女性家庭賦權(quán)程度對子女課外教育支出的影響
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實證分析

汪子超 ， 龍 瑩

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 安徽 合肥 230601)

0 引言

近幾年，隨著社會人才的需求，經(jīng)濟不斷發(fā)展以及家庭收入不斷提高，課外教育花費已經(jīng)成為家庭的重要支出，家長和學(xué)生對補習(xí)的需求帶動課外教育市場快速擴大，課外教育行業(yè)發(fā)展得如火如荼.根據(jù)天眼查數(shù)據(jù)顯示，近十年以來，與教育相關(guān)企業(yè)的總數(shù)從78萬增長至412萬，其中2019年新增相關(guān)企業(yè)56萬家，2020年前11個月，又新增了近52萬家教育相關(guān)企業(yè).根據(jù)中國產(chǎn)業(yè)信息網(wǎng)的估算，至2022年，我國K12課外培訓(xùn)市場的規(guī)模將達到7689億元，是2013年市場規(guī)模的2.6倍，未來幾年還將持續(xù)高速增長[1].

而課外教育作為主流教育的補充，其支出占家庭消費支出的比重也越來越大，很多研究者研究家庭課外教育支出影響主要致力于家庭收入方面：李亞偉和劉曉瑞[2]強調(diào)課外教育與家庭的經(jīng)濟能力密切相關(guān)；薛海平[3]發(fā)現(xiàn)來自較好家庭社會經(jīng)濟背景以及大中城市的學(xué)生更可能接受課外補習(xí)；蘇余芬等[4]研究發(fā)現(xiàn)學(xué)前兒童家庭教育支出與家庭社會經(jīng)濟地位之間具有明顯關(guān)系.當(dāng)然，一些其他因素也被證實對家庭教育支出具有重大影響，比如父母受教育水平[5]、性別傾向[6]、對子女的教育期望[7]、戶籍身份[8]等.研究認為當(dāng)母親在家庭中擁有更多決策權(quán)時，家庭福利就會得到改善.如Duflo[9]提出女性賦權(quán)有利于促進經(jīng)濟發(fā)展,陳銀娥等[10]研究發(fā)現(xiàn)微型金融通過增加女性的能動性和可行能力從而有利于女性反貧困.

女性賦權(quán)(women′s empowerment)自從1994年國際人口與發(fā)展大會上正式提出后一直被探討，其中家庭權(quán)力問題也是其研究領(lǐng)域中的一個重要話題，不斷有家庭決策和權(quán)力結(jié)構(gòu)的研究報告問世.其中，資源理論(resource theory) 認為，家庭權(quán)利取決于家庭成員擁有的資源，夫妻的相對資源決定了他們的相對權(quán)力.教育、事業(yè)、金錢、收入等擁有這些重大資源優(yōu)勢的配偶會有更多的決策權(quán)，而資源較少的配偶在家庭中的地位較低，在重大家庭事務(wù)的決策中發(fā)言權(quán)較少[11].關(guān)于夫妻權(quán)力的影響因素，常見的理論解釋有如下幾類：一是資源決定論，強調(diào)夫妻擁有的資源決定了他們在家庭中的地位；其次，文化規(guī)范理論強調(diào)夫妻的權(quán)力不僅取決于夫妻雙方的相對資源，還取決于所處環(huán)境的特定文化；第三種是相對的愛與需要理論，認為賦予婚姻關(guān)系以及對對方提供的資源價值較高的一方將會處于權(quán)力的弱勢地位，而付出較少感情的一方可以更自由有效地控制和使用自己的資源，從而占據(jù)權(quán)力的主導(dǎo)地位[12].而在現(xiàn)代家庭中，母親通常是比父親更加關(guān)注孩子的教育.有觀點認為男性和女性不僅僅在生育后代方面存在本質(zhì)的差異，同時對子女的撫養(yǎng)和培育方面也存在差別.在一些研究中，女性被認為比男性更關(guān)注家庭福利[13]，并且發(fā)現(xiàn)母親文化程度相同的家庭往往比父親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]研究了家庭中相對資源指標，將妻子可支配收入占夫妻可支配總收入的占比、丈夫與妻子的年齡差、妻子受教育年限與丈夫受教育年限之比等夫妻特征變量納入其中，發(fā)現(xiàn)妻子的相對收入與家庭教育支出之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，而相對年齡差越大，家庭教育支出越低，妻子相對受教育年限與家庭教育支出顯著正相關(guān).Fernandez等[16]研究了夫妻之間的決策權(quán)對家庭教育支出的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)丈夫或者妻子擁有唯一的決策控制權(quán)時，會對教育支出產(chǎn)生總體負面影響；陳飛強[12]基于夫妻相對資源的視角，用夫妻相對教育程度、夫妻相對收入和夫妻相對職業(yè)階層三個指標來測量夫妻相對資源，檢驗相對資源等變量對女性家庭權(quán)力的影響.

