男孩為何落后
——家庭養(yǎng)育投入與學(xué)前兒童認(rèn)知能力的性別差距

梁文艷 劉書冰 李敏誼 王詩(shī)棋

(北京師范大學(xué) 教育學(xué)部，北京 100875)

一、引 言

認(rèn)知能力是人力資本的核心組成部分，關(guān)系到個(gè)人的終身發(fā)展以及社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。[1]認(rèn)知能力發(fā)展的男孩“落后”現(xiàn)象不僅存在于中國(guó)，[2-5]也普遍存在于其他國(guó)家[6]。學(xué)術(shù)界和社會(huì)公眾對(duì)“男孩落后”現(xiàn)象表現(xiàn)出很大關(guān)注。揭示兒童認(rèn)知能力的性別差距及其成因，成為社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域研究者的一項(xiàng)重要任務(wù)。

一些研究認(rèn)為，認(rèn)知能力的“男孩落后”現(xiàn)象早在學(xué)前階段就明顯存在。[6-8]比如，針對(duì)美國(guó)和英國(guó)3～5歲兒童的研究發(fā)現(xiàn)，男孩在識(shí)字、算術(shù)和閱讀三項(xiàng)認(rèn)知能力上的得分明顯低于女孩[6-7]；埃里克松(Eriksson)等對(duì)歐洲非英語國(guó)家學(xué)前兒童的研究同樣發(fā)現(xiàn)，男孩認(rèn)知能力落后于女孩[8]。由于學(xué)前階段是個(gè)體能力發(fā)展最為關(guān)鍵的窗口期，且能力發(fā)展具有累積性，該時(shí)期的能力發(fā)展對(duì)個(gè)體終身人力資本積累至關(guān)重要。[9]因此，揭示學(xué)前兒童認(rèn)知能力的性別差距，是兼具學(xué)術(shù)意義和現(xiàn)實(shí)意義的重要問題，但國(guó)內(nèi)學(xué)者很少關(guān)注學(xué)前時(shí)期男孩認(rèn)知能力落后現(xiàn)象。這是本文試圖探討的第一個(gè)研究問題。

進(jìn)一步，為何男孩的認(rèn)知能力落后于女孩？研究表明，社會(huì)環(huán)境要素扮演了重要角色。[7][10-12]考慮到家庭養(yǎng)育投入對(duì)兒童能力發(fā)展的決定性作用，[13]越來越多學(xué)者關(guān)注到家庭養(yǎng)育投入要素，研究發(fā)現(xiàn)，男孩相比于女孩獲得的家庭養(yǎng)育投入更少，這導(dǎo)致男孩能力發(fā)展的落后[6-7][14-15]?？紤]到中西方社會(huì)文化背景的巨大差別，且缺乏國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)，我們并不清楚，是否可以從家庭養(yǎng)育投入的角度來解釋中國(guó)學(xué)前兒童認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距。盡管如此，國(guó)內(nèi)的一些小規(guī)模調(diào)查發(fā)現(xiàn)，相比于女孩，父母或其他家庭照料人為男孩提供的以講故事和讀書等形式的親子互動(dòng)活動(dòng)更少。[16-17]這提示我們，家庭養(yǎng)育投入可能同樣是導(dǎo)致中國(guó)男孩落后的原因。這是本文試圖探討的第二個(gè)研究問題。

相比已有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面。首先，本研究將中國(guó)兒童能力發(fā)展的性別差距問題拓展到了學(xué)前階段，并從家庭養(yǎng)育投入的視角考察其成因，這為“男孩落后”問題的研究貢獻(xiàn)了來自中國(guó)的證據(jù)。其次，超過2萬余名3～6歲兒童的大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)為評(píng)估的精確性和可信性提供了支持。最后，本文使用家庭環(huán)境觀測(cè)量表(HOME量表)和早期人類能力指數(shù)量表(eHCi量表)全面測(cè)量了家庭養(yǎng)育投入和兒童認(rèn)知能力，有助于準(zhǔn)確回答本文研究問題。

