摘 要：近年来，中国性别教育差距快速缩小并呈现出女性高等教育在校生比重超越男性的现象，文章从生育政策视角对这一现象进行了解释，认为计划生育政策通过改善女性教育获得显著促进了性别教育平等。队列分析显示，生育政策之后的出生队列中女性相对教育水平明显提高，性别教育差距明显缩小。基于生育政策地区差异和出生队列差异构建的双差分模型分析发现，以农村二孩政策地区为参照组，严格的独生子女政策在提高女性相对受教育机会方面更为明显。但相对于二孩政策，一孩半政策在促进性别教育平等方面不存在显著差异，这可能由于在一孩半政策下独女户和双女户数量较少，家庭受性别偏好影响会将资源向男性倾斜，导致政策没有通过控制家庭规模提高女性相对教育获得机会。研究认为，随着中国放松生育政策，农村地区由一孩半政策过渡到二孩政策并不会对女性教育获得产生明显影响，应该关注生育政策调整对严格独生子女政策地区女性教育获得的影响。同时，随着性别教育差距逐步缩小，可以利用劳动力市场政策降低市场性别歧视，进一步提高女性地位并促进性别平等。
关键词：生育政策 性别平等 教育获得 双差分策略
一、引言
在过去几十年里，世界范围内经历了女性受教育水平的快速提高和社会地位的改善。部分国家首次出现了女性受教育年限超过男性的现象，特别是在高等教育入学机会上女性优势更加明显，这一过程伴随着女性家庭和社会地位的不断提升(Duflo，2012)。以美国为例，从上世纪80年代开始女性大学毕业人数开始超过男性，2003年四年制本科毕业生中女性为男性的1.35倍，这一现象被部分学者称为“无声的革命”(Quiet Revolution)，必然会对经济发展和社会结构产生广泛而深远的影响(Goldin，2004；Goldin et al.，2006)。虽然中国性别不平等问题依然被广泛讨论，落后地区和贫困家庭中女性受教育机会仍然相对较少，家庭教育投资中的性别歧视现象值得深入研究(Brown and Park，2002)。但总体来看，中国性别教育差距在持续缩小，女性在义务教育阶段入学率接近100%，非义务教育阶段入学人数开始超过男性。1999年中国大学录取人数中女性仅占39%，从2007年开始女性占录取人数比重开始超过50%并逐步提高，这一现象绝非人口结构变化可以解释的(吴斌珍、钟笑寒，2014)。以2010年人口普查数据描述各年龄段分性别接受专科及以上教育的比重可以发现，女性在高等教育入学机会上近年来逐步赶超男性，并且在本科以上教育领域女性入学机会明显更高(图1)。作为一个传统上具有明显性别偏好的发展中国家，在中等收入阶段实现女性受教育机会的快速提高和赶超，这一现象可能是经济发展和制度设计共同作用的结果。
图1不同出生年份分性别接受专科及本科以上教育的人口比重
注：根据《2010年第五次人口普查数据》整理计算，该数据为截至2010年12月31日的时点数据。
发达国家女性教育水平赶超现象被广泛地记录和讨论，已有研究从不同视角对这一现象进行了解释。传统理论和实证研究强调教育回报对人力资本投资决策的影响，认为劳动参与率和教育回报率提高会激励女性教育投资(Charles and Luoh，2006)。同时，接受高等教育的女性更有可能在婚姻市场与高收入男性组建家庭，女性可以通过婚姻市场获得回报，激励家庭对女性的教育投资(Edlund，2005；Chiappori et al.，2009)。事实上，教育回报率和女性劳动参与率提高只能解释性别教育趋同现象，但对于女性教育水平超越男性的现象解释不足，同时女性通过教育在婚姻市场获得回报一直存在，但受教育水平快速增加和赶超在几十年才出现。另一些研究认为避孕药的普及将女性从家庭中解放出来，有效提高了女性劳动参与率，使女性家庭和社会地位快速提高，是随后女性受教育水平快速提高的重要原因(Goldin and Katz，2002；Bailey，2006)。考察现代大学入学制度，女性可能更适应现代考试制度，竞争性的入学选拔制度更有利于女性，可能会导致女性在大学入学率方面存在明显优势(Hannum，2005)。本文将中国女性教育获得与生育政策相联系，在性别偏好影响下，传统中国家庭由于资源约束会将教育机会向男孩倾斜，导致性别教育差距和女性社会地位相对低下。生育政策一方面可以通过控制子女数量缓解家庭资源约束，提高子代的教育水平，如果在此过程中女性教育获得改善更为明显，则可以促进性别教育平等。另一方面，中国在城镇和部分农村地区实施了独生子女政策，独生子女家庭中不存在女孩和男孩竞争家庭资源的问题，可能会大幅度提高在计划生育政策之后出生女性的受教育水平，如果政策覆盖人群足够广泛，可能会加速整个社会性别教育平等化进程。
二、文献回顾
受“人口快速增长会阻碍经济发展”这一传统观念影响，世界上许多国家曾实施人口控制政策(Donaldson and Tsui，1990)。与其他国家类似政策相比，中国从1979年开始实施的计划生育政策是世界上最为严格的人口控制政策，该政策严格规定了不同家庭可生育子女数量。为确保政策有效实施和执行，中国政府在1982年将计划生育政策上升为基本国策，通过将生育政策执行情况与地方政府考核联系，提高地方政府执行政策的积极性。同时，在政策实施过程中将家庭生育情况与户籍管理、工作机会及社会福利政策相联系，对超生家庭征收数额较高的社会抚养费，使生育政策具有明显的强制性，有效降低了人口增长速度(Hesketh et al.，2005)。城镇地区90%以上的家庭为独生子女家庭，超生家庭不超过10%(Ming and Rich，2002)。由于计划生育政策限制了子女数量，家庭必然会对政策干预做出反应，生育政策会产生一系列社会效应。如果整个社会存在明显的性别偏好，政策干预有可能会诱发家庭性别选择行为，导致出生性别比上升，大量文献探讨了计划生育政策与“丢失的女孩”之间的关联性(Ebenstein，2010；Li Hongbin et al.，2011；刘华等，2016)。子女对老人的代际支持也呈现出显著的代际差异，随着受教育水平的提高女儿与原生家庭的距离拉近，更能够提高老人的生活质量和幸福感(王素素、孙涛，2018)。在计划生育政策的社会影响方面，部分研究认为独生一代在性格和心理层面更加厌恶竞争，心理承受能力更差(Cameron et al.，2013)。中国在城市和部分农村地区实施严格的独生子女政策，近期有研究认为计划生育政策显著提高了独生一代精神疾病概率，其中男性精神健康恶化程度更为显著(谭之博、张晓波，2016)。Zhang et al.(2016)通过独生子女和非独生子女BMI指数对比研究发现，独生子女超重现象更明显，这可能源于独生子女饮食结构与非独生子女差异导致的。这些现象在一定程度都可以看作计划生育政策目标之外的意外结果。
