教育性別不平等的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素分析

王愛(ài)君，周?chē)?guó)凱

(1.武漢大學(xué)，湖北 武漢 430072；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430073)

·女性教育研究·

教育性別不平等的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素分析

王愛(ài)君1，2，周?chē)?guó)凱2

(1.武漢大學(xué)，湖北 武漢 430072；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430073)

教育性別不平等既是一個(gè)全球性話(huà)題,也是一個(gè)歷史性問(wèn)題。利用2005～2014年的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，使用多元線(xiàn)性回歸模型，分析居民收入、城鎮(zhèn)化率和政府財(cái)政支出3個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)教育性別不平等的影響的實(shí)證結(jié)果表明,居民收入、城鎮(zhèn)化率有助于改善教育的性別不平等，但財(cái)政支出未能顯示出這種作用，反而會(huì)加大教育的性別差距。政府加大對(duì)教育的財(cái)政支出時(shí)，需要展示具有性別智慧的針對(duì)性政策。

教育；性別；不平等；宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)因素

一、引言

教育性別不平等既是一個(gè)全球性話(huà)題，也是一個(gè)歷史性問(wèn)題，即使在發(fā)達(dá)國(guó)家也存在教育的性別差異，有些國(guó)家甚至出現(xiàn)了女性受教育程度高于男性的狀況，但在發(fā)展中國(guó)家更多表現(xiàn)為女性的受教育程度低于男性。中國(guó)從改革開(kāi)放以來(lái)，加大了對(duì)各級(jí)教育的資金投入和人才培養(yǎng)，也普及了全民基礎(chǔ)義務(wù)教育，教育的性別不平等呈現(xiàn)明顯縮減趨勢(shì)。根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2005～2014年具有小學(xué)文化程度的人口總量中，女性人數(shù)略微高于男性，小學(xué)文化程度的性別差異趨于比較穩(wěn)定狀態(tài)，男性與女性之比處于0.9的比分值，但這并不能作為女性受教育水平高于男性的佐證。進(jìn)入初中教育階段后，教育的性別差異出現(xiàn)了非常明顯的反轉(zhuǎn)，不管是中學(xué)階段還是大學(xué)階段的受教育人口中，男性人口數(shù)量都明顯高于女性人口數(shù)量(見(jiàn)圖1)，特別是高中教育階段，男性與女性的受教育人口比例在某些年份超過(guò)了1.3比值，男性大大高于女性，這一方面說(shuō)明女性的總體受教育水平低于男性，另一方面說(shuō)明很多女性在完成初中學(xué)業(yè)之后，就離開(kāi)學(xué)校進(jìn)入職業(yè)生涯，這一數(shù)據(jù)結(jié)論與現(xiàn)實(shí)是吻合的。相對(duì)而言，在高等教育階段，女性與男性的人口比例有所縮小，一方面是高考制度淘汰了部分高中畢業(yè)生，進(jìn)入大學(xué)學(xué)習(xí)的是那些通過(guò)高考考核的成績(jī)優(yōu)異者，另一方面，城市獨(dú)生子女家庭中的女孩家庭，能夠?yàn)楠?dú)生女孩提供盡量多的教育資源和機(jī)會(huì)，這些獨(dú)生女孩與同時(shí)代的獨(dú)生男孩擁有等同的教育機(jī)會(huì)，成就了她們獲得高等教育的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，這是計(jì)劃生育政策引致的教育平等效應(yīng)，但在獲得高等教育的絕對(duì)人口數(shù)值上仍然是男性高于女性。