二、文獻(xiàn)綜述

研究表明，男孩在學(xué)前階段(3～6歲)的認(rèn)知能力發(fā)展已明顯落后于女孩。[6-8][18]由于認(rèn)知能力發(fā)展有累積性，兒童早期的能力發(fā)展對(duì)青少年時(shí)期乃至終身的人力資本獲得至關(guān)重要。[19]此外，認(rèn)知能力發(fā)展具有可塑性，深受社會(huì)環(huán)境因素影響[10][13]，可通過后天有意識(shí)的干預(yù)加以培養(yǎng)[20]。因此，有必要將有關(guān)兒童能力發(fā)展性別差距問題的研究拓展至學(xué)前階段。但是，或許受到應(yīng)試教育文化的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者主要聚焦于中小學(xué)或大學(xué)階段男孩認(rèn)知能力發(fā)展的落后現(xiàn)象[3-5]，有關(guān)學(xué)前時(shí)期認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距問題缺乏嚴(yán)格的實(shí)證評(píng)估，這為本研究留下了較大探索空間?；诖耍疚奶岢龅谝豁?xiàng)研究假設(shè)：

H1：學(xué)前階段男孩的認(rèn)知能力發(fā)展水平落后于女孩。

如果學(xué)前男孩的認(rèn)知能力發(fā)展的確落后于女孩，其成因是什么？隨著研究的不斷深入，學(xué)者們逐漸意識(shí)到可以從家庭養(yǎng)育投入的角度回答上述問題。國(guó)外相關(guān)研究較為一致地發(fā)現(xiàn)，男孩相比于女孩獲得更少的家庭養(yǎng)育投入，這導(dǎo)致他們認(rèn)知能力發(fā)展相對(duì)落后。[7][21-22]

理論上而言，男孩獲得更少家庭養(yǎng)育投入可能有兩方面原因。[7]一方面，在嬰幼兒時(shí)期(0～3歲)，荷爾蒙激素的性別差異使得女童在情緒敏感性和社交技巧方面的表現(xiàn)勝過男童，[23]這使得學(xué)前階段(3～6歲)的女孩比男孩更可能通過清楚的表達(dá)和有效的互動(dòng)向父母?jìng)鬟f真實(shí)需求；根據(jù)家庭養(yǎng)育投入動(dòng)態(tài)互補(bǔ)決策模型，父母對(duì)某一年齡段子女的人力資本投資行為，在某種程度上取決于子女在上一階段獲得的能力，[20]這就導(dǎo)致女孩在學(xué)前階段能獲得更多的、更有效的、來自父母的關(guān)注和互動(dòng)[6][15]。另一方面，根據(jù)社會(huì)化過程的慣習(xí)匹配模型，父母養(yǎng)育子女具有同性別優(yōu)勢(shì)[6][22]，父母在和同性別子女開展親子互動(dòng)時(shí)更加得心應(yīng)手，他們不僅會(huì)投入更多時(shí)間，[7]還能更加準(zhǔn)確地識(shí)別并解決同性別子女在成長(zhǎng)過程中所遇到的問題[6]；由于現(xiàn)代社會(huì)普遍存在“男主外、女主內(nèi)”的家庭責(zé)任分工模式，撫育子女的責(zé)任主要由母親承擔(dān)，父親在家庭中更多被賦予物質(zhì)供養(yǎng)和經(jīng)濟(jì)支柱的角色，而非照料者的角色；[6-7]父親的“缺席”可能導(dǎo)致男孩缺少同性別家長(zhǎng)的養(yǎng)育投入，進(jìn)而使其在家庭養(yǎng)育投入的獲得上存在劣勢(shì)。

一些國(guó)外文獻(xiàn)證實(shí)，剝離家庭養(yǎng)育投入的差異后，能力發(fā)展的性別差距將明顯縮小。[6-7]上述這些從家庭養(yǎng)育投入視角解釋男孩落后現(xiàn)象的研究，對(duì)本文有很好的啟發(fā)意義。盡管如此，考慮到中國(guó)長(zhǎng)期存在“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念，可能造成中國(guó)和歐美家庭在養(yǎng)育投入上做出大相徑庭的決策。[24]換言之，男孩偏好的傳統(tǒng)觀念可能造成男孩獲得的家庭照料或資源投入會(huì)少于女孩。[25]如果的確如此，家庭養(yǎng)育投入則無法解釋中國(guó)學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力的性別差距。

