道、孫云曉，2009，2012；孫云曉等，2010)，他們的研究認(rèn)為，男孩在學(xué)業(yè)等方面的在校表現(xiàn)落后于女孩，已從中小學(xué)逐漸延伸到大學(xué)。最近，中國校友會的一份《2015年中國高考狀元調(diào)查報(bào)告》也顯示，2000—2014年中國各地區(qū)省級高考狀元中，“女漢子”壓倒了“須眉男”，高考男女狀元比例嚴(yán)重失調(diào)，陰盛陽衰愈演愈烈①詳見：《中國高考狀元陰盛陽衰，拯救男狀元迫在眉睫》，載于中國校友網(wǎng)，網(wǎng)址為http://www.cuaa.net/cur/2015/2015gkzydc/02。。一方面，在校期間學(xué)業(yè)表現(xiàn)性別差異的這一特征會影響到最終的受教育程度。比如，根據(jù)2010年第六次全國人口普查數(shù)據(jù)計(jì)算，15-19歲年齡組(大約1991—1995年出生組)中，就全國平均來看，女性中受教育程度在高中以上的比例比男性高2.2%，城市和鎮(zhèn)的分別高出3.4%和2.7%，即便是在鄉(xiāng)村也要高出0.4%*以上數(shù)據(jù)均由作者根據(jù)第六次全國人口普查數(shù)據(jù)計(jì)算所得。。另一方面，男女學(xué)業(yè)表現(xiàn)上的差異可能會影響到諸如工資、就業(yè)等未來勞動力市場上的表現(xiàn)(Christie and Shannon，2001；Bedard and Ferrall，2003；Chen，2004；Rose，2006)?；趯W(xué)業(yè)成績上性別差異的這一新變化及其影響，本文將利用普通高中學(xué)生的數(shù)據(jù)重點(diǎn)討論兩個(gè)問題：其一，除去平均意義上的這一差異外，在成績分布上的性別差異狀況表現(xiàn)出什么特征？我們既關(guān)注成績絕對值的差異，還將考察學(xué)校對學(xué)生進(jìn)步程度(增值)影響上的分布差異。其二，學(xué)校因素對學(xué)生學(xué)業(yè)成績性別差異的影響程度有多大？我們將會把這種影響區(qū)分為學(xué)校間和學(xué)校內(nèi)。此外，因?yàn)槲覈钠胀ǜ咧芯哂忻黠@的分層特征，本文也將對這種分層的影響進(jìn)行分析。

國際上已有許多關(guān)于學(xué)業(yè)成績性別差異的研究。一些研究的結(jié)果顯示，男生在數(shù)學(xué)成績上好于女生，但在閱讀或語言成績上則比女生差。Machin和Pekkarinen(2008)利用2003年國際學(xué)生評估項(xiàng)目(Program International Student Assessment，簡稱PISA)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，男生的平均閱讀成績低于女生，且低分位點(diǎn)的性別差異大于高分位點(diǎn)，而男生的平均數(shù)學(xué)成績高于女生，且高分位點(diǎn)的性別差異大于低分位點(diǎn)。男生閱讀成績和數(shù)學(xué)成績的方差均大于女生，且這種性別差異與學(xué)業(yè)表現(xiàn)正相關(guān)。他們還發(fā)現(xiàn)，OECD國家閱讀成績的性別差異大于非OECD國家，但OECD國家閱讀成績的性別差異與非OECD國家沒有顯著差異。基于美國數(shù)學(xué)競賽(American Mathematics Competitions，簡稱AMC)數(shù)據(jù)和美國學(xué)術(shù)能力評估測試(Scholastic Assessment Test，簡稱SAT)數(shù)據(jù)，Ellison和Swanson(2010)發(fā)現(xiàn)，數(shù)學(xué)成績的性別差異在成績分布的頂端有所擴(kuò)大，但女孩在閱讀和語言方面的優(yōu)勢在整個(gè)分布上得以保持。Dickerson等(2015)基于19個(gè)非洲國家的數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)男生的數(shù)學(xué)成績顯著高于女生。但是也有針對美國的研究認(rèn)為男生在總體上已落后于女生。如Fortin等(2013)使用1976—2009年美國“監(jiān)測未來”項(xiàng)目(Monitoring the Future，簡稱MTF)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)從20世紀(jì)80年代到20世紀(jì)末，高中女生的學(xué)業(yè)成績等級已經(jīng)從B等進(jìn)步為A等，但男生依然滯留在B等，落后于女生。

在對影響學(xué)業(yè)成績性別差異的因素的研究中，Guiso等(2008)利用2003年P(guān)ISA數(shù)據(jù)探討了文化因素與學(xué)業(yè)表現(xiàn)性別差異的關(guān)系。他們的研究結(jié)果表明，性別不平等程度*性別不平等程度使用性別差距指數(shù)(Gender Gap Index，簡稱GGI)、文化態(tài)度指數(shù)(Cultural Attitude Index)、女性參與經(jīng)濟(jì)活動的比例以及政治參與指數(shù)(Political Empowerment Index，簡稱PEI)來衡量，這些指標(biāo)均由世界經(jīng)濟(jì)論壇(World Economic Forum)提出。具體可參見Hausmann，R.，Tyson，L.D.，& Zahidi，S.,2007，The Global Gender Gap 2007.Davos，Switzerland：World Economic Forum。和數(shù)學(xué)成績的性別差異正相關(guān)，這個(gè)結(jié)論不僅在平均意義上成立，也在成績分布的兩尾成立。但Fryer和Levitt(2010)利用2003年國際數(shù)學(xué)和科學(xué)評測趨勢研究(The Trends in International Mathematics and Science Study，簡稱TIMSS)數(shù)據(jù)則沒有發(fā)現(xiàn)這種相關(guān)性。其中的原因是，TIMMS數(shù)據(jù)包括許多穆斯林國家，這些國家存在嚴(yán)重的性別隔離，男女分校使得學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異并不存在。類似地，基于2006年和2009年的PISA數(shù)據(jù)，Bharadwaj等(2012)針對其中的中低收入國家的研究發(fā)現(xiàn)，文化傳統(tǒng)和習(xí)俗不能解釋數(shù)學(xué)成績的性別差異。此外，他們還使用智利數(shù)據(jù)運(yùn)用分位數(shù)回歸模型，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)成績的性別差異隨著分位點(diǎn)的提高而增大，但家庭背景和學(xué)校固定效應(yīng)均無法解釋數(shù)學(xué)成績的性別差異。在一篇針對美國以及OECD國家的研究綜述中，Bedard和Cho(2010)發(fā)現(xiàn)，不同的教育制度、經(jīng)濟(jì)狀況和文化因素可能在解釋學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異中扮演了重要角色。