與獲得教育機(jī)會(huì)的人相比，那些因各種原因而未能接受教育的女性人口數(shù)量也在逐年減少，2005年15歲以上人口中，女性文盲比例為16.15%，至2011年該比例下降到10%以?xún)?nèi)，在隨后的年份中這一數(shù)值基本穩(wěn)定在7%左右。同一時(shí)期的比較中，2005年男性的文盲率是5.86%，比該年的女性文盲率低10個(gè)百分點(diǎn)左右，2014年男性文盲率下降到2.51%。這10年間總體的文盲人口數(shù)在大幅減少，文盲率性別差異也有顯著的縮小，但女性的文盲比例仍然高于男性，女性文盲率始終高于男性的事實(shí)并未徹底改變(見(jiàn)圖2)?？傮w而言，這些數(shù)據(jù)反映出教育的性別差異并未完全消失，中國(guó)女性的平均受教育程度低于男性的事實(shí)依然頑強(qiáng)存在。

圖1 2005～2014年各層次教育程度的男性和女性的人口比例

注：根據(jù)2005～2014年《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理后得出。

圖2 15歲以上人口中男性文盲和女性文盲比例

注：根據(jù)2005～2014年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理后得出。

關(guān)于教育的性別不平等問(wèn)題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者作過(guò)不少的研究與調(diào)查。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)的社會(huì)環(huán)境中，按照經(jīng)濟(jì)學(xué)投入產(chǎn)出方法，男性的人力投資回報(bào)要顯著高于女性，由此導(dǎo)致人力資本投資排斥女性而偏好于男性[1]。家庭背景對(duì)女性的教育有著更加深刻的影響，而男性在教育方面受到家庭背景的束縛相對(duì)較小[2]，社會(huì)中不同行業(yè)的收入千差萬(wàn)別，父輩所處單位的社會(huì)地位對(duì)下一代的地位獲得產(chǎn)生較大的影響[3]。從整個(gè)社會(huì)來(lái)看，無(wú)論家庭環(huán)境如何，男性對(duì)于自身的教育期望都高于女性，經(jīng)濟(jì)狀況越好的家庭對(duì)子女的教育期望就會(huì)越高，城鎮(zhèn)地區(qū)家庭對(duì)子女的教育期望也高于農(nóng)村地區(qū)，獨(dú)生子女家庭對(duì)下一代的教育期望高于非獨(dú)生子女家庭。由于教育期望具有代際延續(xù)性，父輩對(duì)子女的教育期望更多體現(xiàn)在高等教育需求中，進(jìn)而形成高等教育性別差異的再傳遞過(guò)程[4]。城鎮(zhèn)地區(qū)的女性與男性教育不平等程度相對(duì)較小，并呈現(xiàn)逐步減小的趨勢(shì)，而農(nóng)村地區(qū)男性和女性教育不平等的程度相對(duì)較大，雖然也顯示出縮小趨勢(shì)，但縮小幅度不顯著，造成農(nóng)村地區(qū)教育性別不平等的主要因素是傳統(tǒng)父權(quán)制觀(guān)念所引起的性別歧視[5]。

在南亞、北非、西非和中部非洲地區(qū)的一些低收入國(guó)家中，6～14歲男童入學(xué)率比女童高35%以上，有的國(guó)家女童入學(xué)率僅為20.8%，處于全球最低值；15～19歲男生畢業(yè)率平均是女生的2.93倍，女生初等教育畢業(yè)率最低的國(guó)家僅有9.5%(Filmer，2005)。在資源和信貸市場(chǎng)約束下，低收入地區(qū)父母對(duì)兒子的投資期望值大于女兒，這種對(duì)子女期望值的性別差異，反過(guò)來(lái)又強(qiáng)化了父母的性別歧視，人為地壓低對(duì)女孩的教育投入，進(jìn)而降低女性的勞動(dòng)邊際產(chǎn)出和工資所得，而在父母看來(lái)，女性較低的工資收入就是教育投資收益存在性別差距的明證。即使在義務(wù)教育階段女孩的成績(jī)一般比男孩好，但父母對(duì)男孩的評(píng)價(jià)和期望值仍然高于女孩(Alderman & Gertler，1997；Hannum，2009)。