但是，計(jì)劃生育政策的強(qiáng)制執(zhí)行和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革的快速推進(jìn)，極大地限制和扭轉(zhuǎn)了中國(guó)社會(huì)“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念，女孩獲得的家庭養(yǎng)育投入快速增加。強(qiáng)制實(shí)施的“一孩”生育政策導(dǎo)致中國(guó)出現(xiàn)了大量無男性后代的家庭，這從根本上限制了此類家庭出現(xiàn)“重男輕女”的性別偏好觀念和行為。[26]此外，隨著改革開放后中國(guó)社會(huì)向現(xiàn)代化和工業(yè)化的快速轉(zhuǎn)型，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)體力勞動(dòng)的依賴程度迅速降低，這不僅提升了女性的教育回報(bào)率，也增加了女兒贍養(yǎng)和孝敬父母的可能性，極大地模糊了“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念。[27]據(jù)此，我們有理由推測(cè)，基于家庭養(yǎng)育投入動(dòng)態(tài)互補(bǔ)決策模型以及社會(huì)化過程慣習(xí)匹配模型所得到男孩比女孩獲得更少家庭養(yǎng)育投入的推斷可能成立于當(dāng)今中國(guó)。

事實(shí)上，上述推測(cè)得到了一些在中國(guó)開展的小樣本調(diào)查研究的支持。呂瑩等對(duì)北京房山學(xué)前兒童的家庭養(yǎng)育環(huán)境開展了調(diào)查，發(fā)現(xiàn)女孩擁有的家庭養(yǎng)育環(huán)境狀況顯著優(yōu)于男孩。[17]白鈺等在陜西農(nóng)村開展的調(diào)查研究也發(fā)現(xiàn)，即使在“重男輕女”觀念嚴(yán)重的西北農(nóng)村地區(qū)，父母對(duì)嬰幼兒的養(yǎng)育投入同樣表現(xiàn)出向女孩傾斜的特點(diǎn)。[16]這提示我們，如果中國(guó)學(xué)前男孩的認(rèn)知能力發(fā)展落后于女孩，需要從家庭養(yǎng)育投入的角度加以解釋。盡管如此，上述研究在比較家庭養(yǎng)育投入的性別差距時(shí)沒有控制家庭特征的差異，[16-17]這限制了結(jié)果的準(zhǔn)確性。此外，上述研究沒有關(guān)注兒童能力發(fā)展的性別差距問題。家庭養(yǎng)育投入能否在中國(guó)學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力性別差距的形成過程中起到中介作用？如果起到中介作用，解釋程度有多大？這些問題還有待實(shí)證檢驗(yàn)。對(duì)應(yīng)于上述研究問題，本文提出第二項(xiàng)研究假設(shè)：

H2：家庭養(yǎng)育投入的性別差異能夠解釋學(xué)前階段男孩認(rèn)知能力落后于女孩的現(xiàn)象。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自北京師范師范大學(xué)“廣東省幼兒園兒童教育經(jīng)歷與家庭生活調(diào)查項(xiàng)目”于2018—2019年在廣東省開展的大規(guī)模抽樣調(diào)查。通過家長(zhǎng)調(diào)查，我們獲得了學(xué)前兒童的個(gè)體特征、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景特征、認(rèn)知能力測(cè)評(píng)得分以及家庭養(yǎng)育投入等信息，很好地支持了研究的開展。本研究最終包含24 768名3～6歲學(xué)前兒童樣本，其中男孩13 295名，女孩11 473名。