小学阶段的学习对未来的学习有着关键的作用，因此，教师要对学生学习数学的兴趣进行培养，学生对数学有了兴趣，才会花费较多的时间进行思考，从而为培养小学生解决问题的能力打下良好的基础。在这一过程中，小学生可以享受学习的过程。新型教学方式可以有效调动课堂氛围，同时，将培养学生的问题解决能力放在重点教学目标中，在学生的大脑中加深思考意识。目前，在教学中，教师不能一味地向学生灌输理论知识，这样会让学生感到比较枯燥。新型教学方式可以让学生开发自己的潜能，学生在学习的过程中，会主动提出问题，同时和其他学生之间相互交流自己的想法和意见，这样可以有效提高学生的学习自信心。
经典的“数量—质量”替代理论认为，子女数量下降会带来子代质量提升，表现为子代人力资本和健康状况的改善(Becker and Lewis，1973)。同时，社会学相关理论认为生育率下降会提高女性受教育水平和劳动参与率，改善女性家庭和社会地位(Mason，1987)。中国计划生育政策的直接目标是“控制人口数量、提高人口质量”，基于生育政策这一外生冲击所产生的家庭规模变化，部分研究验证了子女数量和质量之间存在的替代关系，子女数量下降会显著改善子代教育水平(Rosenzweig and Zhang，2009)。Liu(2014)利用子代身高和受教育年限作为人力资本的代理变量，研究发现生育政策通过影响家庭规模显著提高了子代身高，但对子代教育水平影响程度相对较小。如果考虑性别差异，随着生育率由于计划生育政策干预快速下降，中国呈现出明显的性别平等化趋势，以计划生育政策执行时间来划分出生队列，政策之后队列中女性在人力资本、家庭地位和社会地位方面与男性差距开始缩小(叶华、吴晓刚，2011；Xiaogang Wu et al.，2014)。由于女性生育率下降和经济社会地位改善在没有实施人口控制政策的国家也可以明显观察到，队列差异并不能完全归结为政策干预的结果。Lee(2012)利用微观面板数据分析了家庭子女数量和子代教育水平的关系，发现独生子和独生女受教育年限没有差异，但在多子女家庭中男性受教育水平优势依然明显，并以此推测生育政策对女性受教育水平的改善在独生女家庭中更为显著，但该文没有引入家庭所受生育政策干预强度变量。陆万军、张彬斌(2016)利用生育政策强度在城乡和不同民族之间的差异构造准自然试验方案，基于双差分策略估计结果表明城镇女性和汉族女性的受教育年限增加更为明显，由于城乡和民族之间的干预—对照关系存在比较明显组间异质性，同时农村地区生育政策存在多样性，可以利用政策多样性来分析不同政策类型对性别教育机会的影响。Li Bingjing and Zhang Hongliang(2017)认为生育政策对子代质量的影响取决政策强度，通过政策实施前的地区生育率和社会经济特征构建政策强度变量，研究发现子代教育水平确实与政策强度存在因果联系，但数量—质量替代关系在整体上并不大。
随着独生一代逐步走向社会，中国计划生育政策的经济和社会影响开始逐步显现，既有研究从不同视角评估了生育政策影响。在数量—质量替代理论下，大量经验研究认为中国生育政策显著提高了子代教育和健康水平。关于生育政策与性别平等是否存在直接因果关联的研究相对较少，已有部分研究没有解决内生性问题，利用家庭子女数量或队列差异来表征政策干预结果，忽略了经济发展和其他因素对女性地教育获得的影响，这些分析可能会高估计划生育政策的影响；同时，部分文献将中国计划生育政策归纳为独生子女政策(one-child policy)，忽略中国生育政策在地区和人群之间的多样性(郭志刚等，2003)，对政策背景分析不完善可能导致分析结论有偏。本文认为，引入性别偏好后，子女数量下降对家庭中男孩和女孩教育获得的影响可能存在差异，如果随着家庭规模减小女性教育获得改善更为明显，则生育政策在提高子代教育水平的同时能够显著促进性别教育平等。研究将首先梳理中国生育政策的类型和地区差异，在控制家庭特征和地区特征后，利用队列分析方法描述不同政策地区和出生队列中女性教育获得差异。同时，研究将利用生育政策在城乡和地区之间的差异构建参照组，采取广义倍差法分析不同生育政策对性别教育差距的影响，探讨生育政策是否有效促进了性别教育平等。利用生育政策的强度差别来识别政策的处理效应，可以降低内生性问题对回归结果的影响，检验生育政策对性别教育差距的净效应。
三、研究思路与识别策略
采用色差仪测定黄瓜横切面果肉中间部分L*、a*和b*值，每根黄瓜测定2个数据点，每组样品重复测定20根黄瓜，结果取平均值。
将个人受教育水平转换为受教育年限变量，可以通过描述性统计分析性别教育差距在计划生育政策前后的变化情况，用以检验样本趋势变化。下图2中描述统计结果显示，中国三类生育政策地区，样本中男性和女性的受教育水平均呈现出上升的趋势。其中，农村一孩地区呈现出明显的性别教育差距缩小现象，在计划生育政策后的出生队列中，农村一孩地区性别教育差距由0.5年下降到0.1年；在农村一孩半地区，性别教育差距由1.3年下降到0.6年；在农村二孩地区，性别教育差距0.1年上升到1.1年。由于三类地区的数据中均包含了城市样本数据，而城市人口事实上受到了相同的人口政策干预(独生子女政策)。为了更加清晰地显示差别生育政策对农村地区的影响，图3剔除了城市样本，对农村样本的统计结果显示，实施严格一孩政策的农村地区性别差距明显缩小，女性平均受教育年限超过男性；一孩半地区性别教育差距有所缩小，但性别教育差距依然明显；二孩地区性别教育差距的绝对值在扩大，但分性别教育水平都呈现出非常显著的增加。统计分析显示，不同生育政策地区在政策实施前存在一定的教育水平差距，在计划生育政策实施之后不同生育政策地区在性别教育差距上确实存在明显差别，但这种差距是否是由于计划生育政策所导致，需要进一步的统计检验。在下文实证研究部分，为减少由被解释变量测量误差导致回归结果偏误，研究将采用二分类变量作为被解释变量描述个体教育获得状况。