關(guān)于教育不平等與收入之間的關(guān)系，Barro(1994)和Sala-i-Martin(1995)認(rèn)為教育性別不平等能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但遭到許多學(xué)者的反對(duì)。Wolfensohn(1995)、Galor & Well(1996)、Forbes(2000)、Seguina(2000)、World Bank(2001)、Yamarik & Ghosh(2003)、Cavalcanti & Tavares(2007)等證明，教育能夠提高女性的勞動(dòng)能力和收入；提升女性的教育水平，能促進(jìn)家庭勞動(dòng)生產(chǎn)率和家庭健康、兒童生存率及孩子的人力資本投資、延長(zhǎng)人口平均壽命、降低生育率和創(chuàng)造人口紅利等；縮小男女兩性受教育差距，有利于社會(huì)福祉增加和國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增強(qiáng)人口密集-出口導(dǎo)向型國(guó)家的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。Bucciarelli(2007，2011)指出，女性在教育領(lǐng)域遭受比男性更多的挫敗，教育的性別不平等對(duì)諸如減少生育、兒童死亡和營(yíng)養(yǎng)不良等發(fā)展目標(biāo)有巨大負(fù)面影響，最終會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Thomas(1997)、Dollar & Gatti(1999)、Swamy(2001)、Klasen(2002)、Stotsky(2006)、Blackdenetal(2007)、Porter(2008)等強(qiáng)調(diào)對(duì)女性的教育投入不足，人為地抑制了智力人才庫(kù)的發(fā)展，特別是高素質(zhì)女性的發(fā)展，教育性別不平等降低平均人力資本，影響經(jīng)濟(jì)績(jī)效，扭曲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；對(duì)女性而言，教育有助于她們勞動(dòng)力市場(chǎng)的工資晉級(jí)，增強(qiáng)她們?cè)诮栀J市場(chǎng)的償還能力和家庭事務(wù)決策能力；女性在職場(chǎng)較男性更不易腐敗和玩忽職守，對(duì)婦女的教育投資是促進(jìn)國(guó)民收入增長(zhǎng)的良好政策。Klasen & Lamanna(2009)認(rèn)為，教育性別不平等通過(guò)投資率、總?cè)丝谠鲩L(zhǎng)率、工資—?jiǎng)趧?dòng)增長(zhǎng)率等間接阻礙著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)婦女的教育歧視雖然看起來(lái)傷害的是婦女自身，實(shí)際上卻是整個(gè)社會(huì)為之付出成本。Hill & King(1995)、Knowles(2002)等使用索羅增長(zhǎng)模型證明，教育性別不平等對(duì)GDP有非常突出、顯著的負(fù)效應(yīng)，Barro(1994)的所謂正效應(yīng)是經(jīng)不起慎密計(jì)量檢驗(yàn)的[6]。

《2010全球教育概覽》指出，2008年，在161個(gè)有數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的國(guó)家中，65個(gè)國(guó)家未達(dá)到兩性均等，教育性別均等存在明顯地區(qū)差異，南亞和撒哈拉以南非洲地區(qū)性別不均等最為突出。而在高等教育階段，97個(gè)有數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的國(guó)家中，76個(gè)國(guó)家女生畢業(yè)率高于男生，但女性晉升為一名研究者的通道非常狹小。2008年全球女性研究者約占29%，女性研究者多于男性的國(guó)家僅占8%，女性研究者不足該國(guó)研究人員總數(shù)1/3的國(guó)家占37%，亞洲地區(qū)女性研究者所占比例僅為18%，這說(shuō)明了教育性別不平等在不同地區(qū)存在不同的特征[6]。本文使用中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局等權(quán)威機(jī)構(gòu)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考察了近10年來(lái)的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)中國(guó)教育性別差異的影響。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