(二)變量

本文的被解釋變量是學(xué)前兒童的認(rèn)知能力。基于中文版eHCi量表(1)中文版eHCi量表由中國(guó)發(fā)展研究基金會(huì)同上海兒童醫(yī)學(xué)中心，在Sally Brinkman的指導(dǎo)下改編研發(fā)。該量表信效度良好，已應(yīng)用于新疆、上海和浙江等地區(qū)的兒童早期發(fā)展評(píng)價(jià)項(xiàng)目中，超過15萬的中國(guó)兒童接受了該測(cè)評(píng)。[28]，課題組從語言交流能力、算術(shù)能力和閱讀技能三方面測(cè)量了兒童的認(rèn)知能力。其中，語言交流能力考察兒童通過語言表達(dá)與人交流的能力，包括“孩子能用簡(jiǎn)單的句子描述日常發(fā)生的事情嗎？”等6道題目；算術(shù)能力考察兒童掌握數(shù)學(xué)概念及簡(jiǎn)單運(yùn)算的能力，包括“在沒有提示的情況下，孩子能從1數(shù)到 20嗎？”等12道題目；閱讀能力考察兒童的閱讀習(xí)慣和閱讀技能水平，包括“孩子能按照正確閱讀順序(從左到右、從上到下)讀書嗎？”等8道題目。所有測(cè)評(píng)題目均為二分變量(0=不能；1=能)。本文引入項(xiàng)目反應(yīng)理論技術(shù)，分別在每個(gè)維度使用加權(quán)平均法測(cè)算了相應(yīng)的認(rèn)知能力得分(2)以語言交流能力維度為例，針對(duì)該維度包含的6個(gè)測(cè)評(píng)題目，分別計(jì)算各題目取值為1的比例(kj)，以1/kj 為權(quán)重合成該能力維度的原始得分，通過取標(biāo)準(zhǔn)分和數(shù)值投影的方式，得到取值介于0～100區(qū)間的語言交流能力指標(biāo)。限于篇幅，具體測(cè)量題項(xiàng)沒有呈現(xiàn)，感興趣的讀者可來函索取。，得分越高，代表該項(xiàng)認(rèn)知能力發(fā)展水平越高。

本文的核心解釋變量是家庭養(yǎng)育投入。參考HOME量表，課題組從家庭學(xué)習(xí)材料投入、家庭養(yǎng)育環(huán)境多樣性、子女語言發(fā)育干預(yù)以及子女智力發(fā)育干預(yù)四個(gè)方面，測(cè)量了兒童獲得的家庭養(yǎng)育投入狀況。其中，家庭學(xué)習(xí)材料投入考察家庭為子女購(gòu)買學(xué)具材料的情況，包括“您家是否有幫助孩子分辨顏色、形狀或大小的玩具或物品？”等11個(gè)測(cè)評(píng)題目；家庭養(yǎng)育環(huán)境多樣性考察父母為子女提供學(xué)習(xí)活動(dòng)的豐富性程度，包括“孩子在家中是否學(xué)習(xí)樂器？”等8個(gè)測(cè)評(píng)題目；子女語言發(fā)育干預(yù)考察父母針對(duì)子女語言發(fā)育所開展的干預(yù)活動(dòng)情況，包括“父母是否用玩具、游戲或其它方式幫助孩子學(xué)習(xí)動(dòng)物名字？”等6個(gè)測(cè)評(píng)題目；智力發(fā)育干預(yù)考察父母為開發(fā)兒童智力所進(jìn)行的干預(yù)活動(dòng)情況，包括“父母是否用玩具、游戲等幫助孩子識(shí)數(shù)？”1個(gè)測(cè)評(píng)題目。所有題目均為二分變量(0=沒有，1=有)。采用與認(rèn)知能力指標(biāo)相同的合成辦法，本文分別估算了4個(gè)維度的家庭養(yǎng)育投入指標(biāo)得分，得分越高，代表兒童獲得的該類投入越多。