針對中國學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)性別差異的研究除去本文前面提到的外，還有少量的實(shí)證研究。比如Lai(2010)基于對北京市東城區(qū)普通初中1999屆學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在初中階段，雖然男生在數(shù)學(xué)和科學(xué)上逐漸追趕女生，女生的領(lǐng)先優(yōu)勢隨學(xué)業(yè)進(jìn)展不斷縮小，但在各分位點(diǎn)上，女生各科目的考試成績和中考成績均高于男生。除此之外，她還發(fā)現(xiàn)學(xué)生的初始學(xué)業(yè)表現(xiàn)是惟一能夠顯著解釋性別學(xué)業(yè)成績差異的因素，不可觀測的因素在很大程度上解釋了男女學(xué)業(yè)成績的差異。王進(jìn)和陳曉思(2013)利用廣州市7所初中的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了班級環(huán)境與學(xué)生學(xué)業(yè)成績性別差異的關(guān)系。結(jié)果表明，男生學(xué)業(yè)成績落后于女生的現(xiàn)象存在于學(xué)習(xí)環(huán)境較差的學(xué)校，因?yàn)槟猩谳^差的學(xué)校中，容易受到同伴的影響而形成反學(xué)校的認(rèn)知、態(tài)度和行為，而女生則較少受到這種影響。

不同于上述研究，本文的主要特點(diǎn)和貢獻(xiàn)是，首先，我們的數(shù)據(jù)來自一個(gè)地級市普通高中連續(xù)三年的全部學(xué)生的行政測試數(shù)據(jù)，既有高中畢業(yè)時(shí)統(tǒng)一會考成績，也有進(jìn)入高中時(shí)的中考成績。這樣權(quán)威的數(shù)據(jù)在以往研究中是不多見的。其次，我們重點(diǎn)考察的是原始成績分布以及學(xué)校對增值影響的性別差異。再次，由于含有中考數(shù)據(jù)，可以讓我們控制學(xué)生初始能力的差異，從而更為精確地分析學(xué)校、家庭等因素對學(xué)業(yè)成績性別差異的影響。最后，我們還利用了中國普通高中學(xué)校分層的特點(diǎn)，考察了把不同能力的學(xué)生進(jìn)行的分層對學(xué)業(yè)成績性別差異的影響，這樣，更能充分理解其中的政策含義。本文以下部分首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行了介紹和根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果給出學(xué)業(yè)成績性別差異的幾點(diǎn)事實(shí)，然后說明了分析模型、估計(jì)方法和主要變量，接下來是對結(jié)果的分析，并討論了學(xué)校分層的影響，最后對全文進(jìn)行了總結(jié)。

二、數(shù)據(jù)介紹和學(xué)業(yè)成績性別差異的幾點(diǎn)事實(shí)

本研究以J市普通高中為例來探討學(xué)業(yè)成績的性別差異。J市在所轄6個(gè)區(qū)縣設(shè)有32所普通高中，其中公立高中21所，民辦高中11所。使用的樣本涵蓋J市所有普通高中2008—2010屆的全部學(xué)生。剔除樣本中的異常值和缺失值后，最終得到的有效樣本數(shù)為47878個(gè)。我們用高中會考成績來衡量學(xué)生的高中學(xué)業(yè)成績。高中會考是省級教育行政部門統(tǒng)一組織命題的考試，是測量評價(jià)學(xué)生學(xué)業(yè)水平和學(xué)校教學(xué)質(zhì)量的重要手段，具有相當(dāng)?shù)臋?quán)威性。與高考分文理科考試不一樣，它要求所有考生都要參加全部科目的考試。我們獲得的學(xué)生高中會考科目包括物理、化學(xué)、生物、歷史、地理、政治和通用技術(shù)七個(gè)，各科均為100分。同時(shí)，我們還收集到了所有學(xué)生的中考成績，為我們研究學(xué)生學(xué)業(yè)成績進(jìn)步程度(Value-added，也就是“增值”)的性別差異提供了重要的控制變量。有些遺憾的是，該數(shù)據(jù)中缺失學(xué)生的數(shù)學(xué)和語文成績。但是根據(jù)文理分科的特點(diǎn)，我們可以定義高中理科成績和文科成績。其中，高中理科成績指高中會考物理、化學(xué)和生物三科成績的平均分，高中文科成績指高中會考?xì)v史、政治和地理三科成績的平均分。

2008—2010屆分性別的高中文理科成績的平均值及其在各整數(shù)分位點(diǎn)上的絕對值見表1。從中可以發(fā)現(xiàn)，就平均值來看，男生在高中理科成績和文科成績上均落后于女生(除2010屆高中理科成績外)，這與大量已有研究觀察到的事實(shí)基本一致，這一現(xiàn)象在中國被廣泛稱作“陰盛陽衰”和“男孩危機(jī)”(李文道和孫云曉，2012；王進(jìn)和陳曉思，2013)。

表12008—2010屆高中文理科成績的性別差異

以上只是平均值上的差異，那么在成績分布上是什么樣的特征？為此我們計(jì)算了每個(gè)整數(shù)分位點(diǎn)上文理科成績的性別差異，如圖1所示。

首先，2008—2010屆這三屆學(xué)生高中理科成績在各分位點(diǎn)上的性別差異以及這種差異隨分位點(diǎn)變動的趨勢基本相同，高中文科成績的性別差異及其變化亦表現(xiàn)出相同的趨勢。其次，對于高中理科成績而言，男生在60分位點(diǎn)后實(shí)現(xiàn)對女生的反超，而對于高中文科成績而言，在所有分位點(diǎn)上，男生成績與女生成績的差值始終在0以下。這表明，對于成績水平較高的學(xué)生來說，男生的高中理科成績反而比女生更高，但男生的高中文科成績始終低于女生。最后，從性別差異隨分位點(diǎn)變動的趨勢來看，隨著分位點(diǎn)的提高，高中文理科成績的性別差異趨勢線均呈上升，但在高分位點(diǎn)出現(xiàn)了下降。這表明，學(xué)生的成績水平越高，男生落后于女生的程度越小，但當(dāng)學(xué)生的成績水平達(dá)到一定高度時(shí)，女生優(yōu)勢(劣勢)得以擴(kuò)大(縮小)。