中國(guó)官方統(tǒng)計(jì)中，按照性別分類(lèi)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的宏觀(guān)系列數(shù)據(jù)始于2000年以后。本文采用最近10年的教育性別分類(lèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于2005～2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，根據(jù)年鑒中統(tǒng)計(jì)的2005～2014年全國(guó)各個(gè)省份(包括自治區(qū)和直轄市)關(guān)于獲得各級(jí)教育學(xué)歷的人口數(shù)量(按性別劃分)、各年份的人均收入水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)及城鎮(zhèn)化發(fā)展水平等面板數(shù)據(jù)，對(duì)教育的性別不平等進(jìn)行實(shí)證分析。其中2010年是第六次人口普查年，年鑒上未顯示該年份的教育性別分類(lèi)數(shù)據(jù)，本文通過(guò)內(nèi)差法計(jì)算得出2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)。本文主要分析居民收入、城鎮(zhèn)化程度、教育財(cái)政支出3個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)教育性別不平等的影響。

(一)被解釋變量

教育水平可以簡(jiǎn)單地認(rèn)為是一個(gè)人所獲得的受教育年限或?qū)W歷，人們一般認(rèn)為接受的教育年限越長(zhǎng)，其教育水平或文化水平越高。本文分別使用女性平均受教育年限和男性平均受教育年限，來(lái)反映女性/男性的教育水平，用這兩者之間的差值來(lái)表示女性與男性在教育上的不平等，本文把這個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)用ΔED表示，即有：

ΔED=ED1-ED0(2.1)

其中，ED1表示男性的平均受教育年限，ED0表示女性的平均受教育年限。本文關(guān)于女性/男性平均受教育年限的所有數(shù)據(jù)，直接來(lái)自于2005～2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中“分地區(qū)按性別和受教育程度分的人口”這一數(shù)據(jù)類(lèi)別，該類(lèi)別數(shù)據(jù)依據(jù)歷年全國(guó)人口變動(dòng)情況抽樣調(diào)查得來(lái)的樣本數(shù)據(jù)，分別列出了樣本中不同文化程度的女性/男性人數(shù)，而文化程度又分為未上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專(zhuān)及以上等5個(gè)層次。為了便于計(jì)算和計(jì)量分析，本文按照各個(gè)不同教育水平的最長(zhǎng)受教育年限，把5個(gè)不同層次的文化程度量化成不同的教育年限，把未上過(guò)學(xué)的人口受教育年限歸為0年，小學(xué)文化的人口受教育年限設(shè)定為6年，初中文化的人口受教育年限設(shè)置為9年，高中文化的人口受教育年限定為12年，由于大專(zhuān)及以上的人口接受教育的年限存在內(nèi)部差異，但是至少都有15年，因此本文把大專(zhuān)及以上文化的人口受教育年限設(shè)定在15年(當(dāng)然這樣的統(tǒng)計(jì)是存在誤差的，但也基本能夠判斷出高等教育與中等、初等教育的最小差異)。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)5個(gè)層次的人數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均，計(jì)算整理得到歷年女性和男性的平均受教育年限，并以此指標(biāo)來(lái)分別反映女性和男性的教育不平等差距。

(二)解釋變量

1.人均GDP。本文以人均GDP作為各地區(qū)的居民收入指標(biāo)，人均GDP數(shù)據(jù)的獲得有兩種方式，一種是某個(gè)統(tǒng)計(jì)年鑒中列出的各省市自治區(qū)的人均GDP數(shù)據(jù)，一種是用該地區(qū)的GDP除以該地區(qū)的總?cè)丝跀?shù)而計(jì)算得出。一般而言，在相同條件下，較為富裕的地區(qū)，居民的受教育情況應(yīng)當(dāng)會(huì)好于相對(duì)貧困的地區(qū)，因?yàn)榧彝ナ杖朐礁?，能夠承?dān)的教育成本也就越高，所以家庭子女受教育的層次也會(huì)比較高。本文的研究中將人均GDP表示為I：

I=GDP/N(2.2)

