中学生教育期望的性别差异父母教育卷入的影响效应分析_性别助长效应

中学生教育期望的性别差异父母教育卷入的影响效应分析

在基础教育阶段，学界更关注对学生教育期望的研究。

教育期望是学生理性认知自己可能获得的教育水平的主观 信念。[7]国内外相关研究均认同，教育期望是有效且稳定 的预测教育获得以及地位获得的指标，对教育获得具有很强 解释力。[8][9]因此，在基础教育阶段，学生的教育期望差 异可以在一定程度上反映、影响乃至“决定”中学后教育 （post-secondary Education）获得的差异。

与高等教育获得的性别发展趋势相似，国外针对中学生 教育期望的研究也发现，男女生的高等教育期望随着时间的 推移呈现出不同变化。上个世纪50 年代，男性对于获得大学学位的期望远远超过女性。[10]而当前的研究则表明，即 使控制了种族和家庭社会经济地位等结构性变量的影响，女 性的教育期望也远远高于男性。[11]美国国家经济研究局 （National Bureau ofEconomic Research，NBER）2010 年 发布了一项考察二十世纪70 年代中期到二十一世纪早期不 同群体教育期望的变化趋势的研究报告，该报告显示，上个 世纪70 年代中期，白人女性高中生对获得本科学位的期望 还远低于男性，但80 年代初期女性开始超越男性并将此优 势持续保持和扩大。[12] 以上研究说明，随着当代女性自我意识的觉醒，女性基 本权利和地位获得在很大程度获得提高，这也是性别发展平 等化在教育领域的反映。但与此同时，有学者对当前男性在 教育期望和获得上的持续低弱态势也流露出隐忧。近年来， 国际和国内社会所揭示的“男孩危机”在一定程度上反映了 这一问题。当然，这种忧虑并非认为女性超越男性是一种“反 常现象”，更多是源于低教育期望和教育获得对男性群体本 身及其可能带来的社会后果的忧虑。国外研究表明，与没有 接受大学教育的个体相比，拥有本科学历的男性更倾向于选 择婚姻生活，非婚育子的可能性更低；
具有更高的阅读水平， 更低的犯罪率，不易失业且表现出更多的公民参与和纳税行 为；
少有吸烟和不良的生活习惯，也更健康。[13]国内相关 研究也指出，我国教育领域的性别比例逆转正在影响劳动力 市场和婚姻市场的性别机会结构，进而影响男性和女性的个人生活机遇乃至整个社会的性别关系，而由此带来的社会冲 击还会增强。[14]由此可见，基于男性的生理和社会特征， 不重视提升男生的教育期待和获得将是一种逆向的经济损 失并将付出更高的社会成本，而男生较高的受教育程度在一 定程度上可以降低社会风险。事实上，无论是男性还是女性， 在尊重男女性别差异的前提下促进性别的均衡发展，才会有 利于社会的和谐与稳定。从这个意义上讲，研究中学生教育 期望的性别差异有着重要的现实意义。本文以初中学生为研 究对象，具体的研究问题是：（1）我国初中生的教育期望 是否存在性别差异？存在何种形式的性别差异？（2）如果 存在性别差异，如何缩小这种差异？ 二、中学生教育期望的性别差异及其形成机制 当前，国内关于初中生教育期望的性别差异机制尚无系 统探究。而国外研究表明，近数十年来学生的教育期望呈现 出“女高男低”的“新”特征，相关领域的学者对这一现象 表现出极大的研究热情，并提出不同的理论阐释。其中涉及 三种最具代表性的理论：人力资本理论、社会强化理论和父 母教育卷入理论。

（一）人力资本理论 人力资本理论源于经济学的研究，指对生产者进行教育、 职业培训等支出及其在接受教育时的机会成本的总和。其理 论假设是对人进行教育投资将获得更高的价值回报。

Diprete 等认为人力资本理论可以部分地解释教育期望的“新”性别差异：从回报上看，随着经济社会的发展以及高 等教育的扩招，男性和女性对受教育程度的回报率的判断出 现了差异，女性对受教育水平与劳动力市场选择及回报程度 的价值判断要高于男性。[15]Perna 的经验研究也发现不同 学历的回报率存在显著的性别差异，女性本科学历者比高中 学历者收入高55%，而男性本科学历的收入回报仅比高中学 历高17%。[16]一项质性研究表明，相比女生，中学阶段男 生更缺乏理性决策思维，往往容易夸大辍学工作的潜在收入 水平，对舒适生活所需要的金钱概念知之甚少。这也可能导 致他们过低判断接受高等教育的价值和回报。[17]另外，高 等教育对女性的回报不仅表现在劳动力市场，高教育水平也 是女性拥有更高质量婚姻、更高水平生活以及防止陷入贫困 的保障性因素。因此，对高等教育回报整体上更大的价值判 断使女性对获得更高水平的教育具有更强的动机和期望。