队列分析主要考察计划生育政策前后两个出生队列在教育获得上的差异，同时通过加入虚拟变量考察生育政策类型对个人教育获得的影响，主要依据下列回归方程(1)和(2)，方程(1)为全样本回归分析时使用的方程，方程(2)为对男性或女性样本分别回归时使用的方程。研究中使用二分类变量考察教育获得状况，被解释变量包括：个人是否获得高中及以上教育，获得取值为1，未获得取值为0；个人是否获得大学及以上教育，获得取值为1，未获得取值为0。其中，sex表示性别，女性取值为1。根据个人出生地区差异来生成农村一孩、农村一孩半和农村二孩三个政策类型虚拟变量，birth1表示个人出生在农村一孩地区，birth15表示个人出生地为农村一孩半地区，农村二孩地区为参照组。cohort为出生队列，根据计划生育的实施年份将样本划分为政策前和政策后两个出生队列，其中1980-1986年出生队列取值为1，1972-1978年出生队列取值为0。(1)在国内外相关研究中，一般将1979年作为中国计划生育政策实施的起始年，由于无法明确生育政策严格执行的时间，本文没有将1979年出生人口放入出生队列中，定义1980-1986年出生队列为政策干预队列，1972-1978出生队列为控制组。X为一系列控制变量
Y=α+β·sex+γ·birth1+δ·birth15+φ·cohort+∑Ki·Xi+ε
(1)
Y=α+γ·birth1+δ·birth15+φ·cohort+∑Ki·Xi+ε
(2)
双差分模型主要根据回归方程(3)和(4)，方程中性别变量定义女性取值为1，其他主要变量含义与上文相同。其中，回归方程(3)是以一孩半地区为参照组，分析农村独生子女政策是否导致性别教育差距收敛速度更快，研究主要关注三次交互项系数，如果三次交互项系数为正且通过显著性检验，表示严格的一孩政策有效提高了女性的相对教育获得机会，有助于促进性别教育平等。方程(4)以农村二孩地区为参照组，分析农村一孩半政策是否能够有效提高女性教育获得机会，同样关注三次交互项系数和显著度。表1以方程(3)为例，解释了方程中各参数的含义和双差分结果。同时，由于中国城镇地区汉族家庭实施了完全一致的独生子女政策，政策差异主要体现在农村地区，研究将通过控制户籍身份和只选择农村样本两种方式来进行回归分析，确保实证结果的有效性。双差分策略假设在同时受到计划生育政策干预的情况，相对于政策力度较小的地区，政策强度越大的地区性别教育平等效应越明显。为了检验回归结果的稳健性和有效性，研究将1980-1986年数据分为两个新的队列，假设1980-1983队列为控制组，1984-1986为干预组，理论上如果计划生育政策加速了性别教育平等，这两个新队列均受到了生育政策干预，利用新的队列划分后三次交互项应该不显著。
表1回归方程系数解释
干预队列(1980-1986)农村一孩地区女性α+β1+β2+β3+γ1+γ2+δ(1)农村一孩地区男性α+β2+β3(2)农村一孩半地区女性α+β1+β3+γ2(3)农村一孩半地区男性α+β3(4)差分结果(1)不同政策地区性别教育机会γ1+δI参照队列(1972-1978)农村一孩地区女性α+β1+β2+γ1(5)农村一孩地区男性α+β2(6)农村一孩半地区女性α+β1(7)农村一孩半地区男性α(8)差分结果(2)不同政策地区性别教育机会γ1II扣除基期差异政策净效应δII-I
注：差分结果(1)=[(1)-(2)]-[(4)-(3)]；差分结果(2)=[(5)-(6)]-[(7)-(8)]。
10万t阴极铜项目采用当今世界先进的有色金属冶炼技术和工艺装备，落户于西宁甘河滩工业园区。项目占地808亩，计划总投资25亿元，设计年产阴极铜10万t、年产硫酸44万t及金银铂钯硒等贵金属，环保投入近4.5亿元约占项目投资的20%。项目的投产，每年将实现50亿元的销售收入，直接带动千人就业，开创了青海铜冶炼的先河。
子女数量下降会伴随着子代教育水平的提高，但对男性和女性的影响程度并不确定，如果数量下降对男性和女性受教育水平的影响程度相同，则生育控制政策并不能有效促进性别教育平等。表3中的回归结果(3)和(6)为对男性样本的回归结果，研究发现，在控制其他影响因素的情况下，男性在高中教育方面不存在显著的队列差异，但在高等教育方面，1980-1986年出生队列比1972-1978年出生队列的入学机会高42%。从分性别队列分析结果来看，由于女性在政策前后在高中和大学教育方面均存在显著的队列差异，性别教育差异在计划生育政策之后会显著缩小。队列差异很可能是由于生育政策和经济发展共同作用的结果，在三类生育政策地区，农村一孩政策地区男性高中教育机会是二孩地区高2.51倍。同时，在控制队列差异之后，在大学教育方面，生育政策类型变量均不显著，表明三类生育政策并没有对男性的高等教育获得产生显著影响。综合表3中的分析结果，女性随着社会发展在教育获得层面改善程度显著高于男性，同时农村一孩政策会显著提高女性高中和大学教育获得机会，综合结果会导致在农村一孩政策会显著缩小性别教育差距，但农村一孩半政策和农村二孩政策对性别教育差距的影响可能没有差异。
(3)
Y=α+β1·sex+β2·birth15+β3·cohort+γ1·sex·birth15+γ2·sex·cohort+δ·sex·birth15·cohort+∑φi·Xi+ε
(4)
四、数据来源与描述性统计
根据回归方程(1)和(2)，下表3报告了教育获得队列分析的主要结果，性别变量女性取值为1。回归结果(1)和(4)显示，在高中入学机会方面，在控制其他相关变量后女性入学机会总体大约比男性低24%，(6)由于解释变量为二分类变量，该部分报告的为新几率比，表示被解释变量从0变化到1，解释变量的概率增加数值。1980-1986年出生队列比1972-1976队列高24%，农村一孩地区高中教育获得机会比农村二孩地区高194%，一孩半地区比二孩地区整体高58%。在高等教育入学机会方便，控制其他变量后性别差异开始不显著，这可能是由于高等教育入学机会具有明显的竞争性；同时，1980-1986年出生队列高等教育入学机会比1972-1976年出生队列高43%，这可能主要是受中国高等教育扩招政策影响。(7)中国从1999年开始实施高等教育扩招政策，从1999-2008年大学生招生规模大学增加了5倍(吴要武和赵泉，2010)，1980-1984年出生队列会明显受到扩招政策的影响。不同生育政策类型地区的高等教育入学机会存在差异，农村一孩地区接受高等教育的概率比农村二孩地区高150%，但农村一孩半和二孩地区在高等教育入学机会上没有显著差异。根据表3中回归结果(2)和(5)为对女性样本的回归结果，在控制了一系列可能对个人教育获得产生影响的因素后，队列差异依然非常显著，计划生育政策之后出生的女性高中教育入学机会大约提高了30%，大学教育教育机会大约提高了40.5%，表明中国女性的教育机会随着经济发展在不断得到改善。为分析不同政策地区女性教育获得改善程度差异，一农村二孩地区为参照组，在添加政策类型变量并控制户籍性质和其他变量后，可以发现一孩政策地区女性高中入学机会比二孩地区的3.61倍，大学入学机会是二孩地区的4.91倍。但一孩半政策的虚拟变量并不显著，表明一孩半政策和二孩政策地区女性教育获得的改善程度并没有显著差异。