在(2.2)式中，I表示某地區(qū)的人均收入，GDP表示該地區(qū)某時(shí)期的所有經(jīng)濟(jì)部門(mén)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，N即表示該地區(qū)總?cè)丝?。本文這一指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來(lái)自于2005～2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.城鎮(zhèn)化水平。衡量一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的一個(gè)最簡(jiǎn)單易得的指標(biāo)，是城鎮(zhèn)化率，即用居住在城鎮(zhèn)地區(qū)的人口數(shù)量占整個(gè)地區(qū)總?cè)丝跀?shù)量的百分比表示，本文采用這一國(guó)際上的通行計(jì)算方法，城鎮(zhèn)化率表示為UR：

UR=PU/(PR+PU)=PU/N(2.3)

在(2.3)式中，UR代表城鎮(zhèn)化率，PU表示某地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)量，PR表示該地區(qū)農(nóng)村人口數(shù)量，N即表示該地區(qū)總?cè)丝凇Ｔ撝笜?biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自于2005～2014年的《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.教育財(cái)政支出。教育財(cái)政支出的指標(biāo)可以有兩種選擇，一種是直接采用教育財(cái)政支出的絕對(duì)值，另一種是以財(cái)政支出在政府公共財(cái)政總支出中的比例來(lái)反映。這兩種表示方法都能夠反映某個(gè)時(shí)期某地區(qū)的教育財(cái)政支出狀況。由于我國(guó)各個(gè)省、市之間的財(cái)政支出存在較大差異，本文以各級(jí)政府的教育財(cái)政支出的絕對(duì)值來(lái)表示教育的財(cái)政支出，符號(hào)標(biāo)記為G：

G=教育財(cái)政支出(2.4)

(三)控制變量

教育的性別差異受到很多因素的影響，除了本文需要探討的3個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)因素以外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀況也會(huì)對(duì)教育的性別不平等產(chǎn)生影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響勞動(dòng)力市場(chǎng)的就業(yè)，進(jìn)而影響到女性與男性的就業(yè)差異，就業(yè)成為教育的最終結(jié)果表現(xiàn)形式。由于在就業(yè)的過(guò)程中，女性面對(duì)著行業(yè)、職場(chǎng)的性別歧視，這從一定程度上影響了女性的受教育程度。而女性就業(yè)的崗位大多集中在服務(wù)性的第三產(chǎn)業(yè)。本文把第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的貢獻(xiàn)率作為控制變量之一，記為SER：

SER=第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出/GDP(2.5)

雖然信息技術(shù)革命和經(jīng)濟(jì)全球化正在深刻地影響著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，新興的工業(yè)經(jīng)濟(jì)和第三產(chǎn)業(yè)有利于改變勞動(dòng)力需求市場(chǎng)的性別分工，有利于拓展女性可以研讀的學(xué)業(yè)空間和可以從事的職業(yè)范圍，但是，在自由貿(mào)易和勞動(dòng)力自由轉(zhuǎn)移等因素的影響下，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的固有基礎(chǔ)和發(fā)展?fàn)顩r，在一定程度上仍然限制著性別平等的發(fā)展進(jìn)程，傳統(tǒng)的由男性主導(dǎo)的學(xué)科不平等狀況在短期內(nèi)無(wú)法顯著改善，高等教育最初性別不平等的專(zhuān)業(yè)、學(xué)科設(shè)置在適應(yīng)新興的工業(yè)經(jīng)濟(jì)方面存在著滯后性。因此，本文研究中，把第二產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的貢獻(xiàn)率作為控制變量之二，記為IND：

IND=第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出/GDP(2.6)

三、模型分析

本文使用簡(jiǎn)單的多元線(xiàn)性回歸模型方法，利用EVIEWS軟件方法，對(duì)獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量模型分析。具體計(jì)量步驟如下。

本文把教育性別不平等的基本估計(jì)模型(1)設(shè)定為：

ΔED8it=Cit+β1itI+β2itUR+β3itG+ξit模型(1)