此外，圖2還分性別展示了高中文理科成績的分布*2008屆和2009屆的結(jié)果與2010屆結(jié)果類似，由于篇幅所限，未展示該結(jié)果，如需要可向作者索取。。男生和女生的成績分布分別位于圖形的右側(cè)和左側(cè)。虛線自下而上分別表示女生成績和男生成績在10、25、50、75、90分位點(diǎn)的連線，實(shí)線表示女生和男生平均成績點(diǎn)的連線?？梢园l(fā)現(xiàn)：對于高中理科成績，高分位點(diǎn)的連線斜率為正，低分位點(diǎn)的連線斜率為負(fù)，而對于高中文科成績，所有分位點(diǎn)的連線斜率均為負(fù)。這表明，對處于成績高分位點(diǎn)的學(xué)生而言，男生的高中理科成績要比女生高，而對于處于成績低分位點(diǎn)的學(xué)生而言，男生的高中理科成績要遠(yuǎn)低于女生，但女生的高中文科成績比男生高對于處于任意成績分位點(diǎn)的學(xué)生均成立。

這里，我們還有一個(gè)有趣的發(fā)現(xiàn)。無論是男生還是女生，高中文科成績的分布非常接近于正態(tài)分布，但高中理科成績的分布則為明顯的偏態(tài)分布。對于女生而言，高中理科成績的分布呈現(xiàn)單峰偏斜的形態(tài)，而對于男生而言，呈現(xiàn)出雙峰的形態(tài)。這種成績分布的性別差異也吸引著我們?nèi)ジ鼮榧?xì)致地探討在不同分位點(diǎn)上學(xué)業(yè)成績的性別差異，以及影響和調(diào)節(jié)這種差異的關(guān)鍵因素。

三、模型、估計(jì)方法和變量

通過以上簡單的幾條事實(shí)，我們可以發(fā)現(xiàn)，從成績的絕對水平上看，男生在高分位點(diǎn)上，高中理科成績比女生高；而高中文科成績在各分位點(diǎn)上都低于女生。為了更深入地研究觀察到的事實(shí)，本文提出要研究的幾個(gè)問題：第一，男女生的高中文理科成績的絕對差異到底有多大？這種差異會不會受到諸如個(gè)體、家庭和學(xué)校層面因素的影響？第二，男女生的高中文理科成績的進(jìn)步程度差異有多大？以及影響這種差異的因素是什么？第三，從我國教育體制上看，不同學(xué)校分層是否對性別成績的進(jìn)步程度產(chǎn)生影響，影響有多大？為了回答以上這些問題，本文基于實(shí)證分析的基本方法構(gòu)建了以下相關(guān)的模型。

(一)模型

本研究關(guān)注學(xué)業(yè)成績的性別差異，即性別變量對學(xué)業(yè)成績的影響。由于學(xué)生的性別在出生時(shí)就確定下來，一般情況下，家庭和學(xué)校在后期無法干預(yù)，因此模型不存在由內(nèi)生性問題帶來的選擇偏差。故學(xué)業(yè)成績的性別差異可由模型一估計(jì)得到。

yist=α+β·Maleist+μt+εist

式(1)

其中，yist表示學(xué)校s屆t學(xué)生i的學(xué)業(yè)成績，Maleist是性別虛擬變量，α為常數(shù)項(xiàng)，μt為屆別的虛擬變量，εist表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。系數(shù)β衡量的就是學(xué)業(yè)成績的性別差異，這里的差異指的是不同性別學(xué)生學(xué)業(yè)成績的絕對差異。因?yàn)槟Ｐ鸵恢袥]有加入任何控制變量，我們在模型一的基礎(chǔ)上，通過加入家庭背景變量得到模型二，如式(2)所示。

yist=α+β·Maleist+γ·Iist+ω·Fist+μt+εist

式(2)

其中，Iist表示學(xué)生i除性別外的其他個(gè)體特征，F(xiàn)ist表示學(xué)生i的家庭背景特征，此時(shí)系數(shù)β衡量的就是個(gè)體特征和家庭背景相似的學(xué)生學(xué)業(yè)成績的性別差異，即將由個(gè)體特征和家庭背景導(dǎo)致的學(xué)業(yè)成績的性別差異剔除。在模型二的基礎(chǔ)上，通過加入學(xué)校固定效應(yīng)得到模型三，如式(3)所示。

yist=α+β·Maleist+γ·Iist+ω·Fist+δ·Ss+μt+εist

式(3)

其中，Ss表示學(xué)校固定效應(yīng)項(xiàng)。由于并未控制學(xué)校固定效應(yīng)，因此模型二中的β衡量的學(xué)業(yè)成績的性別差異不僅包括學(xué)校內(nèi)部學(xué)生的性別成績差異，還包括學(xué)校間的性別成績差異。而模型三中β通過加入學(xué)校固定效應(yīng)的方式衡量出了學(xué)校內(nèi)部學(xué)生的性別成績差異，并對分析學(xué)校因素對學(xué)業(yè)成績性別差異的影響提供了依據(jù)。

以上三個(gè)模型均沒有控制學(xué)生的初始成績，也沒有考慮學(xué)生的學(xué)習(xí)基礎(chǔ)和學(xué)習(xí)能力，因此，上述三個(gè)模型的β衡量的均為不同性別學(xué)生學(xué)業(yè)成績的絕對差異。而在教育生產(chǎn)函數(shù)的研究中，研究者更為關(guān)注各種教育投入對學(xué)生學(xué)習(xí)成績進(jìn)步程度的影響，故我們使用增值模型(Value-Added Model)進(jìn)一步探討學(xué)業(yè)成績增值的性別差異，如式(4)所示。

yist=α+β·Maleist+γ·Iist+ω·Fist+σ·Aist+μt+εist

式(4)