这个意义的来源极为深远。青铜器上有关老虎的纹饰很常见，比如饕餮纹。在古代军队的名称运用，“虎”字和“虎”符，也流行千百年。1995年我在乌鲁木齐买了把英吉沙小刀，刀柄就是虎纹。可惜它不允许带上火车，只好留给安检。老虎作为一种权威，一种象征，比它作为凶兽更令人追捧和敬仰。
Y=α+β1·sex+β2·birth1+β3·cohort+γ1·sex·birth1+γ2·sex·cohort+δ·sex·birth1·corhort+∑φi·Xi+ε
表2若干变量的定义与解释
指标定义与解释性别女性=1,男性=0生育政策类型农村一孩政策、农村一孩半政策和农村二孩政策地区出生队列1972-1978队列=0,1980-1986队列=13岁时户口状况农业户口=0,非农户口=112岁时户口状况农业户口=0,非农户口=13岁之前是否发生居住地变化未变化=0,变化=1 3-12岁是否发生居住地变化未变化=0,变化=1是否发生户籍性质转变未变化=0,变化=1是否接受高中以上教育未接受=0,接受=1是否接受大专以上教育未接受=0,接受=1父亲受教育年限根据问卷中母亲受教育状况产生母亲受教育年限根据问卷中父亲受教育状况产生12岁前不与母亲居住的时间(月)来源于问卷中0-3岁和3-12岁不与母亲居住的时间12岁前不与父亲居住的时间(月)来源于问卷中0-3岁和3-12岁不与父亲居住的时间
图2不同生育政策地区男女平均受教育年限变化情况
注：*表示1980-1986年出生队列平均值，其他为1972-1978出生队列平均值。数据根据CFPS2014计算并整理。
五、实证研究
中国在1986年通过《义务教育法》并规定学龄儿童必须接受9年制义务教育，本研究所涉及个体基本都会受到义务教育法影响，个体教育获得差异主要体现在非义务教育阶段入学机会上。(5)中国在1986年开始实施9年制义务教育，规定学龄儿童必须接受义务教育，同时法律执行时未满15周岁的失学儿童应该返回学校接受教育(刘生龙等，2016)，本研究中样本为1972-1986年出生人群，1972年出生个体在1986年大约为13周岁，会受到义务教育法影响。研究主要考虑高中及以上教育机会差别，根据数据中报告的个人受教育程度，设定是否接受高中及以上教育和是否接受大学及以上两个二分类变量，利用logit回归分析教育获得的队列差异及影响因素，同时利用双差分策略分析不同生育政策类型对性别教育差距的净影响。
中国1971年开始推行“晚、稀、少”政策，通过政策宣传和提供节育手段降低人口增长速度(冯立天等，1999)，该政策并没有针对家庭可生育子女数量的强制性约束。从1979年开始实施的计划生育政策严格规定了不同家庭可生育子女数量，同时生育政策具有明显的地区、城乡和民族差异，城镇地区汉族家庭只允许生育一个子女，生育政策在农村地区存在很大差异，其中北京、天津、上海、重庆、江苏、四川六省市农村家庭只允许生育一个孩子，19个省、区在家庭第一个孩子为女孩时，间隔4年可以再生育第二个孩子，被称为“一孩半政策”；宁夏、云南、青海、广东、海南农村家庭实行二孩政策(郭志刚等，2003)。本文将首先使用队列分析描述计划生育前后两个出生队列中性别教育获得状况，探讨生育政策差异是否对性别教育获得产生显著影响。随后利用不同地区政策强度差异构建参照组和干预组，采用双差分策略分析生育政策强度是否对地区教育差距产生显著影响。最后，研究将通过拆分队列的方式进行稳健性检验。
图3不同生育政策地区农村男性和女性平均受教育年限变化情况
注：*表示1980—1986年出生队列平均值，其他为1972-1978出生队列平均值。数据根据CFPS2014计算并整理。
(一)性别教育获得的队列分析
中国计划生育制度与户籍管理制度相联系，户籍性质和户口所在地决定了家庭可生育子女数量。(2)少数民族和极少数特殊职业对家庭生育子女数量有影响，但这部分人群在总人口中比重很小。研究需要收集个人出生户籍地、户籍性质、出生时间、民族身份等变量，通过这些信息识别个体受到的政策干预强度。研究主要采用中国家庭追踪调查数据(CFPS)2014数据中的成人样本数据，该数据以家庭为单位记录和追踪了主要家庭成员信息，通过将2010年数据中的个人信息与2014年数据匹配，可以获得研究所需的主要变量，匹配后样本总量为44667个，根据研究需要保留1972-1986年出生样本8078个。其中，1972-1978年样本4072个，1980-1986年样本4006个。1986年出生个体到2013年调查期间基本完成学校教育，可以作为干预组；1972-1978年出生人口未受计划生育政策直接影响，可以作为参照组。依据问卷内容，研究根据个人报告的3岁时户籍性质确定个人出生时的户口性质(农业或者非农户口)，同时根据个人出生省份和地区确定生育政策干预类型。研究将计划生育政策类型分为农村一孩、农村一孩半、农村二孩三个虚拟变量。(3)农村一孩地区包括：北京、天津、上海、四川、江苏、重庆；农村一孩半地区为：河北、山西、内蒙、辽宁、吉林、黑龙江、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、湖南、广西、贵州、甘肃、陕西；由于青海、宁夏、新疆、海南和内蒙5个地区的调查样本分布过少，农村二孩地区只保留了海南。同时，为了控制父代教育水平对子代影响，将父母受教育水平转换为受教育年限变量进入回归方程，(4)受教育年限定义为：文盲半文盲=0；小学=6；初中=9；高中/中专=12；大专=15；本科=16；硕士及以上=19研究中涉及的主要变量解释如下表2：
现在，研究人员受自然界中猪笼草的液态润滑界面启发，开发了这种纳米机器人。猪笼草表面具有纳米厚度的液体润滑层，使得落到植物表面的昆虫很容易滑落到植物的“口中”。研究人员使纳米机器人表面存在模仿猪笼草的液态润滑层，大大降低了生物分子的黏附，使机器人可在玻璃体中运动。
表3教育获得的队列分析结果(logit回归)