隨著女性的政治地位、文化地位、經(jīng)濟地位、家庭地位等的不斷地提升，女性所擁有的資源逐步增多，與男性的資源差異漸漸縮小，逐步打破了在中國傳統(tǒng)社會延續(xù)了幾千來之久的父權(quán)制度，以及夫權(quán)制度建構(gòu)下的“男強女弱”的歷史桎梏，而這種改變，是否會對家庭教育的支出產(chǎn)生影響呢？基于以上分析，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查(china family panel studies，CFPS)2014年數(shù)據(jù)，實證研究女性在家庭中的賦權(quán)程度是否會影響以及怎樣影響家庭中的課外教育費用的支出.本文可能的創(chuàng)新點在于：(1)與以往文獻大多從家庭特征或者人口特征，區(qū)域特征等角度研究對課外教育支出的影響不同，從女性家庭地位視角探究其影響，豐富了相關(guān)的研究；(2)基于資源理論，將相對資源指標納入女性家庭賦權(quán)，進一步驗證女性家庭賦權(quán)程度對子女課外教育支出的影響.

1 研究假設(shè)

家庭是孩子的第一所學(xué)校，母親是孩子最好的老師，同時還是孩子陪伴一生的老師.已有研究表明，家庭中母親對子女的教育具有顯著的影響.母親受教育程度較高的，會認為教育是一種長遠投資，對子女在教育投資力度上也較高[17];而職位較高，收入較高的女性，家庭的教育支出也會相應(yīng)更高[18].恩格斯認為，人類物質(zhì)條件的變化會影響其家庭關(guān)系.同樣，資源理論也認為，家庭權(quán)利取決于家庭成員擁有的資源，夫妻的相對資源決定了他們的相對權(quán)力，并且很多實證研究證實了這一點.女性更高的家庭地位能夠提高其在家庭決策上的議價能力，使家庭決策向有利于自己偏好的方向轉(zhuǎn)變.基于以上分析，提出假說1：

女性家庭賦權(quán)程度顯著正向影響家庭課外輔導(dǎo)費發(fā)生的概率和其支出水平的大小.

新時代社會需求高質(zhì)量的教育，尋求德智體美勞全面發(fā)展.而隨著對教育的越來越重視，課外輔導(dǎo)整體參與的規(guī)模也越來越大，并且國內(nèi)關(guān)于課外輔導(dǎo)現(xiàn)狀的實證研究發(fā)現(xiàn)，隨著學(xué)段的上升，整體參與度也是不斷上升的[18]，而學(xué)前階段可能是大多數(shù)家庭會忽視的教育階段，因為在這一階段既沒有橫向比較，也沒有縱向比較，沒有學(xué)校的成績單表明成績不理想需要去上補習(xí)班，也沒有與同學(xué)之間的對比或者想要進一步提高成績等因素.所以在這一階段，對于教育的意識和重視程度顯得尤為重要.已有研究表明，母親的教育素質(zhì)直接影響著學(xué)前兒童家庭教育的質(zhì)量和兒童的發(fā)展水平[19]，且家庭因素中母親的教養(yǎng)方式對幼兒(3到6歲)的影響更為重大[20].因此，提出假說2：

女性家庭賦權(quán)程度對學(xué)前兒童的課外輔導(dǎo)費發(fā)生的概率和其支出水平影響最大.