其中，Aist表示學(xué)生i高中前的學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)基礎(chǔ)。模型四通過在模型二的基礎(chǔ)上增加Aist這一變量，將高中前學(xué)業(yè)成績的性別差異從β中剝離出來，從而得到學(xué)習(xí)成績增值的性別差異。模型五是本研究的最終模型，它在模型四的基礎(chǔ)上加入學(xué)校固定效應(yīng)，就能夠識別出學(xué)校內(nèi)部學(xué)習(xí)成績增值的性別差異，從而有助于得到學(xué)校因素對學(xué)業(yè)成績增值性別差異的影響，如式(5)所示。

yist=α+β·Maleist+γ·Iist+ω·Fist+σ·Aist+δ·Ss+μt+εist

式(5)

(二)估計(jì)方法

我們首先采用OLS估計(jì)方法估計(jì)模型一至模型五，如式(1)至式(5)所示。OLS估計(jì)得到的是不同性別學(xué)業(yè)成績上平均值的差異，并不能幫助我們考察成績分布上的差異，同時(shí)使用該方法可能還存在估計(jì)上一些問題。如前文所述，學(xué)生的成績分布并非呈現(xiàn)正態(tài)分布的特征，而是有偏斜的，在這種情況下使用OLS估計(jì)方法很難得到有效的估計(jì)結(jié)果，其估計(jì)結(jié)果也無法反映數(shù)據(jù)的全貌。此外，在大型混合橫截面數(shù)據(jù)下，OLS估計(jì)量大多受制于異方差的困擾。再者，OLS估計(jì)方法只能在均值水平上反映解釋變量對被解釋變量的影響。為此，我們采用了Koenker和Bassrtt(1978)提出的分位數(shù)回歸估計(jì)方法。分位數(shù)回歸能夠在不受異方差和被解釋變量分布偏斜困擾的同時(shí)，把解釋變量對被解釋變量的影響在后者的整個(gè)分布上顯示出來。此外，分位數(shù)回歸中還可以觀測到學(xué)生不可觀測的異質(zhì)性，這對于理解學(xué)生成績的性別差異是至關(guān)重要的。具體地，在解釋變量Xist(包括Maleist、Iist、Fist、Aist和Ss)和θ∈(0,1)給定的情況下，Qθ(yist|Xist)表示第t屆學(xué)生i成績的θ分位數(shù)。設(shè)：

式(6)

其中，β(θ)是Xist對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)向量。yist的分位數(shù)回歸是尋求其在θ分位數(shù)下的絕對離差和最小，即：

式(7)

其中，ρθ(μ)為檢查函數(shù)(Check function)，μ為反映檢查函數(shù)的參數(shù)，可理解為回歸殘差。為簡單起見，在具體估計(jì)過程中假設(shè)μ=1，則對于任何一個(gè)θ分位數(shù)回歸而言，β(θ)可以表示成：

式(8)

(三)變量

本研究的被解釋變量為高中會考文理科成績，其分布特征和描述統(tǒng)計(jì)在第二部分已被詳細(xì)介紹，這里不再贅述。本研究的解釋變量包括性別變量Maleist、除性別外的其他個(gè)體特征Iist、家庭背景特征Fist、高中前的學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)基礎(chǔ)Aist以及學(xué)校固定效應(yīng)項(xiàng)Ss。性別變量Maleist為虛擬變量，取值1為男生。Iist包括個(gè)體的年齡和民族，年齡用高中入學(xué)年齡衡量，民族為虛擬變量，取值1為少數(shù)民族。Fist包括父母的政治面貌和職業(yè)。父母的政治面貌為虛擬變量，取值為1表示父母雙方至少有一方是中共黨員或民主黨派人士。父母的職業(yè)也為虛擬變量，取值為1表示父母雙方至少有一方務(wù)農(nóng)。參考Lai(2010)*Lai(2000)在模型中加入了學(xué)生所在小學(xué)的虛擬變量以及小學(xué)和初始成績的交互項(xiàng)。的做法，Aist包括學(xué)生的中考成績、學(xué)生就讀初中所在區(qū)縣以及二者的交互項(xiàng)，中考成績用分屆標(biāo)準(zhǔn)化后的標(biāo)準(zhǔn)分來衡量。

控制變量的描述統(tǒng)計(jì)如表2和表3所示。表2分屆分性別報(bào)告了中考成績的平均值以及在10、25、50、75和90分位點(diǎn)處的值。從平均值來看，女生的中考平均成績顯著高于男生。從分位點(diǎn)處的值來看，隨著分位點(diǎn)的上升，男生與女生的中考成績差距不斷縮小。這與高中文理科成績的分布特征具有很高的相似性。因此，將以中考成績表征的高中前學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)基礎(chǔ)的性別差異從高中文理科成績的性別差異中分離出來，即使用增值模型分析高中成績的性別差異變得十分重要。如表3，男生的高中入學(xué)年齡略高于女生，女生父母至少一方是中共黨員或民主黨派的比重略高于男生，父母至少一方務(wù)農(nóng)的比重略低于男生，因此，女生的家庭背景優(yōu)于男生。女生上重點(diǎn)高中的比重略高于男生兩個(gè)百分點(diǎn)左右。學(xué)生就讀初中所在區(qū)縣的分布特征在這三年內(nèi)并未發(fā)生顯著變化，區(qū)縣1、區(qū)縣2和區(qū)縣4成為J市普通高中學(xué)生集中分布的區(qū)縣。

表2中考成績的描述統(tǒng)計(jì)

表3控制變量的描述統(tǒng)計(jì)

四、學(xué)業(yè)成績性別差異的估計(jì)結(jié)果

運(yùn)用第三部分所構(gòu)建的五個(gè)基本模型，我們分別估計(jì)了高中理科成績和高中文科成績的性別差異，具體估計(jì)結(jié)果見表4。

(一)平均差異的估計(jì)結(jié)果

我們首先關(guān)注平均水平上的學(xué)業(yè)成績的性別差異，如表4第(1)―(5)列所示。在只控制屆別的情況下，男生的高中理科成績比女生要低0.03個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，控制其他個(gè)體特征和家庭背景特征后，這一估計(jì)系數(shù)略微有所減小，這說明學(xué)生的家庭背景幾乎不能解釋高中理科成績的性別差異。加入學(xué)校固定效應(yīng)后，估計(jì)系數(shù)為正。這說明，學(xué)校間的差異能夠在很大程度上解釋高中理科成績的性別差異，換言之，高中理科成績的性別差異主要體現(xiàn)在學(xué)校間的差異而非學(xué)校內(nèi)部的差異。在控制學(xué)生的中考成績和就讀初中所在區(qū)縣后，男生高中理科成績的增值比女生高出了0.165個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。進(jìn)一步控制學(xué)校固定效應(yīng)后，估計(jì)系數(shù)下降至0.150，這說明，高中理科成績增值的性別差異主要體現(xiàn)為學(xué)校內(nèi)部的差異而非學(xué)校間的差異，也就是說，相比于女生，學(xué)校更能促進(jìn)男生在高中理科成績上的進(jìn)步。我們發(fā)現(xiàn)，對高中理科成績而言，男女生學(xué)業(yè)成績的絕對差異與學(xué)業(yè)成績增值的性別差異恰好相反。