[18]从前期的教育投入看，有研究指出，女性比男性在大学 准备中所需要花费的努力更少。换言之，女性在中学期间比 男性更易获得好成绩，因此上大学的可能性更大。

[19]Charles 等人的研究也支持了这个理论，他们认为男性 对上大学期望较低的原因可能正是由于对能否顺利通过考 试的不确定以及具有大学学历男性并不乐观的收入趋势的 判断。[20]总之，人力资本理论试图说明，正是因为男性和 女性对人力资本成效的不同价值判断，导致了教育期望的 “新”的性别差异。（二）社会强化理论 社会强化理论是关于社会政策、性别文化等对不同性别 学生教育期望影响的理论假设。已有研究表明，当前的政策 和法律更强调对女性的关注，也更鼓励女性去追求更高水平 的教育，这使得男性比女性更多地感知到在教育中处于不利 地位。[21]从性别文化来看，女生更易表现出对学校文化的 顺应，她们对待作业更加认真，在班级中具有更少的问题行 为，也更遵守纪律，并具有坚持性。而男孩中普遍存在一种 反智文化（anti-intellectualculture），[22]P121他们对 待作业则更加消极，精力更易分散，也更易处于学业不利的 风险之中。[23]社会压力、不够成熟、发展问题、高发的多 动症以及与强调顺应的学校文化不相符合的男孩文化使得 许多年青的男生似乎对自己在学业上成功的期待并不积极， 从而导致了这一群体对高水平教育的期望不如女生那么强 烈。[24]P3 （三）父母教育卷入理论 父母教育卷入是家长在家庭和学校中做出的促进孩子 取得更好学业成就的多种行为，其中就包含对孩子的教育理 念、期望等。[25]根据该理论，学生对教育价值和期望的内 在化通过父母的教育参与和互动来实现。具体来说，经由三 个方面的过程发生：第一是来自父母的鼓励和日常沟通；

[26]第二是父母对子女学习活动的参与和介入；
[27]第三是 父母对子女的教育期望。[28]基于父母教育卷入理论的研究认为，中学生群体中女孩比男孩拥有更高水平的父母教育卷 入。在女性中，至少有一位父母亲期望他们获得学士学位的 比例为77%，而在男性中这一比例仅为72%。[29]Carter 等 人对初中学生研究发现，在控制了年级、测量分数以及学生 期望等变量后，父母对女孩具有更高的教育期望，与女孩互 动沟通以及参与到他们学习中的程度高于男孩。[30]Muller 基于中学生的研究指出，父母在与女孩谈论学习计划、参与 学校事务、对孩子的限制性活动等方面显著多于男孩。[31] 可见，在该理论视野中，父母对女孩的高教育卷入使其比男 孩具有更高的教育期望。

（四）本研究的分析框架与假设 本研究欲探讨我国初中生教育期望的性别差异现状，并 检验缓减性别差异的可能因素。上述三种理论视角均有借鉴 意义，它们从不同的角度分析了初中生教育期望的性别差异 中“女高男低”现象，既有共通之处，也有不同之点。本研 究拟主要基于父母教育卷入的理论框架，立足中国社会“望 子成龙、望女成凤”的特殊情境展开分析。与此同时，在一 定程度上亦将人力资本理论与社会强化理论作为本研究相 关假设推论的依据。这是因为，从人力资本理论的解释框架 来看，国内相关研究也表明，女性接受高等教育的收益率明 显高于男性；
[32]从社会强化理论来看，虽然世界各国性别 差距不一，但二十世纪90 年代以后，中国的性别文化和关 于性别的社会政策亦具有与西方较为一致的话语体系和发展趋势。[33]故此，人力资本理论和社会强化理论的解释在 一定程度上适用于中国情境。

父母教育卷入理论表明亲子教育互动与教育期望的关 系。与国外不同的是，我国过去长期执行计划生育政策，学 龄人口中大多数都是独生子女。家庭资源分配理论认为，与 多子女家庭相比，独生子女获得父母关注的机率是相同的。