在上述模型(1)里，i表示第i(i=1,2,3，…，31)個(gè)省份(包括自治區(qū)、直轄市)，t代表第t(t=1,2,3，…，9)年；ΔEDit是女性和男性平均受教育年限的差值，本文用它反映教育的性別差異；Cit是特定的截面效應(yīng)；I是人均GDP，反映居民收入水平；UR是地區(qū)的城鎮(zhèn)化率，反映該地區(qū)的城鎮(zhèn)化程度，也代表了該地區(qū)的發(fā)達(dá)程度；G是地區(qū)政府的教育財(cái)政支出絕對(duì)值，反映該地區(qū)政府對(duì)教育資本的投入，這個(gè)指標(biāo)也部分地反映了該地區(qū)政府對(duì)教育的重視程度；ξit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

為考察解釋變量的穩(wěn)定性，加入第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率的控制變量后，可以得到模型(2)：

ΔEDit=Cit+β1itI+β2itUR+β3itG+β4itSER+ξit模型(2)

上述模型(2)中，加入的控制變量SER是第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的貢獻(xiàn)率。在此模型的基礎(chǔ)上，再加入第二產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的貢獻(xiàn)率IND這一控制變量后，得到模型(3)：

ΔEDit=Cit+β1itI+β2itUR+β3itG+β4itSER+β5itIND+ξit模型(3)

(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

本文主要采用面板數(shù)據(jù)，其中也包含了時(shí)間序列，為了考察數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，必須要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法中，單位根檢驗(yàn)是最常用的檢驗(yàn)方法。為檢驗(yàn)本文采用的各面板數(shù)據(jù)序列的穩(wěn)健性，本文分別使用相同單位根過(guò)程下的LLC檢驗(yàn)，以及不同單位根過(guò)程下的Fisher-ADF檢驗(yàn)，對(duì)各個(gè)面板的序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。如果這兩種檢驗(yàn)都是拒絕原假設(shè)，即P值小于0.05時(shí)，就說(shuō)明了面板的序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為P值。

表1中列出了各個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。由檢驗(yàn)的結(jié)果可知，部分變量在5%的顯著水平下，LLC檢驗(yàn)拒絕了存在面板單位根，也有部分變量在Fisher-ADF檢驗(yàn)下拒絕了原假設(shè)。而LLC檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)下，各個(gè)變量的一階差分均在5%顯著水平下拒絕了原假設(shè)，即各個(gè)變量的一階差分都不存在面板單位根。因此，可以認(rèn)為實(shí)證研究中的各個(gè)變量都是一階平穩(wěn)序列。

(二)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)對(duì)各個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，本文采用的各個(gè)變量都是一階單整，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文的實(shí)證研究中，采用的是Pedroni的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，這種檢驗(yàn)方法中主要有兩類(lèi)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)：一種是組內(nèi)的尺度檢驗(yàn)，有兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量：Panelpp統(tǒng)計(jì)量和PanelADF統(tǒng)計(jì)量；另一種是組間的尺度檢驗(yàn)，也有兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量：Grouppp統(tǒng)計(jì)量和GroupADF統(tǒng)計(jì)量。Pedroni面板協(xié)整檢驗(yàn)方法的原假設(shè)是：變量之間沒(méi)有協(xié)整的關(guān)系。

從表2的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以得出，各個(gè)模型

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

注：1.***代表1%的顯著水平，**代表5%的顯著水平，*代表10%的顯著水平，沒(méi)有標(biāo)示的則表示不顯著；2.括號(hào)內(nèi)為P值。

中在5%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)，因此可以認(rèn)為各模型中的各個(gè)統(tǒng)計(jì)變量之間是存在協(xié)整關(guān)系的。也就是說(shuō)，居民收入、城鎮(zhèn)化程度、教育財(cái)政支出以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和教育的性別差異之間是存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系的。