表4的第(6)-(10)列報(bào)告了高中文科成績的估計(jì)結(jié)果。相比于男生，女生在高中文科成績上則表現(xiàn)出絕對的優(yōu)勢。在控制個(gè)體特征和家庭背景特征后，女生的高中文科成績比男生高0.256個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，其成績增值比男生高0.073個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。在控制學(xué)校固定效應(yīng)后，這兩個(gè)估計(jì)系數(shù)分別變?yōu)?0.192和-0.078。這說明，對高中文科成績而言，學(xué)校間和學(xué)校內(nèi)部的差異均為男女生學(xué)業(yè)成績絕對差異的重要來源，而與高中理科成績類似，高中文科成績增值的性別差異主要體現(xiàn)為學(xué)校內(nèi)部的差異而非學(xué)校間的差異，即是說，相比于男生，學(xué)校更能促進(jìn)女生在高中文科成績上的進(jìn)步。

表4估計(jì)結(jié)果

注：(1)括號內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；(2)*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下統(tǒng)計(jì)顯著。

(二)分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

表4還報(bào)告了高中文理科成績在10、25、50、75和90分位點(diǎn)上的分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，無論是高中理科成績還是高中文科成績，隨著分位點(diǎn)的提高，性別變量的估計(jì)系數(shù)都在變大，這說明男生在學(xué)業(yè)成績絕對值和增值上的優(yōu)勢隨著分位點(diǎn)的提高愈發(fā)明顯。對高中理科成績而言，那些學(xué)業(yè)水平較低(10分位點(diǎn))的男生比女生要低0.115個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，其成績增值與女生已經(jīng)沒有顯著差異，但中等學(xué)業(yè)水平(50分位點(diǎn))的男生的高中理科成績比女生顯著高0.035個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，且學(xué)業(yè)成績的增值比女生要高0.222個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，而學(xué)業(yè)水平較高(90分位點(diǎn))的男生的高中理科成績絕對值和增值分別比女生高0.157和0.170個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。對于高中文科成績而言，雖然在各個(gè)分位點(diǎn)上，女生的學(xué)業(yè)成績依然領(lǐng)先于男生，但隨著分位點(diǎn)的提高，女生在學(xué)業(yè)成績絕對值和增值上的領(lǐng)先優(yōu)勢在不斷縮小。對學(xué)業(yè)水平較低(10分位點(diǎn))的男生來說，其學(xué)業(yè)成績的絕對值和增值分別高0.292和0.155個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，但對中等學(xué)業(yè)水平的男生來說，落后于女生的劣勢已被縮小為0.181和0.079個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，而對于學(xué)業(yè)水平較高(90分位點(diǎn))的男生來說，其學(xué)業(yè)成績的絕對值僅比女生低0.080個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分，學(xué)業(yè)成績的增值已與女生無顯著差異。

圖3展示了高中理科成績和高中文科成績各個(gè)模型中性別的估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)變化的變動趨勢。首先，無論是對高中文科成績還是高中理科成績，模型一和模型二的估計(jì)系數(shù)在各分位點(diǎn)處幾乎沒有顯著差異。這說明家庭背景特征幾乎不能解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異。這與Machin和McNally(2005)、Bharadwaj等(2012)的研究結(jié)果一致。其次，我們特別關(guān)注學(xué)業(yè)成績絕對值和增值隨分位點(diǎn)變化的變動趨勢。僅從模型二的估計(jì)系數(shù)來看，高中文理科成績絕對值的性別差異隨分位點(diǎn)變化的變動趨勢極為不同。對高中文科成績而言，性別的估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)的提高不斷增大，且在低分位點(diǎn)處增加最快，這說明，隨著學(xué)業(yè)水平的提高，男生正逐步縮小同女生在高中文科成績上的差距，且這種現(xiàn)象在學(xué)業(yè)水平較低的學(xué)生上表現(xiàn)得更為明顯。而對高中理科成績而言，性別的估計(jì)系數(shù)的變化具有明顯的階段特征，低于40分位點(diǎn)幾乎保持不變，在40―80分位點(diǎn)間迅速增加，高于80分位點(diǎn)減小，這說明，對學(xué)業(yè)水平較低的學(xué)生來說，男女生高中理科成績的絕對差異相對穩(wěn)定，而對學(xué)業(yè)水平處于中上等的學(xué)生來說，隨著學(xué)業(yè)成績水平的提高，男生依然表現(xiàn)出強(qiáng)烈的趕超女生的態(tài)勢，但對位于學(xué)業(yè)成績分布頂端的學(xué)生來說，男生在高中理科成績上表現(xiàn)出的優(yōu)勢隨學(xué)業(yè)成績水平的提高而變小。從模型四的估計(jì)系數(shù)來看，無論是對高中理科成績還是高中文科成績，成績增值的性別差異隨分位點(diǎn)變化的變動趨勢基本一致，且對學(xué)業(yè)水平較低的學(xué)生來說，隨分位點(diǎn)提高而增加的趨勢更為明顯。