而且受传统父权制和文化观念的影响，即便在多子女家庭对 男孩的关注也多于女孩。[34]因此，国外关于女孩父母卷入 比男孩更多的论证可能并不足以解释中国的情况。此外，前 两个理论与父母卷入理论具有一定的内在关联，例如，人力 资本理论中不同性别的个体对高等教育回报的主观认知可 以通过与父母之间的沟通和交流形成；
社会强化理论中关于 男孩性别文化及其对男孩教育的不利影响也可通过父母的 学习管教和参与进行引导和弱化。因此，基于中国的现实情 况以及三种理论的内在关联，父母教育卷入在一定程度上可 能削弱造成男孩期望低于女孩的前两种原因发生的可能性。

因此父母教育卷入一方面可能促进不同群体的教育期望，另 一方面也可能是调节教育期望的性别差异的特殊变量。

概言之，我们推论，基于人力资本和社会强化理论，女 性对高水平教育整体回报率的乐观预期和相对轻松的投入 成本、政策和法律保障、女性文化与学校文化的吻合，均可 能促进女生的教育期望。此外，鉴于女生的高等教育入学率 已持续超过男生，教育期望作为教育获得的强大解释变量，从理论上讲其性别差异会具有与高等教育入学率相一致的 态势。据此，提出如下基本假设：
假设1：初中生的教育期望存在显著性别差异，女生的 教育期望（包括受教育年限和获得本科教育的期望）高于男 生。

进一步来说，父母教育卷入不仅对学生教育期望具有显 著影响，而且可能对学生期望的性别差异产生调节作用。其 中，父母与子女的沟通交流可以增强孩子的人力资本意识， 使其理性客观地认识教育对个体未来发展的积极回报，从而 缩小教育期望的性别差异；
父母的参与管教在一定程度上可 以抵制社会强化所带来的孩子（尤其是男孩）在教育中的不 利境地，父母对子女的学习参与和管教频率越高，越可能降 低其学业风险，减少行为问题，获得更好的学业表现，从而 产生更高的教育期望，这些变化对男孩的影响更大；
而家长 对子女的教育期望作为父母教育卷入的第三项指标，对促进 男生的教育期望水平具有更大的提升空间。据此有如下具体 的研究假设：
假设2：父母教育卷入越多，个体受教育期望水平越高。

假设3：父母教育卷入在一定程度上可以缩减教育期望 的性别差异。

假设3a：父母参与和管教越多，对男生受教育期望的正 向影响越大；

假设3b：亲子沟通和交流越多，对男生受教育期望的正向影响越大；

假设3c：父母的教育期望越高，对男生受教育期望的正 向影响越大。

三、数据与变量 （一）数据 数据来源于中国人民大学中国调查与数据中心实施的 “中国教育追踪调查”（China Education PanelStudy，简 称CEPS）。该调查以2013~2014 学年为基线，以七年级和九 年级两个同期群为调查起点，采用多阶段的概率与规模成比 例（PPS）的抽样方法，从全国随机抽取了28 个县区市、122 所学校、438 个班级作为调查点，学生样本量为19487。CEPS 收集了被调查学生的基本情况、学习成绩、教育期望等信息， 还收集了家长、任课教师以及学校领导相关数据。调查内容 较为全面，本研究所涉及的研究变量基本涵盖于内。

（二）变量 1. 结果变量：教育期望。CEPS 中关于教育期望的问题 涉及两类，其一是学生所期望的受教育年限。所设置的问题 为“你希望自己读到什么程度”，备选项为：现在就不要念 了、初中毕业、中专/技校、职业高中、高中、大学专科、 大学本科、研究生、博士。根据教育年限对以上变量进行赋 值，得到取值范围7~22 的连续变量。其二是依据“是否希 望接受本科教育”获得一个二分变量（是=1，否=0）。

2. 自变量和调节变量。本研究的目的是检验初中生教育期望的性别差异状况，并考察父母教育卷入是否有利于缩 减性别差异。因此性别是本研究的核心自变量，父母教育卷 入是调节变量。在本文的所有统计模型中，性别为虚拟变量 （女性=0，男性=1）。