2 數(shù)據(jù)說明及變量介紹

2.1 數(shù)據(jù)說明

由于所需數(shù)據(jù)的多維性，既需要個人層面數(shù)據(jù)，也需要包含家庭決策等詳細情況的家庭層面數(shù)據(jù)，只有2014年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)能夠提供以上數(shù)據(jù).

本文采用2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，涉及孩童、家庭及個人層面數(shù)據(jù)，在對孩童、家庭和個人數(shù)據(jù)進行匹配并處理異常值和遺漏值.本文樣本形成的數(shù)據(jù)為4088戶家庭，共收集處理出20個變量.因為研究對象的限制，剔除了父親或者母親的個人編碼不記錄在內(nèi)的樣本.另外，為了得到較多的樣本，本文將“現(xiàn)在工作狀態(tài)”為“退出勞動力市場”或者“失業(yè)”的樣本的工作收入記為0(如果其工作收入是“不適用”或者“不知道”).

2.2 變量描述

被解釋變量.本文的被解釋變量為平均課外輔導(dǎo)費用.由于CFPS數(shù)據(jù)庫中并沒有直接給出其指標數(shù)據(jù)，本文是將家庭中每個學(xué)齡兒童的課外輔導(dǎo)費用相加，再除以家庭兒童個數(shù).兒童個數(shù)變量的得出，是根據(jù)個人編碼和家庭編碼這兩項生成每個家庭的孩童總數(shù).

核心解釋變量.本文的核心解釋變量為女性家庭賦權(quán)程度，根據(jù)2014CFPS家庭數(shù)據(jù)庫中5個問題：“家用支出分配主事人” “儲蓄投資保險主事人”“買房子主事人”“子女管教主事人”“高價格消費品主事人”，這幾個問題的主要決策人來衡量女性家庭決策權(quán)大小[21].其中，若回答為男性，則賦權(quán)為0，女性則為1；五個問題賦權(quán)相加，得到核心解釋變量女性家庭賦權(quán)程度.

控制變量.由于課外輔導(dǎo)費用屬于家庭教育支出的一部分，參考家庭教育支出影響因素的研究以及CFPS數(shù)據(jù)庫的特點，本文從家庭層面特征、家庭人口統(tǒng)計學(xué)特征和區(qū)域特征三類選取控制變量[7,22].家庭總收入(元)、家庭總房產(chǎn)價值(元)、旅游支出(元)、父親個人收入(元) 、母親個人收入(元)、父親受教育年限、母親受教育年限、父親年齡、母親年齡、父親戶口類型、母親戶口類型(農(nóng)業(yè)為1，非農(nóng)為3)、家庭成員人數(shù) 、孩子數(shù)目、第一個孩子年齡、第一個孩子性別(男1，女0)、希望孩子受教育程度(2—9，小學(xué)—博士)、城鄉(xiāng)分類等，一共17個變量.

2.3 描述統(tǒng)計

如表1所示，女性在家庭的賦權(quán)程度均值為1.58，整體上來看，女性在家庭中的地位是偏低的，我國家庭中目前還是男性占主導(dǎo)權(quán)；平均課外輔導(dǎo)費用的平均值為588.64，最小值為0，最大值為36 500.00，可以看出其內(nèi)部差距較大.其次，父親個人收入均值遠遠大于母親的個人收入，受教育程度也是父親居高，父親和母親從城鄉(xiāng)分布來看是較為均衡的.父母親的年齡大約集中在45～47歲，說明大多數(shù)家庭都開放了二胎，和“平均孩子數(shù)目”為2.05的數(shù)據(jù)是相對應(yīng)的.第一個孩子年齡平均值為7.54，說明大部分兒童樣本集中在小學(xué)階段.