學(xué)校因素是解釋學(xué)業(yè)成績性別差異的重要因素。從學(xué)業(yè)成績絕對值來看，無論是對高中理科成績還是高中文科成績，模型三中性別的估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)提高表現(xiàn)出較為平穩(wěn)的增長趨勢，這與模型二中性別的估計(jì)系數(shù)的變動趨勢差別很大。對高中理科成績而言，在學(xué)業(yè)成績的低分位點(diǎn)，模型三中性別的估計(jì)系數(shù)大于模型二，且二者相差很大，說明對學(xué)業(yè)水平處于中等偏下的學(xué)生來說，男女生學(xué)業(yè)成績的絕對差異能夠在很大程度上被學(xué)校間的差異所解釋，學(xué)校間的差異削弱了女生在學(xué)業(yè)成績絕對值上的領(lǐng)先優(yōu)勢。但隨著分位點(diǎn)的提高，模型三中性別的估計(jì)系數(shù)小于模型二，說明對學(xué)業(yè)水平處于中等偏上的學(xué)生來說，學(xué)校間的差異抑制了男生在學(xué)業(yè)成績絕對值上的優(yōu)勢。因此，整體而言，學(xué)校因素使得男女生學(xué)業(yè)成績的絕對差異隨分位點(diǎn)變化的變動趨勢更為平穩(wěn)。而對高中文科成績而言，模型三中性別的估計(jì)系數(shù)在各分位點(diǎn)上略微大于模型二，這說明學(xué)校間和學(xué)校內(nèi)部的差異共同影響著男女生學(xué)業(yè)成績的絕對差異，但學(xué)校間的差異確實(shí)能夠縮小各個(gè)學(xué)業(yè)成績水平上男女生在學(xué)業(yè)成績上的差異。

從學(xué)業(yè)成績增值來看，模型四與模型五中性別的估計(jì)系數(shù)的差異要比模型二和模型三中性別估計(jì)系數(shù)的差異小得多。對高中理科成績而言，學(xué)業(yè)成績增值的差異幾乎在各分位點(diǎn)上都不能被學(xué)校間的差異解釋，但在40-80分位點(diǎn)上，模型五中性別的估計(jì)系數(shù)略小于模型四，說明對中等學(xué)業(yè)水平的學(xué)生來說，學(xué)校間的差異能夠在一定程度上解釋學(xué)業(yè)成績增值的性別差異，且學(xué)校間的差異抑制了男生在學(xué)業(yè)成績增值上的優(yōu)勢。而對高中文科成績而言，模型四和模型五中性別的估計(jì)系數(shù)在各分位點(diǎn)上基本相同，說明學(xué)校間的差異幾乎不能解釋男女生學(xué)業(yè)成績增值的性別差異。也就是說，相對于男生，學(xué)校更能促進(jìn)中等學(xué)業(yè)水平的女生在高中理科成績上的進(jìn)步，而對促進(jìn)男女生在高中文科成績上的進(jìn)步上沒有表現(xiàn)出顯著差異。

(三)小結(jié)

如上文所述，在討論學(xué)業(yè)成績的性別差異時(shí)，需要區(qū)分學(xué)業(yè)成績的絕對差異和增值的差異。OLS估計(jì)結(jié)果表明，對高中理科成績而言，雖然男生學(xué)業(yè)成績絕對值低于女生，但其增值遠(yuǎn)高于女生，而對高中文科成績而言，女生在學(xué)業(yè)成績的絕對值和增值上都具有絕對優(yōu)勢，這與大部分國際研究的結(jié)果類似(Husain and Millimet，2009；Lai，2010；Cornwell等，2013)。分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果表明，對高中理科成績而言，隨著分位點(diǎn)的提高，男生在學(xué)業(yè)成績絕對值和增值上實(shí)現(xiàn)了對女生的趕超，但對高中文科成績而言，男生在學(xué)業(yè)成績的各個(gè)分位點(diǎn)上均未超越女生，但逐漸縮小了同女生的差距。

此外，我們還特別關(guān)注家庭背景特征和學(xué)校因素在解釋學(xué)業(yè)成績性別差異中的作用。我們發(fā)現(xiàn)，無論是學(xué)業(yè)成績絕對差異還是學(xué)業(yè)成績增值，家庭背景特征都無法解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異。學(xué)校因素對學(xué)業(yè)成績性別差異的影響如表5所示。對高中理科成績而言，學(xué)校內(nèi)部和學(xué)校間的差異都能在一定程度上解釋學(xué)業(yè)成績絕對值和增值的性別差異，但學(xué)業(yè)成績絕對差異主要由學(xué)校間的差異解釋，而學(xué)業(yè)成績增值的差異主要由學(xué)校內(nèi)部的差異解釋，學(xué)校間的差異僅影響中等水平學(xué)生的學(xué)業(yè)成績性別差異。而對于高中文科成績而言，學(xué)校間的差異未能解釋學(xué)業(yè)成績絕對值和增值的性別差異。這與Machin和McNally(2005)的研究結(jié)果并不完全一致*作者控制學(xué)校固定效應(yīng)后，發(fā)現(xiàn)學(xué)校間的差異并不能解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異。。

表5學(xué)校因素對學(xué)業(yè)成績性別差異的影響

注：(1)“√”和“×”分別表示是否能夠解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異；(2)“*”表示在學(xué)校內(nèi)部和學(xué)校間的差異均能解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異時(shí)，哪個(gè)部分的差異解釋程度更高。

五、學(xué)校分層與學(xué)業(yè)成績的性別差異

通過以上分析，我們發(fā)現(xiàn)，學(xué)校因素對解釋性別成績差異有重要影響。而在我國，基礎(chǔ)教育領(lǐng)域存在著嚴(yán)重的學(xué)校分層或教育分流現(xiàn)象(吳愈曉，2013)，不同層次的學(xué)校，資源獲得和辦學(xué)質(zhì)量存在巨大差異，這對于性別學(xué)業(yè)成績的差異將會產(chǎn)生何種影響呢？這就是本文接下來要集中討論的問題。