父母教育卷入从三个层面进行测量，包括亲子沟通和交 流、学习参与和管教及父母教育期望。CEPS 中分别询问学 生“父母是否经常与你讨论以下问题”，包括学校发生的事 情、与朋友的关系、与老师的关系、心情、心事或烦恼，对 选项得分进行加总平均，得分越高亲子沟通和交流越多。同 时，CEPS 询问学生“父母对以下事情管教是否严厉”，包 括作业考试、在学校的表现、每天上学、每天几点回家、和 谁交朋友、穿着打扮、上网时间以及看电视时间等，对选项 得分进行加总平均，分数越高学习参与管教越多。父母教育 期望与学生教育期望问题选项设置相同，同样将其按教育年 限重新赋值为7~22 的连续变量。

3. 控制变量。已有研究表明，个体的户籍性质、民族、 家庭经济状况、父母受教育年限、是否独生、所在年级、学 业成绩等均会影响学生的教育期望，需要对其进行控制处理。

另外，CEPS 中有大量流动和留守学生样本，他们与普通学 生在个体和家庭变量上可能存在差异，因此本研究将学生类 型也作为控制变量。具体来讲，进行虚拟变量处理的包括户 籍（非农户口=0）、民族（少数民族=0）、是否独生（非独 =0）、所在年级（七年级=0）、学生类型（分为流动、留守及普通学生，普通为参照组）。父母受教育水平取父亲或母 亲双方受教育程度较高者的受教育年限进行测量，按照没受 过任何教育、小学、初中、中专/技校、职业高中、高中、 大学专科、大学本科、研究生及以上分别赋值为0~19 的连 续变量。家庭经济状况按非常困难、比较困难、中等、比较 富裕、富裕进行1~5分赋值。学业成绩使用学生自评的班内 成绩排名，CEPS 问卷中的题目是：“你目前的成绩在班里 处于哪一类？”选项设置为不好、中下、中等、中上、很好， 分别赋值1~5，将其作为连续变量加入模型。

本文所使用的所有变量的描述统计如表1 所示：
四、结果与分析 （一）相关分析 表2 给出本研究所含变量的相关系数。如表2 所示，户 籍、民族、家庭经济状况、父母受教育水平、是否独生、年 级、学生类型、学业成绩等控制变量均与至少一类教育期望 具有显著相关，因此本研究将其作为控制变量是有意义的。

性别与教育期望两个指标均显著负相关，初步表明女生的教 育期望高于男生，这与假设1 的预测一致。父母教育卷入的 三项指标均与教育期望具有显著正相关，与假设2 的预测一 致。

（二）回归分析 多层线性回归分析的结果如表3 所示。为避免共线性问 题，交互项中父母教育卷入三个因子事先进行中心化处理。模型1 至模型5 是非交互模型，目的在于估计各解释变量对 因变量的净效应；
模型6 至模型8 都是交互模型，分别估计 性别与父母教育卷入的交互效应，从而检验教育期望的性别 差异是否因父母教育卷入的不同而有所差异。模型1 中只加 入控制变量，结果显示，除学生类型外，其余控制变量均具 有显著影响。为验证假设1，模型2 加入性别变量，结果表 明，考虑了控制变量后，教育期望的性别差异同样很显著， 初中女生的教育期望比男生高约0.237 年。假设1 得到验证。

模型3 至模型5 在模型2 的基础上分别加入父母教育卷 入变量。结果表明，学习参与管教、亲子交流沟通、家长教 育期望对子女的教育期望均具有显著的正向影响。即学习参 与管教和亲子交流沟通每增加一个单位，子女期望获得的教 育年限分别增加约0.955 和0.611 年；
家长对子女的教育期 望每增加1 年，子女的教育期望增加0.694 年。假设2 得以 验证。

进一步考察父母教育卷入与性别的交互作用。模型6 在 模型3 基础上加入性别与学习管教的交互项，目的是为了检 验不同管教水平下个体教育期望的性别差异的程度。结果显 示，在这一模型中，性别变量的主效应为-0.211（P<0.001）， 表明其它因素保持不变时，在管教水平较低的家庭中，女生 教育期望水平明显高于男生。学习管教水平的主效应为 0.630，在0.001 水平上显著，表明控制了其它变量后，学 习管教水平对女生教育期望水平有显著的作用。性别与学习管教水平的交互作用为正，而且在0.001 水平上显著，表明 学习管教水平对男生教育期望的影响作用比对女生的作用 更大（对男生的影响为0.630+0.639=1.269，表明控制了其 它变量后，学习管教水平每增加一个单位，男孩的教育期望 增加1.269 年）。图2 的结果更加直观地印证了这一模式。