為了更有效評(píng)估認(rèn)知能力的性別差距以及揭示其成因，本文引入兩類控制變量：第一類是個(gè)體特征變量，包括是否農(nóng)業(yè)戶籍(0=城市戶籍；1=農(nóng)業(yè)戶籍)、幼兒園年齡班(1=小班；2=中班；3=大班)、兄弟姐妹數(shù)量、身體健康狀況(是否經(jīng)常生病，0=否；1=是)、是否本地人口(0=否；1=是)共5個(gè)變量；第二類是家庭特征變量，包括家庭經(jīng)濟(jì)收入水平、父親受教育水平、母親受教育水平(1=高中以上；0=高中及以下)、家庭生活環(huán)境(3)通過“孩子在家的環(huán)境是否安全？”等7道題目測(cè)量，利用與認(rèn)知能力指標(biāo)相同的合成辦法得到家庭生活環(huán)境指標(biāo)。共4個(gè)變量。

下頁(yè)表1呈現(xiàn)了各項(xiàng)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。結(jié)果顯示，男孩在3項(xiàng)認(rèn)知能力的得分上全部顯著低于女孩，且獲得的各項(xiàng)家庭養(yǎng)育投入也顯著更少。此外，控制變量的描述性結(jié)果顯示，男孩所在家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況比女孩更差：男孩樣本中擁有農(nóng)業(yè)戶籍的比例顯著更高、父母受教育水平和家庭生活環(huán)境得分顯著更低。這些異質(zhì)性提示我們，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景較差的家庭，更可能存在父母偏好男孩的生育行為，因而非常有必要引入家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況這類控制變量。此外，為了更充分地保障結(jié)果的有效性，有必要基于獨(dú)生子女群體，即“重男輕女”性別偏好行為被根本抑制的群體展開穩(wěn)健性討論。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

(三)模型設(shè)計(jì)

首先，為驗(yàn)證假設(shè)H1，本文估計(jì)以下模型，在排除個(gè)體和家庭特征干擾后識(shí)別學(xué)前兒童認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距：

(1)

其次，為了檢驗(yàn)假設(shè)H2，參考已有文獻(xiàn)，[29]本文需估計(jì)如下模型：

(2)

(3)

最后，為了更細(xì)致地探討假設(shè)H2，本文引入了Oaxaca-Blinder分解技術(shù)，分析家庭養(yǎng)育投入對(duì)學(xué)前兒童認(rèn)知能力發(fā)展性別差距具體的貢獻(xiàn)程度和機(jī)制。我們利用方程(4)和(5)分別在男孩和女孩樣本中估計(jì)家庭養(yǎng)育投入對(duì)認(rèn)知能力的影響，并將均值水平上認(rèn)知能力的性別差距寫為方程(6)：

(4)

(5)

(6)

四、研究結(jié)果

(一)學(xué)前兒童認(rèn)知能力的性別差距

表2報(bào)告了分別以語言交流能力、算術(shù)能力以及閱讀能力為因變量時(shí)，依次引入個(gè)體和家庭特征兩類控制變量后方程(1)的估計(jì)結(jié)果。

表2 學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力發(fā)展水平的性別差距

在僅引入性別變量的基準(zhǔn)模型(1)、(4)和(7)中，系數(shù)α1估計(jì)了男孩認(rèn)知能力相對(duì)女孩的絕對(duì)差距，結(jié)果顯示，男孩在語言交流能力、算術(shù)能力以及閱讀能力上依次比女孩低0.843、1.421和0.970分(p<0.01)。為了更精確地識(shí)別認(rèn)知能力的性別差距，模型(2)、(5)和(8)在控制個(gè)體特征后進(jìn)行了估計(jì)，模型(3)、(6)和(9)進(jìn)一步控制家庭特征后進(jìn)行了估計(jì)。結(jié)果顯示，性別變量的系數(shù)在全部模型中均顯著為負(fù)且絕對(duì)值變化很小。由此我們認(rèn)為，假設(shè)H1得到了很好的支持，即學(xué)前男孩在各項(xiàng)認(rèn)知能力上均穩(wěn)健地落后于女孩。

(二)家庭養(yǎng)育投入對(duì)學(xué)前兒童認(rèn)知能力性別差距的解釋

1.中介效應(yīng)的檢驗(yàn)