(三)估計(jì)結(jié)果

因?yàn)楸疚牡臄?shù)據(jù)橫截面單位相對(duì)比較多，有31個(gè)橫截面，而時(shí)期單位相對(duì)較少，有10個(gè)，對(duì)于這類(lèi)數(shù)據(jù)，估計(jì)所存在的問(wèn)題主要集中于橫截面的變化上，或者問(wèn)題是在異方差上，所以，本文的研究采用截面加權(quán)估計(jì)法來(lái)進(jìn)行估計(jì)，以此減少或是消除橫截面異方差方面的問(wèn)題。由于靜態(tài)的面板數(shù)據(jù)回歸模型存在著異方差、序列相關(guān)以及截面相關(guān)等3類(lèi)誤差結(jié)構(gòu)，因此本文采用最小二乘法(FGLS)對(duì)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了估計(jì)，這種方法能夠同時(shí)考慮以上3種誤差結(jié)構(gòu)。其估計(jì)結(jié)果如表3所示：

表3 教育的估計(jì)結(jié)果

注：1.***代表1%的顯著水平，**代表5%的顯著水平，*代表10%的顯著水平，沒(méi)有標(biāo)示的則表示不顯著；2.系數(shù)和截距項(xiàng)的估計(jì)值后面的括號(hào)內(nèi)是t值；3.FE表示為固定效應(yīng)模型，RE表示為隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)如果顯著，那么選擇固定效應(yīng)模型，否則就選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，上表只列示出了所選模型的最終結(jié)果。

根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在模型(1)、模型(2)和模型(3)中，居民收入對(duì)教育性別差異的影響都是負(fù)相關(guān)的。也就是說(shuō)，居民收入的提高可以使得教育的性別差異減小。參考模型(1)中的系數(shù)值-0.0644可以知道，當(dāng)人均收入增加1萬(wàn)元時(shí)，男性和女性之間的受教育年限差值會(huì)減小0.0644年。城鎮(zhèn)化率與女性/男性的受教育差異之間的關(guān)系也是負(fù)相關(guān)的，換句話(huà)說(shuō)，就是城鎮(zhèn)化率越高，男性和女性在教育方面的差異越小。參考模型(1)中的數(shù)據(jù)可以得到，當(dāng)城鎮(zhèn)化率每上升1%時(shí)，男性和女性的平均受教育年限差值會(huì)減少0.0303年。對(duì)于教育財(cái)政支出的影響，各模型的分析結(jié)果有所不同。教育財(cái)政支出在10%的檢驗(yàn)水平下，對(duì)男性和女性受教育差異的影響是顯著的，而在模型(3)中，教育財(cái)政支出對(duì)教育性別差異的影響是不顯著的。在各個(gè)模型的結(jié)果里，教育財(cái)政支出的估計(jì)系數(shù)都很小，幾乎為0，說(shuō)明教育財(cái)政支出并沒(méi)有縮小教育的性別差異。而在模型(1)中的數(shù)據(jù)顯示，教育財(cái)政支出每增加1億元，男性和女性平均受教育年限的差值就會(huì)擴(kuò)大0.0001年，這表明，教育財(cái)政支出的增加不但不會(huì)縮小男性和女性平均受教育年限的差異，而且在一定程度上還有擴(kuò)大性別不平等的可能性。

四、結(jié)論

本文實(shí)證分析的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化程度能夠顯著地影響到教育性別不平等，城鎮(zhèn)化程度越高，教育的性別不平等就越小。這表明我國(guó)實(shí)施的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，不僅促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)、城市產(chǎn)業(yè)、農(nóng)村勞動(dòng)力向城市的遷移，實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和升級(jí)，而且也提升了勞動(dòng)者的整體文化水平，特別是有利于女性的人力資本提升。城鎮(zhèn)化率越高的地區(qū)，城鄉(xiāng)的融合越全面，性別不平等的觀(guān)念相對(duì)也淡一些，可以為消除居民教育性別不平等提供一個(gè)良好的社會(huì)環(huán)境。十三五規(guī)劃中繼續(xù)建設(shè)中小型城市的發(fā)展戰(zhàn)略將不僅僅有利于改善民眾生活，更有助于縮小教育的性別不平等。