是否接受高中以上教育是否接受大学以上教育(1)(2)(3)(4)(5)(6)性别(女性=1)-0.278***(0.079)-0.159(0.097)出生队列0.212***(0.08)0.262**(0.116)0.160(0.110)0.360***(0.099)0.340**(0.144)0.353***(0.137)户籍(非农=1)1.800***(0.117)2.002***(0.171)1.609***(0.159)1.228***(0.119)1.455***(1.171)1.013***(0.164)农村一孩1.079***(0.243)1.286***(1.369)0.921***(0.330)0.896***(0.324)1.592***(0.504)0.436(0.414)农村一孩半0.455**(0.229)0.535(0.350)0.392(0.308)0.303(0.308)0.794(0.484)0.020(0.309)父亲教育年限0.119***(0.011)0.126***(0.016)0.114***(0.015)0.131***(0.015)0.121***(0.021)0.142***(0.021)母亲教育年限0.102***(0.010)0.116***(0.016)0.089***(0.014)0.111***(0.014)0.133***(0.021)0.096***(0.018)出生时父母年龄控制控制控制控制户籍性质改变控制控制控制控制居住地改变控制控制控制控制与父母分开时间控制控制控制控制截距项-2.96***(0.232)-3.517***(0.349)-2.752***(0.309)-4.05***(0.318)-4.842***(0.495)-3.641***(0.394)样本来源总体样本女性样本男性样本总体样本女性样本男性样本相关统计量R2_ p0.2240.2530.2950.2180.2470.195样本量446622752191446622752291
注：*，**，***分别对应10%，5%和1%显著水平，( )内为稳健标准误。其中，出生时父母年龄包含两个连续变量；与父母分开时间是指12岁之前与父亲或母亲分离的时间(月)，为两个连续变量；户籍性质改变指3-12岁之间户口是否由农业户籍专业非农户籍；居住地改变是指12岁之前是否改变居住地。
(二)双差分策略分析结果
性别教育平等很可能是经济发展、生育政策和其他社会政策共同作用的结果，队列分析很可能由于忽略重要变量导致有偏估计。根据回归方程(3)和(4)，该部分利用双差分策略剔除生育政策之外因素对回归结果的影响，分析中国生育政策对性别教育差距的净效应，下表4和5给出了双差分策略分析结果。表4以农村一孩半地区为参照组，分析了农村一孩政策对性别教育获得的净效应，研究主要关注三次交互项系数和显著程度。回归结果(2)和(5)使用总体样本考察了农村一孩政策对该地区性别教育差距的影响，在控制户籍和其他变量之后，三次交互项回归系数分别为0.862和0.813，是否获得大学教育的回归方程中显著性相对较低，综合分析表明相对与一孩半政策，农村一孩政策有效降低了地区的性别教育差距。由于生育政策差别主要体现在不同地区的农村人口中，回归结果(3)和(6)剔除了城市样本，基于农村样本的回归结果显示三次交互项的回归系数增加并且显著度提高，表明相对于一孩半政策，农村一孩政策可以显著提高农村女孩教育获得机会，有效促进农村地区性别教育平等。
表4双差分分析结果(参照组：农村一孩半地区；干预组：农村一孩地区)
是否接受高中以上教育是否接受大学以上教育(1)(2)(3)(4)(5)(6)性别(女性=1)-0.316***(0.118)-0.272**(0.131)-0.351**(0.147)-0.145(0.154)-0.121(0.171)-0.316(0.204)农村一孩0.529***(0.152)-0.148(0.299)-0.056(0.320)0.414**(0.176)-0.863**(0.403)-1.051**(0.488)出生队列0.139(0.114)0.179(0.126)0.239*(0.134)0.364**(0.142)0.453***(0.154)0.404**(0.181)性别*出生队列0.033(0.166)-0.018(0.181)-0.038(0.200)-0.120.205-0.126(0.222)-0.067(0.270)性别*农村一孩-0.204(0.265)-0.129(0.314)-0.188(0.343)-0.121(0.348)-0.144(0.445)-0.127(0.537)性别*出生队列*农村一孩0.776**(0.304)0.862**(0.363)1.035***(0.396)0.822**(0.380)0.813*(0.471)1.125**(0.564)父亲教育年限0.116***(0.011)0.112***(0.012)0.118***(0.014)0.129***(0.015)0.130***(0.016)0.137***(0.019)母亲教育年限0.101***(0.011)0.098***(0.012)0.089***(0.013)0.109***(0.013)0.113***(0.016)0.121***(0.018)户 籍(非农=1)1.784***(0.116)1.871***(0.139)1.217***(0.119)1.207***(0.140)其他控制变量控制控制控制控制截距项-2.44***(0.108)-3.51***(0.387)-3.68***(0.419)-3.69***(0.151)-4.08***(0.471)-4.67***(0.559)相关统计量R2_ p0.2190.2570.1490.2140.2480.180样本量425935693027425935693027样本来源总体总体农村总体总体农村
注：*，**，***分别对应10%，5%和1%显著水平，( )内为稳健标准误。其中户籍为3岁时的户籍状况，根据3岁时的户籍状况来识别农村样本和城市样本。其他控制变量包括：民族身份、是否发生居住地或户籍性质变化、地区虚拟变量、12岁之前与父母亲分开的时间。