图2 显示，男生和女生的回归直线（学习管教与因变量的关 系）不是平行的，而是相交的。学习管教水平越低的家庭， 女生与男生平均教育期望差距越大，随着自变量（学习管教 水平）的增加，这个差距逐渐缩小。自变量取值在2.7 左右 的时候，男生和女生的教育期望相等，接近3 时，男生的教 育期望超越了女生。所有这些结果都支持研究假设3a，即父 母参与和管教越多，对男生受教育期望的正向影响越大。

模型7 在模型4 的基础上加入性别与家长交流沟通的交 互项，以检验不同交流沟通水平下子女教育期望的性别差异 程度。可以发现，模型中性别主效应为-0.200，表明在控制 了其它变量后，亲子交流沟通水平低的家庭中，男孩的平均 教育期望比女孩低大约0.200年。亲子交流沟通的主效应为 0.513，在0.001 水平上具有显著性，表明控制了其它变量 后，亲子交流沟通对女孩受教育期望水平也有显著影响。性 别与亲子沟通交流的交互项的回归系数是0.190，而且统计 显著（P<0.05），表明亲子沟通交流对子女受教育期望的影 响是有性别差异的，对男孩影响更大（比对女孩的影响大 0.190 个单位）。也就是说，其它因素保持不变的情况下，亲子交流沟通每增加一个单位，男生的教育期望增加0.703 年（0.513+0.190=0.703）。图3 可以直观地看到，当亲子 交流沟通水平较低时，女生教育期望水平高于男生，随着亲 子交流沟通水平的增加，男生和女生教育期望水平差距越来 越小并趋于等同。总而言之，男生的教育期望更易受到亲子 交流沟通水平的影响，亲子交流沟通越多，对男生教育期望 影响更显著。研究假设3b 得以验证。

模型8 在模型5 的基础上加入性别与家长教育期望的交 互项，考察在家长不同的教育期望水平下，个体教育期望的 性别差异程度。模型中性别主效应为-0.112，表明控制其它 变量后，家长教育期望低的家庭中，男生教育期望比女生低 大约0.112 年。家长教育期望主效应为0.686，且在0.001 水 平上显著，表明家长教育期望对女生的教育期望具有显著促 进作用。其它变量保持不变，家长教育期望每增加一年，女 生教育期望增加约0.686 年。性别与家长教育期望的交互项 回归系数为0.015，不具有统计显著性，表明家长教育期望 对不同性别子女受教育期望的影响没有显著性别差异，对男 生的影响仅比对女生大0.015 个单位。图4 的结果直观地印 证了这一模式，家长教育期望与女生和男生的教育期望的线 性回归直线斜率都较大，二者几乎完全重合，表明家长教育 期望对男生和女生的教育期望影响都极为显著，影响效应不 存在显著性别差异。研究假设3c 未获数据支持。

（三）稳健性检验以上分析中因变量为“学生期望的受教育年限”，将其 作为定比变量，并使用线性回归模型进行参数估计，这样做 的好处是回归系数更容易解释。但有研究认为，教育期望并 非一个线性现象，即不同教育程度间的差异有可能是不一致 的。例如，初中到高中和高中到大专，虽都相隔3 年，但对 于升学而言，两者的意义可能大相径庭。是否能上大学本科 通常被看作一个分水岭，因此，许多研究将是否期望上四年 制大学作为教育期望的操作化指标。[35]为检验统计结果的 稳健性，本研究将表3 中各模型的因变量换为二分变量（期 望上本科或以上=1，本科以下=0），并使用二元Logistic 回 归模型进行参数估计，结果如表4 所示。

可以发现，表4 中变量的估计结果与表3 完全一致。具 体而言，表4 中模型2 显示，男生和女生对上大学的期望有 显著差异，女生比男生上大学意愿更加强烈。具体而言，控 制相关变量后，男生希望上大学的几率（odds）比女生低32% 左右（1- e- 0.386≈0.320,P<0.001）。表4 模型3 至模型 5 显示，父母教育卷入对个体受教育期望具有较强的解释力， 家庭参与管教、亲子交流沟通和家长教育期望系数均为显著 正效应，表明父母教育卷入越高，子女期望上大学的几率越 高。模型6 和模型7 则表明，家庭管教和沟通交流对男生和 女生期望上大学的机率具有显著的性别差异，对男生的积极 影响大于女生。即家庭管教和沟通交流水平每增加一个单位， 男生期望上大学的几率分别约增加1.011倍（e0.403 +0.296- 1≈1.011,P<0.001）和62.3%（e0.378 + 0.106- 1 ≈0.623,P<0.01）。表4 模型8 中家长教育期望与性别的交 互作用也不显著，表明家长期望对男性和女性上大学期望的 影响效应并不具备区分性的影响效应，而具有同等的重要性。