表1 變量描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 模型

由于本文所選因變量課外輔導(dǎo)費，為非連續(xù)型變量.有相當(dāng)一部分家庭課外輔導(dǎo)費支出為零，也就是說是由離散分布與連續(xù)分布混合組成其概率分布，這意味著家庭平均課外輔導(dǎo)費支出數(shù)據(jù)為歸并數(shù)據(jù)(censored data).因此，本文采用 Logit模型分析性家庭賦權(quán)程度對家庭課外輔導(dǎo)費用支出發(fā)生是否有影響.Logit模型可用于解釋事件發(fā)生的概率，具有課外輔導(dǎo)費用支出行為的家庭表示為1，否則為0，模型如(1)所示.另外如果模型存在歸并問題，這種情況下OLS 估計都是非一致估計量，這類型數(shù)據(jù)宜采用Tobit模型進行估計，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表示家庭課外輔導(dǎo)費用支出水平；P表示家庭課外輔導(dǎo)費發(fā)生的概率；X1表示我們所要研究的核心解釋變量女性家庭賦權(quán)程度；X2表示其他影響家庭課外輔導(dǎo)費用支出的其他變量；此外,α是常數(shù)項,β1、β2為待估參數(shù),ε為誤差項.

3.2 實證結(jié)果及分析

如表2所示，女性家庭賦權(quán)程度顯著影響是否參加課外輔導(dǎo)，從邊際效應(yīng)看，當(dāng)女性家庭賦權(quán)程度每增加一個單位，孩子參與課外輔導(dǎo)的概率將增加0.67%.與Logit結(jié)果相同，女性家庭賦權(quán)程度對課外輔導(dǎo)費用支出水平的大小也顯著正向影響，當(dāng)其增加一個單位，家庭課外輔導(dǎo)費用將增加2.94%.驗證了假說1.也就是說，在一個家庭中，女性“當(dāng)家做主”的程度越高，越傾向于讓孩子上課外輔導(dǎo)班，并且在其花費上會更高，會更愿意尋找優(yōu)質(zhì)的教育資源，有意識提高孩子的競爭力.此外，家庭旅游支出對數(shù)、母親個人收入對數(shù)、母親受教育年限、父親戶口類型、第一個孩子年齡、希望孩子受教育程度以及城鄉(xiāng)分類這些變量都顯著正向影響家庭課外輔導(dǎo)費發(fā)生的概率和其支出水平的大?。杭彝サ穆糜沃С瞿軌蝮w現(xiàn)出一個家庭的生活水平和生活質(zhì)量，而這些將會增加課外輔導(dǎo)費用支出；母親的收入和受教育年限越高，通常意味著該女性所掌握的資源也就越高，從理論上能夠?qū)ε栽诩彝ブ械牡匚划a(chǎn)生影響；同樣，希望孩子受教育程度越高，會更加看重家庭教育的投資；與我們生活經(jīng)驗相同，通常城鎮(zhèn)戶口的家庭對孩子課外輔導(dǎo)費用的投入會更大.家庭總房產(chǎn)價值對數(shù)，母親戶口類型對家庭課外輔導(dǎo)費用支出水平有著正向影響，家庭孩子數(shù)目以及家庭成員人數(shù)對課外輔導(dǎo)費用的支出水平有著負向影響，這也符合我們的常識.