在證實(shí)了學(xué)前兒童認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距后，我們將探究家庭養(yǎng)育投入是否在其中起到了中介作用。 首先，表3依次報(bào)告了以各項(xiàng)家庭養(yǎng)育投入變量為因變量時(shí)，方程(2)估計(jì)的性別變量的系數(shù)α2。結(jié)果顯示，控制個(gè)體/家庭特征后，性別變量的系數(shù)全部顯著為負(fù)，說明學(xué)前男孩比女孩獲得更少的家庭養(yǎng)育投入。

表3 學(xué)前階段家庭養(yǎng)育投入的性別差異

其次，表4中模型(2)、(4)和(6)依次報(bào)告了方程(3)估計(jì)得到非認(rèn)知能力的性別差距(系數(shù)α3)以及家庭養(yǎng)育投入的影響效應(yīng)(系數(shù)λ)。結(jié)果顯示，上述模型中各項(xiàng)家庭養(yǎng)育投入指標(biāo)的系數(shù)λ全部顯著為正，這再次證實(shí)了家庭養(yǎng)育投入對(duì)促進(jìn)兒童認(rèn)知能力發(fā)展的重要性；另一方面，在引入家庭養(yǎng)育投入變量后，性別變量的系數(shù)α3仍然顯著，但其絕對(duì)值相較α1(見模型1、3和5)明顯縮小。具體而言，在控制家庭養(yǎng)育投入后，男孩相對(duì)女孩在語言交流能力上的差距縮小約19%，在算術(shù)能力上的差距縮小約29%，盡管性別差距仍然顯著；在閱讀能力上的差距縮小超過63%，性別差距不再顯著。

表4 家庭養(yǎng)育投入對(duì)學(xué)前階段認(rèn)知能力發(fā)展男孩落后的中介效應(yīng)模型估計(jì)

由此，假設(shè)H2較好地得到了支持。我們認(rèn)為，家庭養(yǎng)育投入在學(xué)前兒童語言交流能力和算術(shù)能力性別差距的形成中起到了部分中介作用，在閱讀能力性別差距的形成中起到了完全中介作用。

2.性別差距的來源分解

表5報(bào)告了Oaxaca-Blinder方法的分解結(jié)果。稟賦效應(yīng)的分解結(jié)果顯示，在平均水平上，男孩相較女孩擁有更少的家庭養(yǎng)育投入，依次解釋了男孩和女孩在語言交流能力、算術(shù)能力和閱讀能力上存在差距的21%、30%和60%，并且全部在1%水平顯著。相對(duì)而言，男孩和女孩在個(gè)體及家庭特征上的差異，只能解釋上述三類認(rèn)知能力上性別差距的2%、8%和13%，其解釋程度遠(yuǎn)低于家庭養(yǎng)育投入性別差異對(duì)認(rèn)知能力性別差距的解釋程度，并且全部不顯著。此外，系數(shù)效應(yīng)的分解結(jié)果顯示，不管是家庭養(yǎng)育投入要素，還是個(gè)體及家庭特征要素，它們對(duì)兒童認(rèn)知能力影響效應(yīng)的性別差異都不能顯著地解釋認(rèn)知能力的性別差距。

表5 學(xué)前階段認(rèn)知能力發(fā)展水平性別差距的Oaxaca-Blinder分解

總之，Oaxaca-Blinder分解更加充分地支持了假設(shè)H2，即學(xué)前男孩獲得更少的家庭養(yǎng)育投入是造成他們認(rèn)知能力落后于女孩的主要原因。換言之，如果能夠消除家庭養(yǎng)育投入上的性別差異，可以明顯縮小男孩在認(rèn)知能力發(fā)展上相對(duì)女孩的差距。

(三)異質(zhì)性討論：分家庭收入水平的估計(jì)

國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)，隨著家庭經(jīng)濟(jì)收入減少，子女養(yǎng)育投入的資源約束會(huì)增大，養(yǎng)育投入的數(shù)量和質(zhì)量均會(huì)降低，面對(duì)糟糕的家庭養(yǎng)育環(huán)境時(shí)男孩比女孩更加脆弱，這加劇了低收入家庭中的男孩落后現(xiàn)象。[6][11][21]然而，在中國(guó)，“重男輕女”的文化觀念在低收入群體中可能更加“根深蒂固”，[25][27]上述推論是否成立有待實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本文按家庭收入水平將樣本分為高、中、低三組，探究“男孩落后”現(xiàn)象是否隨家庭經(jīng)濟(jì)水平的下降更加突出。