队列分析结果表明，性别与一孩半政策交互项系数不显著，一孩半政策和二孩政策在促进性别教育平等方面可能不存在显著差异。下表5以二孩政策地区为参照组，利用双差分策略分析农村一孩半政策对性别教育差距的影响，研究主要关注三次交互项系数和显著程度。实证结果表明，在控制户籍身份、父母教育水平和地区特征等变量后，无论以高中入学机会还是以大学入学机会作为被解释变量，三次交互项系数为正但均没有通过显著性检验，二孩政策和一孩半政策在促进性别教育平等方面没有显著差异。表4和5中的综合结果表明，严格一胎政策能够显著提高女性和男性教育机会，但对女性教育获得机会提高更为明显，有助于促进性别教育平等。一孩半政策虽然在一定程度上可以控制家庭生育数量，但该政策要求在第一个孩子为女孩的情况可以生育第二个孩子，在一定程度上可能会强化家庭性别偏好，这些地区的独女户和双女户概率较低，(8)根据2010第五次人口普查数据统计发现，一孩半政策地区分胎次的出生性别比114、134、182，显示一孩半地区家庭从第二胎开始可能会有较为明显的性别选择行为。在具有明显性别偏好的情况，家庭依然会将资源向男孩倾斜，会显著降低政策对女性教育获得的改善程度，导致一孩半政策和二孩政策在促进性别教育平等方面不存在显著差异。
表5双差分分析结果(参照组：二地区，干预组：一孩半地区)
是否接受高中以上教育是否接受大学以上教育(1)(2)(3)(4)性别(女性=1)-0.440(0.484)-0.351(0.535)-0.588(0.682)-0.488(0.700)农村一孩半0.48(0.299)0.093(0.332)0.085(0.392)-0.15(0.427)出生队列-0.087(0.116)0.088(0.131)0.114(0.148)0.365**(0.163)性别*农村一孩半-0.168(0.667)-0.231(0.708)-1.17(0.986)-1.443(0.922)性别*农村一孩半0.052(0.493)0.02(0.542)0.331(0.691)0.301(0.707)性别*农村一孩半*出生队列0.356(0.668)0.335(0.71)1.238(0.986)1.425(0.923)父亲教育年限0.129***(0.011)0.117***(0.013)0.153***(0.016)0.138***(0.018)母亲教育年限0.142***(0.011)0.098***(0.012)0.151***(0.014)0.107***(0.016)户籍(非农=1)1.732***(0.134)1.196***(0.140)其他控制变量控制控制截距项-2.823***(0.296)-3.730***(0.462)-3.799***(0.388)-4.552***(0.593)相关统计量R2_p0.1470.2020.1620.196样本量3901320739013207
注：*，**，***分别对应10%，5%和1%显著水平，( )内为稳健标准误。其他控制变量与表5相同。
表6稳健性检验
是否接受高中以上教育是否接受大学以上教育(1)(2)(3)(4)性别(女性=1)-0.251(0.198)-0.183(0.174)-0.209(0.248)-0.125(0.204)农村一孩0.110(0.433)0.161(0.410)-1.236*(0.703)-0.855(0.525)性别*农村一孩0.407(0.489)0.407(0.458)0.564(0.544)0.405(0.453)队列2(1984-1986队列=1)0.201(0.197)0.174(0.183)0.274(0.243)0.202(0.208)性别*队列2-0.17(0.299-0.1550.268)-0.318(0.38)-0.264(0.314)性别*队列2*农村一孩-0.114(0.574)-0.184(0.538)0.994(0.610)0.411(0.557)户籍(非农=1)1.848***(0.211)1.329***(0.191)父亲教育年限0.119***(0.021)0.121***(0.019)0.107***(0.026)0.105***(0.023)母亲教育年限0.108***(0.019)0.123***(0.017)0.134***(0.025)0.147***(0.021)其他控制变量控制控制控制控制截距项-4.022***(0.653)-4.067***(0.588)-4.445***(0.856)-4.210***(0.729)相关统计量R2_p0.1990.3040.2030.283样本量1352170813401639样本来源子样本子样本子样本子样本
注：*，**，***分别对应10%，5%和1%显著水平，( )内为稳健标准误。其中子样本是指将1980-1986年出生人口组成的样本。其他控制变量与上表5相同。
六、稳健性检验
上文利用生育政策实施时间划分干预组和参照组，一个国家在同一时间段内可能存在大量经济和社会政策，这些政策可能会对性别教育差距产生显著影响。同时，如果计划生育执行力度随时间不断变化，假设随时间推移生育政策执行力度逐步加强，可能导致出生队列划分不准确，对回归结果产生影响。如果生育政策严格程度随着时间推移不断强化或减弱，可能会影响结果的有效性。研究将1980-1986年出生队列划分为两个相邻队列，假设1980-1983为参照队列，取值为0，1984-1986队列为干预队列，取值为1。采取回归方程(3)检验是否存在计划生育政策之外的政策影响回归结果，如果生育政策随着时间变化不断强化或减弱，三次交互项应该显著；同时，如果1980-1986之间存在其他政策起到了与生育政策相同的效果，三次交互项应该显著。表6中回归结果(1)和(3)为仅使用农村样本的回归结果，回归结果(2)和(4)为使用全部样本的回归结果。回归结果显示，三次交互项系数均不显著，表明计划生育政策力度在本文设定的样本区间并没有随时间不断调整，排除由于队列划分错误对回归结果产生影响，证明了上文分析结果的有效性。
七、结论