以上结果再次验证了假设1、假设2、假设3a 和假设3b。总 而言之，研究结果虽未验证家长教育期望对子女的上大学的 期望的性别效应，但家庭管教和交流沟通对子女上大学期望 的显著性别效应，同样表明整体父母教育卷入的增加更有益 于提升男孩上大学期望的可能性。

五、总结与讨论 使用“中国教育追踪调查”（CEPS）2013-2014 基线数 据，本文探讨了初中生教育期望的性别差异、父母教育卷入 的影响效应以及对受教育期望的性别差异的调节效应。研究 发现：第一，与国外研究相似，我国初中生群体的教育期望 存在显著的性别差异，女生的教育期望水平远远高于男生。

第二，父母教育卷入对初中生的教育期望具有显著影响，即 其他因素保持不变，学习管教、沟通交流和父母教育期望越 高，子女的教育期望越高。第三，父母教育卷入对初中生教 育期望的性别差异具有调节效应，家庭管教和交流沟通对男 生受教育期望的正向影响比对女生的正向影响效应更为显 著，父母的教育期望无论对男孩还是女孩的受教育期望都具 有较强的促进效应。

长期以来，教育期望与教育获得的性别差异研究的关注点更多是针对女性，基于中国传统社会的性别偏好及女性的 生理特征，给予女性更多的关注无疑对提高女性地位、促进 性别平等具有重要意义。女性主义的努力和宏观政策的导向 使得在诸多领域（包括在受教育机会上）女性逐渐获得甚至 超越了男性的优势，这一进步值得肯定。但同时也应意识到， 真正意义上的性别平等并非仅仅关注某一性别的发展却对 另一性别视而不见，而是应努力使男女两性都能获得平等均 衡的发展机会。因此，近年来男孩在教育期望上的持续弱势 也应引起足够的重视。

既有研究普遍认为，男孩的教育问题更多是基于男孩外 向好动的性格特质和男孩所特有的性别文化，以及身体和认 知的发育整体较女孩延缓的生物学特征，使得他们并不适应 学校的规训文化以及与女性同一年龄段的发展要求，由此带 来一系列学业问题。那么，如何降低男孩的学业风险以促进 他们更好的发展？为此，本研究检验了父母教育卷入的作用 效应，并获得了一些新的发现。一方面，研究验证了父母教 育卷入对教育期望的影响效应；
另一方面发现了父母教育卷 入对教育期望性别差异的调节作用。应当说，这一发现不无 意义。它提示我们，教育卷入中父母的教育期望对男生和女 生的教育期望都具有重要的促进作用，家庭管教和沟通交流 对男生的教育期望具有更为显著的影响；
同时父母教育卷入 并不会使女生教育期望降低，而是更能促进男生教育期望的 提高。因此，父母教育卷入的增加对缩小初中生教育期望的性别差异，促进性别均衡发展具有重要的政策意义。换言之， 要提高男孩和女孩的教育期望，促使他们获得更高水平的教 育机会、进而促进教育领域的性别均衡发展，应重视和鼓励 发挥父母教育卷入在学生教育过程中的积极作用。

最后需要说明的是，在控制了人口统计学和父母教育卷 入变量的情况下，学生教育期望的性别差异始终显著。这说 明，在父母教育卷入之外，还有其它变量影响着初中生教育 期望的性别差异。这与我们基于人力资本和社会强化理论所 提出的假设是一致的。但是由于数据限制，我们尚未提炼出 与人力资本理论和社会强化理论相关的适切变量，因此这种 差异是否能够确切印证研究所推论的以上两个理论在中国 社会背景下的解释效度，尚待来日更完整的数据进一步检验。

———— 注: [1]叶华，吴晓刚.生育率下降与中国男女教育的平等化 趋势[J].社会学研究，2011，155（5）． [2]李春玲.高等教育扩张与教育机会的不平等——高 校扩招的平等化效应考查[J].社会学研究，2010（3）．