首先，表6報(bào)告了不同家庭收入水平群組中兒童認(rèn)知能力的性別差距及T檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，在低收入家庭中，男孩相對(duì)女孩的能力差距最大且全部顯著；在中間收入家庭中，男孩相對(duì)女孩的能力差距明顯縮小，但仍然顯著；不同的是，在高收入家庭中，男孩相對(duì)女孩的差距進(jìn)一步縮小且不再顯著。引入兒童性別與家庭收入水平分類變量的交互項(xiàng)，我們檢驗(yàn)了認(rèn)知能力的性別差距是否在不同家庭收入水平群組間存在異質(zhì)性。估計(jì)結(jié)果顯示(見表7)，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，這說明，隨著家庭收入水平的提高，男孩相對(duì)女孩的能力差距顯著縮小。事實(shí)上，異質(zhì)性分析結(jié)果從另一個(gè)角度證實(shí)，學(xué)前兒童認(rèn)知能力的性別差距與家庭養(yǎng)育等后天的社會(huì)環(huán)境因素緊密相關(guān)。換言之，如果認(rèn)知能力性別差距的形成與社會(huì)環(huán)境因素?zé)o關(guān)，則不會(huì)出現(xiàn)隨著家庭收入水平的提高、性別差距單調(diào)縮小的結(jié)論。

表6 不同家庭收入水平群組中學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力發(fā)展水平的性別差距

表7 不同家庭經(jīng)濟(jì)收入下學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力發(fā)展水平性別差距的異質(zhì)性分析

其次，圖1呈現(xiàn)了不同家庭收入群組中，各項(xiàng)家庭養(yǎng)育投入的分布狀況。結(jié)果顯示，隨著家庭收入水平的提高，兒童獲得的養(yǎng)育投入全部單調(diào)遞增。換言之，受資源約束影響，低收入家庭的兒童可能面臨糟糕的家庭養(yǎng)育投入。我們通過在方程(2)中引入家庭收入水平的分類變量，更嚴(yán)格地檢驗(yàn)上述結(jié)論。表8的估計(jì)結(jié)果顯示，中間收入家庭和高收入家庭的系數(shù)均顯著為正，說明隨著家庭收入水平的下降，兒童獲得的家庭養(yǎng)育投入會(huì)顯著降低。

圖1 不同家庭收入水平群組的家庭養(yǎng)育投入

表8 不同家庭經(jīng)濟(jì)收入下學(xué)前階段兒童家庭養(yǎng)育投入性別差異的異質(zhì)性分析

最后，我們?cè)谌惣彝ナ杖胨降娜航M中分別進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)。在家庭養(yǎng)育投入對(duì)兒童認(rèn)知能力的重要性已經(jīng)得到驗(yàn)證的基礎(chǔ)上，我們只需比較控制家庭養(yǎng)育投入變量前后方程(1)和方程(3)中性別變量的系數(shù)及其顯著性的變化即可加以檢驗(yàn)。圖2-圖4依次呈現(xiàn)了以相應(yīng)認(rèn)知能力指標(biāo)為因變量時(shí)，在三類家庭收入水平樣本中、不控制家庭養(yǎng)育投入時(shí)方程(1)估計(jì)的性別變量系數(shù)(α1)及其置信區(qū)間(4)置信區(qū)間包含0，說明在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著；置信區(qū)間不包含0，說明在統(tǒng)計(jì)意義上顯著。，和控制家庭養(yǎng)育投入后方程(3)估計(jì)的性別變量系數(shù)(α3)及其置信區(qū)間。