表2 基準回歸結(jié)果

續(xù)表

分學(xué)齡階段來看，由于0到3歲期間課外輔導(dǎo)費用大多數(shù)為0，因此不參與討論.如表3所示，女性家庭賦權(quán)程度對3到6歲和6到12歲階段的孩子的課外輔導(dǎo)的參與度以及其支出水平大小有著顯著的正向影響.從邊際水平來看，對3到6歲階段，女性家庭賦權(quán)程度每增加一個單位，課外輔導(dǎo)參加的概率將會增加1.59%，其支出水平將會增大5.17%；6到12歲階段，也就是小學(xué)階段,女性家庭賦權(quán)程度每增加一個單位，課外輔導(dǎo)發(fā)生的概率將會增加0.36%，課外輔導(dǎo)費用將會增加1.82%.可以看出，女性家庭賦權(quán)程度對3到6歲階段孩子的家庭課外輔導(dǎo)費用影響最大，驗證了假說2.學(xué)前兒童處于人生的成長關(guān)鍵期，女性在家庭中的角色—作為家庭教育的主要承擔(dān)者，對學(xué)前兒童身心健康發(fā)展影響深遠.新時代無論是學(xué)校教育，還是家庭教育都面臨新要求，女性的家庭賦權(quán)程度，所體現(xiàn)出的家庭地位的研究，有利于新時代家庭教育的科學(xué)發(fā)展，有利于兒童身心全面健康發(fā)展和社會和諧進步.

表3 分年齡階段邊際效應(yīng)回歸結(jié)果

續(xù)表

4 穩(wěn)健性檢驗

已有研究標明，女性所擁有的資源會顯著影響其在家庭中的地位[23-24].因此，本文構(gòu)造相對資源指標，作為新的變量加入女性家庭賦權(quán)程度，構(gòu)造女性家庭賦權(quán)總程度這一指標，來進行穩(wěn)健性檢驗.相對資源指標包括：相對受教育年限、相對收入、相對戶口.資源決定論認為夫妻各自擁有的資源決定了他們在家庭的權(quán)力地位通常，通常用以上指標來衡量相對資源的大小，其中，中國自古以來就有戶籍制度，反映了很多社會性問題[8]，因此，本文中將相對戶口納入其中.(相對收入=母親個人收入-父親個人收入,相對受教育年限=女性受教育年限-男性受教育年限,相對戶口=母親戶口-父親戶口，其中農(nóng)業(yè)為1，非農(nóng)為3).相對資源指標構(gòu)造如表4所示.

表4 相對資源指標構(gòu)造

將相對資源指標加入女性家庭賦權(quán)程度，構(gòu)造女性家庭賦權(quán)總程度，來進行回歸.如表5所示，女性家庭賦權(quán)總程度依舊顯著正向影響家庭課外輔導(dǎo)費發(fā)生的概率和其支出水平的大小，分學(xué)齡階段來看也是如此.再次驗證了假說1和假說2.

表5 穩(wěn)健性檢驗

5 內(nèi)生性檢驗

考慮到可能會存在因反向因果、變量遺漏、數(shù)據(jù)失真等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致實證檢驗的結(jié)果有待商榷，本文采用工具變量法來克服內(nèi)生性.在工具變量的選取上，創(chuàng)新性選取女性對“母親至少生一個兒子”這個問題的回答，1—5表示對其認同程度，1表示非常不同意該說法，5表示非常同意該說法.該問題能夠反映出女性的價值觀，當(dāng)女性非常不認同該觀點時，她的自我認同感可能較強，反映在家庭中就可能具有較大的決策權(quán).因此，該變量與女性家庭賦權(quán)程度高度相關(guān)，并且并不會影響家庭課外輔導(dǎo)費用的支出，滿足對工具變量選取的要求.同時，利用Huasman檢驗發(fā)現(xiàn)其作為工具變量具有可行性.將工具變量帶入進行回歸，由于篇幅限制，控制變量不再顯示.如表6所示，第一階段的F統(tǒng)計量的伴隨概率P為0，且兩個模型的Wald檢驗分別在1%和5%的水平上通過了顯著性檢驗，并且可以看到“母親至少生一個兒子”這一變量在1%顯著水平下解釋了女性家庭賦權(quán)程度(由于是反向指標，所以結(jié)果為負)，證實了所選變量并不是弱工具變量.從回歸結(jié)果看，女性家庭賦權(quán)程度分別在1%和5%的水平上依舊對是否參加課外輔導(dǎo)的概率和平均課外輔導(dǎo)費用支出水平的大小依舊顯著正向影響，又一次驗證了本文假說1.