在普通高中，學(xué)校分層集中體現(xiàn)為重點(diǎn)高中制度。重點(diǎn)學(xué)校制度是我國特定歷史時(shí)期為發(fā)展基礎(chǔ)教育在教育資源配置上的一項(xiàng)特別的安排，已經(jīng)演變成一種制度化的、穩(wěn)定的教育模式。重點(diǎn)與非重點(diǎn)的學(xué)校分層并非指依據(jù)教育產(chǎn)出的質(zhì)量和水平進(jìn)行的分層，而是指資源占有方面的明顯差異(丁延慶和薛海平，2009)。重點(diǎn)高中可以獲得更多的教育經(jīng)費(fèi)、更為優(yōu)越的辦學(xué)條件和更為優(yōu)秀的教師資源(梁晨等，2013)。許多研究者探討諸如重點(diǎn)高中的“好學(xué)?！睂δ信鷮W(xué)業(yè)成績影響的異質(zhì)性。Jackson(2010)利用非連續(xù)回歸設(shè)計(jì)發(fā)現(xiàn)好學(xué)校對男生的增值要遠(yuǎn)小于女生。而王駿等利用多層線性模型發(fā)現(xiàn)，重點(diǎn)高中給男生帶來的學(xué)業(yè)成績增值顯著高于女生*參見王駿、彭順緒、原瑩：《學(xué)校資源投入、學(xué)生學(xué)業(yè)成就與教育公平》，中國教育經(jīng)濟(jì)學(xué)年會會議論文，2015。。因此，好學(xué)校對男女生學(xué)業(yè)成績的影響是不清晰的，且這些研究并沒有探討好學(xué)校在學(xué)業(yè)成績的不同分位點(diǎn)上對男女生成績的影響。

實(shí)踐中，由于重點(diǎn)高中制度僅涉及高中教育階段，故我們在這一部分僅探討重點(diǎn)高中制度與學(xué)業(yè)成績增值的性別差異之間的關(guān)系。根據(jù)《J市教育事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》，截至2008年，全市先后有六所普通高中通過了省級示范性高中(或稱省級重點(diǎn)高中)的評估驗(yàn)收，其中有三所學(xué)校為該市中考第一批次錄取(以下簡稱第一批次)普通高中，其余三所學(xué)校為該市中考第二批次錄取(以下簡稱第二批次)普通高中。在模型設(shè)定方面，我們在模型五的基礎(chǔ)上增加了性別與重點(diǎn)高中變量的交互項(xiàng)，其估計(jì)系數(shù)衡量的就是重點(diǎn)高中與一般高中學(xué)業(yè)成績增值性別差異的區(qū)別。部分估計(jì)結(jié)果如圖4所示。

我們發(fā)現(xiàn)，對高中理科成績而言，除低分位點(diǎn)外，性別的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，而對高中文科成績而言，僅在高分位點(diǎn)性別的估計(jì)系數(shù)才為正。這表明，男生的高中理科成績增值要高于女生，但對學(xué)業(yè)成績水平較低的學(xué)生來說，則低于女生；男生的高中文科成績增值要低于女生，但對學(xué)業(yè)成績水平較高的學(xué)生來說，則高于女生。同時(shí)，隨著分位點(diǎn)的提高，男生的領(lǐng)先優(yōu)勢逐漸擴(kuò)大。這與前文的估計(jì)結(jié)果基本一致。

從性別和重點(diǎn)高中的交互項(xiàng)來看,對高中理科成績而言，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)的提高先上升再下降，這說明，重點(diǎn)高中對學(xué)業(yè)成績增值的調(diào)節(jié)是非線性單調(diào)的，對學(xué)業(yè)水平處于中等偏下的學(xué)生來說，重點(diǎn)高中男生在學(xué)業(yè)成績增值上相對于女生的優(yōu)勢與一般高中的差別，隨著學(xué)業(yè)水平的提高而增大。但對學(xué)業(yè)水平處于中等偏上的學(xué)生來說，重點(diǎn)高中男生在學(xué)業(yè)成績增值上相對于女生的優(yōu)勢與一般高中的差別，隨著學(xué)業(yè)水平的提高而減小。換言之，對中等學(xué)業(yè)水平的學(xué)生而言，重點(diǎn)高中學(xué)業(yè)成績增值的性別差異與一般高中的差別最大，也就是說，重點(diǎn)高中相比于一般高中的優(yōu)勢體現(xiàn)在：相比于女生，重點(diǎn)高中更能促進(jìn)中等學(xué)業(yè)水平男生理科成績的進(jìn)步。

對于高中文科成績而言，估計(jì)系數(shù)在各分位點(diǎn)幾乎均為負(fù)，故女生在學(xué)業(yè)成績增值上的優(yōu)勢在重點(diǎn)高中更為顯著。整體來看，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)的提高而降低，這說明，重點(diǎn)高中女生在學(xué)業(yè)成績增值上相對于男生的優(yōu)勢與一般高中的差別，隨著學(xué)業(yè)水平的提高而增大。

為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們又在模型五的基礎(chǔ)上加入了性別與兩個(gè)批次錄取重點(diǎn)高中變量的交互項(xiàng)，以探討不同質(zhì)量的重點(diǎn)高中對男女生學(xué)業(yè)成績增值差異的調(diào)節(jié)作用。我們發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)變化的變動趨勢與圖4大致相同，表明我們的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，性別與第一批次重點(diǎn)高中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)隨分位點(diǎn)變化的變動比性別與第二批次重點(diǎn)高中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)更為劇烈，這表明，學(xué)校間的質(zhì)量差異越大，學(xué)業(yè)成績增值的性別差異在學(xué)校間的差別對學(xué)生學(xué)業(yè)水平的變動就越敏感。

六、研究結(jié)論與不足

勞動力市場上的性別工資差異，部分可能根源于人力資本積累的差異。個(gè)體在學(xué)校期間的學(xué)業(yè)表現(xiàn)與其未來在勞動力市場上的表現(xiàn)密切相關(guān)。而已有研究尤其是針對中國的研究往往聚焦于勞動力市場表現(xiàn)的性別差異，鮮有研究關(guān)注學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異。本文使用J市2008—2010屆普通高中學(xué)生層面數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸的估計(jì)方法，對男女生學(xué)業(yè)成績的絕對差異和學(xué)業(yè)成績增值的差異進(jìn)行了較為細(xì)致的討論。本研究的意義在于：一方面，它為研究中國人力資本積累的性別差異特別是學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異提供了一個(gè)新的證據(jù)；另一方面，它基于學(xué)生學(xué)業(yè)成績的分布特征，從絕對值和增值兩個(gè)視角，全面地展現(xiàn)了學(xué)業(yè)成績的性別差異，擴(kuò)展了該領(lǐng)域的研究。