而居民收入與教育性別不平等之間存在著顯著的正相關(guān)性，對(duì)于民眾自身而言，特別是對(duì)于女性而言，提高收入水平是提升教育水平的一個(gè)根本保證。但政府對(duì)教育的財(cái)政投入?yún)s不能有效改善教育的性別不平等，這歸因于教育的財(cái)政支出主要用于改善辦學(xué)條件、教學(xué)設(shè)施、教學(xué)環(huán)境等硬件設(shè)施，那些擁有教育機(jī)會(huì)的男性能夠從教育財(cái)政投入中受益更多，而女性特別是那些獲得很少教育機(jī)會(huì)的女性，并不能夠從政府的教育投資中獲得與男性等同的收益，而針對(duì)女性的各類(lèi)培訓(xùn)、技能訓(xùn)練或教育機(jī)構(gòu)不僅規(guī)模小，而且獲得的政府財(cái)政投入也非常有限[7]。因此，改善教育的性別不平等，除了提升收入水平之外，還需要設(shè)計(jì)具有性別差異的財(cái)政支出政策，這樣的政策不再是性別中性的而是體現(xiàn)了“性別智慧”的。

[1] 蔡昉，王美艷.女性勞動(dòng)力供給特點(diǎn)與教育投資[J].江海學(xué)刊,2001,(6)：35-39.

[2] 李春玲.教育地位獲得的性別差異——家庭背景對(duì)男性和女性教育地位獲得的影響[J].婦女研究論叢,2009,(1)：14-18.

[3] 林南，邊燕杰.中國(guó)城市中的就業(yè)與地位獲得過(guò)程[M].邊燕杰.市場(chǎng)轉(zhuǎn)型與社會(huì)分層——美國(guó)社會(huì)學(xué)者分析中國(guó)[C].北京:三聯(lián)書(shū)店,2002.83-114.

[4] 陸根書(shū),等.高等教育需求及專(zhuān)業(yè)選擇中的性別差異及其影響因素分析[J].高等教育研究,2009,(1):14-29.

[5] 吳愈曉,黃超.中國(guó)教育性別不平等的城鄉(xiāng)差異研究——基于CGSS2008數(shù)據(jù)[J].國(guó)家行政學(xué)院學(xué)報(bào),2015,(2)：41-47.

[6] 王愛(ài)君.性別差異與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系前沿研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2014,(6):113-123.

[7] 王愛(ài)君.農(nóng)村女性貧困：基于城市增長(zhǎng)的解釋[J].山東女子學(xué)院學(xué)報(bào),2013,(3):16-21.

(責(zé)任編輯 王 靈)

Macroeconomic Factors of Gender Inequality in Education

WANG Ai-jun1,2, ZHOU Guo-kai2

(1.Wuhan University, Wuhan 430072, China;2.Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China)

Gender inequality in education is both a global and a historic problem.This paper analyzes the macroeconomic data between 2005 and 2014 using multiple linear regression model.The income, urbanization rate and government expenditure have different impact on gender inequality in education.The empirical results show that income, urbanization rate help to narrow the gender inequality in education, but it fails to show that government expenditure produces the same effect.The government expenditure increases the gender gap in education.Therefore, policy-makers should have gender wisdom to increase expenditure on education.

education; gender; inequalit;macroeconomic factors

2016-11-28

教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“中國(guó)特色發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論體系研究”(項(xiàng)目編號(hào)：15JJD790023)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)村婦女減貧脫貧的影響研究”(項(xiàng)目編號(hào)：12BJY090)

王愛(ài)君(1968—)，女，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心研究員，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要從事發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)、女性主義經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；周?chē)?guó)凱(1990—)，男，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，主要從事發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)、女性主義經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

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1008-6838(2017)01-0086-07