中国作为传统上具有明显性别偏好的国家，在经济尚处于中等收入阶段呈现出明显的性别教育平等现象，本文从生育政策视角对这一现象进行了解释。队列分析发现，中国女性教育获得随经济发展不断改善，性别教育差距变化是经济发展和生育政策共同作用的结果。以农村二孩政策地区为参照组，队列分析发现独生子女政策有助于提高子代受教育机会，同时女性受教育机会改善相对男性更为明显，可以有效促进性别教育平等；但相对二孩政策，一孩半政策在促进性别教育平等方面没有显著差异。为控制内生性问题对回归结果的影响，研究通过生育政策强度的地区差异构建控制组和干预组，利用双差分策略分析了生育政策对女性教育获得的净影响。研究发现，相对于一孩半政策，独生子女政策在促进性别教育平等方面政策效应更为明显；而一孩半政策和二孩政策对性别教育差距的影响不存在显著差异。这可能是由于在传统性别偏好影响，一孩半政策下独女户和双女户数量较少(Secondi，2002)，家庭会将更多的资源向男性倾斜，导致一孩半政策没有通过控制家庭规模提高女性相对受教育机会。研究最后通过重新划分队列的方式验证了分析结果的有效性。因此，本文认为相对与在部分农村地区实施的一孩半政策和二孩政策，中国过去在城镇地区和部分农村地区长期实施的严格独生子女政策更能促进了性别教育平等，(9)2010年受独生子女政策约束的家庭约为35%，受一孩半政策影响的家庭约为54%(Ebenstein，2010)。加速了中国性别教育平等化进程。
基于本文的研究，随着中国放松生育政策，农村地区由一孩半政策过渡到二孩政策，这一政策转变应该不会对农村女性教育获得产生明显负面影响。而城镇地区由一孩政策过渡到二孩政策，是否会对女性教育获得产生负面影响则需要引起关注，这可能主要取决于城镇家庭性别偏好和子女数量对家庭资源约束的影响。事实上，女性社会地位包括人力资本获得、劳动力市场歧视和社会观念等多个层面，随着女性在教育获得方面与男性逐步趋同，可以利用劳动力市场政策降低市场歧视程度，进一步提高女性经济和社会地位，促进社会性别平等，包括强化劳动力市场反歧视政策和强调对女性就业权益保障。同时，中国在计划生育政策实施过程中进行了大量有关性别平等的政策宣传，这些政策宣传可能对社会性别观念的转变产生了积极影响，随着中国放松生育政策，涉及性别平等的相关政策宣传可以通过各种形式继续存在并发挥作用。本文的研究只涉及到计划生育政策的平均处理效应，由于双胞胎、地方政府政策执行力度、超生等情况会导致家庭实际生育子女数量出现出明显差异，从更加微观的层面去研究可能有助于分析家庭层面的生育决策和教育投资决策。当然，本文的研究不构成对计划生育政策是否合理的价值判断，中国的生育政策在客观上产生了规模巨大的“独生一代”，其对经济和社会的长期影响可能表现在多个方面，既与性别失衡、社会观念转变和“未富先老”等现象密切相关，也客观上提高了女性教育水平和社会地位，加速了中国性别平等化进程。
李永林：作为国有特大型石油化工企业以及中国石化创建的首批十家绿色企业之一，面对京津冀地区经济发展和资源环境约束之间的突出矛盾，必须深刻把握“绿水青山就是金山银山”的重要发展理念，在创造物质财富的同时切实履行好政治责任和社会责任，实现“为美丽天津助力、为美好生活加油”的伟大使命。
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FamilyPlanningPolicy,FertilityDeclineandGenderEducationEqualityinChina
Lu Wanjun Zou Wei Zhang Binbin
Abstract: In recent years, the gender gap in education has declined rapidly and the proportion of female that have higher education in the college has surpassed men in China. This article explains the phenomenon from the perspective of family planning policy. Under the influence of gender preference, traditional Chinese families will tilt educational opportunities to boys due to resource constraints. The education investment strategy in the family will result in a gender education gap and a relatively low female social status in the society. The family planning policy can reduce the family resource constraints by controlling the number of children, and improve the education level of the offspring. If the improvement of female education is more obvious in this process, the gender education gap will narrow. On the other hand, China has implemented the strict one-child policy in urban areas and some rural areas. There is no problem of girls and boys competing for family resources in the single-child families, which may significantly increase the level of education of the girls born after the family planning policy. This may accelerate the process of gender education equality if the policy coverage is wide enough. The empirical study in this paper based on cohort analysis and Difference-in-Differences strategy. The cohort analysis found that the gender gap in the birth cohort after