本研究有如下發(fā)現(xiàn)：首先，從平均意義上講，男生在高中理科成績上的絕對值低于女生，但其增值遠(yuǎn)高于女生，而女生在高中文科成績的絕對值和增值上均具有絕對優(yōu)勢。其次，隨著分位點(diǎn)的提高，對高中理科成績而言，男生在學(xué)業(yè)成績絕對值和增值上實(shí)現(xiàn)了對女生的趕超，而男生的高中文科成績的絕對值和增值卻在各個(gè)分位點(diǎn)上均落后于女生，但隨著分位點(diǎn)的提高，縮小了同女生的差距。再次，無論是學(xué)業(yè)成績的絕對值還是增值，家庭背景特征都無法解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異，但學(xué)校因素能夠在一定程度上解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異。對高中理科成績而言，學(xué)業(yè)成績絕對值的性別差異主要由學(xué)校間的差異解釋，而增值的差異主要由學(xué)校內(nèi)部的差異解釋，但對高中文科成績而言，學(xué)校間的差異未能解釋學(xué)業(yè)成績絕對值和增值的性別差異。最后，學(xué)校分層對學(xué)業(yè)成績增值的性別差異有顯著影響。男生在學(xué)業(yè)成績增值上的優(yōu)勢在重點(diǎn)高中更為顯著，且重點(diǎn)高中男生在學(xué)業(yè)成績增值上相對于女生的優(yōu)勢與一般高中的差別，隨著學(xué)業(yè)水平的提高而減小。學(xué)校間的質(zhì)量差異越大，學(xué)業(yè)成績增值的性別差異在學(xué)校間的差別對學(xué)生學(xué)業(yè)水平的變動就越敏感。

盡管我們得到了以上一些有價(jià)值的結(jié)論，但由于研究方法和所用數(shù)據(jù)的限制，本研究有許多不足之處。首先，由于缺失高考數(shù)據(jù)以及數(shù)學(xué)、語文和英語成績，本文只能使用高中會考成績衡量學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，也不能像絕大多數(shù)研究一樣將高考成績和數(shù)學(xué)、語文和英語成績作為衡量學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的主要指標(biāo)。高考是國家級層面的選拔性考試，側(cè)重對學(xué)生學(xué)習(xí)潛力的考察，具有較強(qiáng)的區(qū)分度，而高中會考是對學(xué)生高中課程畢業(yè)水平和基本學(xué)業(yè)能力的檢測，區(qū)分度較弱。相關(guān)研究表明，學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異與教育體制的類型和教育評價(jià)的形式相關(guān)(Machin and McNally，2005)。因此，使用不同的衡量指標(biāo)是否會對學(xué)業(yè)成績性別差異的估計(jì)產(chǎn)生影響值得進(jìn)一步探討。

其次，由于缺少學(xué)校層面的配套數(shù)據(jù)，我們采用加入學(xué)校固定效應(yīng)的方式控制學(xué)校間的差異。雖然我們發(fā)現(xiàn)學(xué)校間的差異在很大程度上能夠解釋學(xué)業(yè)成績的性別差異，尤其是對高中理科成績而言更是如此，但我們并不清楚到底是何種學(xué)校資源存在“歧視性投入”(Dickerson等，2015)。許多研究者持久地關(guān)注教師性別以及由此導(dǎo)致的“刻板效應(yīng)”對男女生學(xué)業(yè)表現(xiàn)差異的影響。已有研究表明，師生性別匹配能夠顯著提高學(xué)生的數(shù)學(xué)成績(Dee，2007)，且對女生的影響更為顯著(Muralidharan and Sheth，2013)。Lavy和Sand(2015)的研究表明，教師對男女生的刻板印象可能會對學(xué)生現(xiàn)在的學(xué)業(yè)成績以及未來的教育選擇產(chǎn)生長久的影響。當(dāng)然，也有一些研究發(fā)現(xiàn)，教師性別不能解釋學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異(Bharadwaj等，2012；Dickerson等，2015)。

此外，由于本研究使用的是行政數(shù)據(jù)，變量較少，對學(xué)業(yè)表現(xiàn)性別差異的解釋明顯不足。比如學(xué)生個(gè)體的主觀評價(jià)很可能影響學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異，如Bharadwaj等(2012)認(rèn)為，對數(shù)學(xué)能力的自我評價(jià)能夠在很大程度上解釋數(shù)學(xué)成績的性別差異。他們發(fā)現(xiàn)，女生往往更討厭數(shù)學(xué)，感覺數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)更加困難，這會在一定程度造成女生的數(shù)學(xué)表現(xiàn)落后于男生。Fortin等(2013)發(fā)現(xiàn)，教育期望是影響大學(xué)畢業(yè)成績差異的最重要因素，且影響的重要性越來越強(qiáng)。這些因素的探討需要更為豐富的數(shù)據(jù)予以支持。

最后，本研究只涉及一個(gè)市級行政單位的樣本，得到的結(jié)論難免有所偏頗。研究結(jié)果是否能夠推廣到其他地區(qū)，還需要基于更為豐富的數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究予以證實(shí)。

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(責(zé)任編輯孟大虎責(zé)任校對孟大虎侯珂)

Who Go ahead in Academic Competitions？Based on the Research of Gender Gap in Academic Performance

SUN Zhi-jun，PENG Shun-xu，WANG Jun，YUAN Ying

(Business School/Capital Institute for Economics of Education，BNU，Beijing 100875，China)

Abstract:This paper discusses the gender gap in academic performance by Quantile Regression and value-added model based on the database of 2008th-2010th annual high school students in City J.The results are presented below.First of all，on average，the absolute value of test scores for boy students is less than that for girl students in science，but more in added value，and liberal arts，girl students have overwhelming superiority in both absolute value and added value.Second，in science，girl students are gradually overtaken by boy students with quantile increase，whereas in liberal arts boy students are left behind in each quantile.Third，family background characteristics cannot explain gender gap in academic performance，while this gap can to some extent be partly explained by school factors.Specifically，in liberal arts，the gender gap in absolute value and added value are respectively explained by differences among and inside schools，while in science，gender gap is failed to receive the explanation of these difference.Finally，school stratification has a significant effect on gender gap in academic performance.For boy students，the advantage in added value is larger in key high schools.The greater the quality gap among schools is，as with the change of academic performance，the more sensitive the differences among schools in gender gap of added value are.

Keywords：academic performance；gender gap；quantile regression；value-added model；school stratification

[收稿日期]2015-12-05

[中圖分類號]F12

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1002-0209(2016)03-0038-14