表6 內(nèi)生性檢驗

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié)論

本文使用了 2014年CFPS 數(shù)據(jù)，從性別角度出發(fā)，分析女性家庭決策程度對課外輔導(dǎo)費用的影響，采用Logit模型和Tobit模型進行檢驗，并進行了相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性問題的處理.在衡量女性家庭決策程度上，采用直接指標，根據(jù)數(shù)據(jù)庫中五個問題主要決策人來衡量，最終匯總成總的女性家庭決策強度.另外控制了家庭總收入、家庭總房產(chǎn)價值、旅游支出、父親個人收入 、母親個人收入、父親受教育年限、母親受教育年限、父親年齡、母親年齡、父親戶口類型、母親戶口類型、家庭成員人數(shù)、孩子數(shù)目、第一個孩子年齡、第一個孩子性別、希望孩子受教育程度、城鄉(xiāng)分類等變量.綜合理論分析以及實證計量分析，得到如下結(jié)論：

(1)從全樣本來看，女性家庭賦權(quán)強度顯著正向影響是否參加課外輔導(dǎo)的概率和家庭課外輔導(dǎo)費用支出水平的大小.女性賦權(quán)強度每增加一個單位，將增加0.67%課外輔導(dǎo)費用發(fā)生的概率和2.94%課外輔導(dǎo)費用支出大小.

(2)兒童年齡階段來看，女性家庭賦權(quán)程度對3到6歲和6到12歲階段孩子的課外輔導(dǎo)的參與度以及其支出水平大小有著顯著的正向影響，其中對3到6歲兒童階段影響力最大.該階段，女性家庭賦權(quán)程度每增加一個單位，課外輔導(dǎo)參加的概率將會增加1.59%，其支出水平將會增大5.17%.

6.2 建議

從以上結(jié)論中，不難發(fā)現(xiàn)，女性在家庭中的“地位”越高，確實是會增大子女的課外教育支出.鑒于此，我們應(yīng)該重新思考家庭中女性的賦權(quán)程度的影響，母親對家庭背景因素的影響不應(yīng)再被忽視或被視為次要因素，對于家庭教育乃至子女整個成長學(xué)習(xí)發(fā)展階段，重視女性在家庭中的地位以及議價能力，對于培養(yǎng)德智體美勞全面發(fā)展的社會主義建設(shè)者和接班人都具有重要的參考意義.為此，提出以下幾點建議：

(1)女性應(yīng)該積極探索獲取資源的途徑，提高自我意識，自我效能感，塑造自強、自信、自立的角色.除家庭角色外，女性也是一個獨立的個體，

(2)要加深家庭成員的意識察覺，尤其是男性成員，要樹立男女平等的價值觀，深度參與家庭的家務(wù)以及撫養(yǎng)育兒的義務(wù)，矯正家庭內(nèi)部因性別等產(chǎn)生的分工不平等.

(3)應(yīng)該最大限度地提高母親從源頭的影響力，即消除整個社會中的性別歧視，建立全國統(tǒng)一的性別公正和公平制度，將家庭視角和性別意識納入公共政策的決策主流，制定促進男女平等的相關(guān)政策和法律法規(guī)，確定女性能夠平等的接受教育，享受相關(guān)資源，獲得福利等.這樣子女所接受的教育以及教育理念將是正確且明智的，整個社會將進入良性循環(huán).