family planning policy has significantly narrowed. The Difference-in-Differences study based on regional policies and cohort differences to evaluation of the effects of different birth policies. The DID analysis found that the strict one-child policy could significantly improve women’s relative educational opportunities and promote equality in gender education. However, there is no significant difference between the two-child policy and the one-and-a-half child policy in promoting equality of gender education. This may be due to that the one-daughter and two-daughter family is very few under the one-and-a-half child policy. Families affected by gender preferences will allocate resources inclined to men. This can lead one-and-a-half child policy cannot improve women’s access to education by controlling the size of the family or reducing competition for resources within families. Based on theoretical and empirical analysis, this study concludes that compare to the one-and-a-half policy and the two-child policy implemented in some rural areas in China. The strict one-child policy that China has implemented in urban areas and some rural areas in the past has promoted equality in gender education and accelerated the process of gender equality in China more obvious. Finally, this paper argues that with the full liberalization of the two-child policy in China, the transition from one-child policy to two-child policy in rural areas will not have significant impact on women’s education attainment. The government should pay attention to the impact of fertility policy adjustment on urban women’s education. The economic and social status of women includes access to education and discrimination in the labor market and other latitude. With the gender education gap gradually narrowed, the government can use labor market policies to reduce gender discrimination in the job market to further improve women’s economic and social status and promote gender equality.
Keywords: Family Planning Policy; Gender Equality; Education Attainment; Difference-in-Difference Strategy.
*陆万军，南京农业大学公共管理学院，E-mail: asdlwj@sina.com；邹伟，南京农业大学公共管理学院，E-mail: njauzw@126.com；张彬斌，中国社会科学院财经战略研究院，E-mail: zhang123_bin@126.com，通讯地址：江苏省南京市卫岗1号，邮编：210095。非常感谢外审专家富有建设性的修改意见，作者文责自负。基金项目：国家自然科学基金青年项目(71804068)；江苏省高校哲学社会科学指导项目(2016SJD840002)；江苏省高校哲学社会科学重大项目(2016ZDAXM001)；南京农业大学人文社科创新项目(SKCX2018007)。
JEL
分类号：A22，J16，P36
中图分类号：F061.3
文献标识码:A
文章编号:1000-6249(2019)09-097-16
(责任编辑：徐久香)
标签：政策论文; 队列论文; 性别论文; 女性论文; 地区论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《南方经济》2019年第9期论文; 国家自然科学基金青年项目(71804068) 江苏省高校哲学社会科学指导项目(2016SJD840002) 江苏省高校哲学社会科学重大项目(2016ZDAXM001) 南京农业大学人文社科创新项目(SKCX2018007)o论文; 南京农业大学公共管理学院论文; 中国社会科学院财经战略研究院论文;