圖2 家庭養(yǎng)育投入中介效應(yīng)識(shí)別的分組估計(jì)：語言交流能力

圖3 家庭養(yǎng)育投入中介效應(yīng)識(shí)別的分組估計(jì)：算術(shù)能力

圖4 家庭養(yǎng)育投入中介效應(yīng)識(shí)別的分組估計(jì)：閱讀能力

結(jié)果顯示，在低收入組中，引入家庭養(yǎng)育投入變量后，男孩和女孩認(rèn)知能力的差距明顯縮小且差距不再顯著，說明家庭養(yǎng)育投入在該組別兒童認(rèn)知能力性別差距的形成中起完全中介作用；在中間收入組中，引入家庭養(yǎng)育投入變量后，男女兒童認(rèn)知能力的差距有一定的下降但仍然顯著，說明家庭養(yǎng)育投入在該組別兒童認(rèn)知能力的性別差距形成中起到部分中介作用；在高收入組中，不管是否引入家庭養(yǎng)育投入變量，認(rèn)知能力的性別差距均不顯著。

綜上可知，與已有研究發(fā)現(xiàn)一致，[21]在低收入家庭群組中，男孩的能力發(fā)展更可能因?yàn)樵愀獾募彝ヰB(yǎng)育投入水平而受到更大的不利影響，這會(huì)顯著拉大處境不利群體中男孩相對(duì)女孩在認(rèn)知能力發(fā)展上的差距。由此，從公共政策制定者的角度出發(fā)，針對(duì)弱勢(shì)群體的家庭養(yǎng)育投入實(shí)施干預(yù)和補(bǔ)償，對(duì)于促進(jìn)全體兒童的共同發(fā)展非常重要。

(四)穩(wěn)健性討論

考慮到在擁有男孩偏好觀念的家庭中，父母的養(yǎng)育投入行為決策更可能向男孩傾斜，進(jìn)而抑制家庭養(yǎng)育投入對(duì)認(rèn)知能力性別差距形成的中介作用。此外，有男孩偏好觀念的家庭更容易做出生育多子女的決策，[30]由于子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)減少每個(gè)孩子能夠獲得的家庭養(yǎng)育投入，但男孩面臨糟糕家庭投入時(shí)會(huì)更加“脆弱”，從而可能擴(kuò)大家庭養(yǎng)育投入對(duì)認(rèn)知能力性別差距形成的中介作用。中國(guó)東南沿海地區(qū)的男孩偏好觀念明顯，[30]但數(shù)據(jù)庫(kù)缺少有關(guān)家庭子女性別偏好的度量指標(biāo)，我們無法直接控制該類因素。為了更加充分地保證結(jié)論的有效性，我們剔除多子女家庭樣本后，在獨(dú)生子女家庭這類對(duì)子女的性別偏好在根本上受到抑制樣本(5)獨(dú)生子女有8 667名，其中男孩4 822名(55.6%)、女孩3 845名(44.4%)。中，重新進(jìn)行估計(jì)以開展穩(wěn)健性討論。

首先，表9報(bào)告了在獨(dú)生子女樣本中估計(jì)方程(2)，得到性別變量對(duì)家庭養(yǎng)育投入的影響效應(yīng)(λ)。結(jié)果顯示，男孩獲得的各類家庭養(yǎng)育投入全部顯著低于女孩。這說明，女孩獲得父母養(yǎng)育投入占優(yōu)的現(xiàn)象穩(wěn)健地存在。其次，表10的模型(1)、(3)和(5)報(bào)告了未引入家庭養(yǎng)育投入變量時(shí)，使用方程(1)估計(jì)得到認(rèn)知能力的性別差距(α1)。系數(shù)全部顯著為負(fù)，說明在獨(dú)生子女樣本中，男孩的認(rèn)知能力同樣顯著落后于女孩。最后，表10的模型(2)、(4)和(6)進(jìn)一步報(bào)告了引入家庭養(yǎng)育投入變量后使用方程(3)估計(jì)得到認(rèn)知能力的性別差距(α3)。結(jié)果顯示，引入家庭養(yǎng)育投入變量后，男孩相對(duì)女孩在全部3項(xiàng)認(rèn)知能力上的差距均得到明顯縮小，其中，在語言交流能力上的性別差距不再顯著，在閱讀能力上男孩甚至不顯著地領(lǐng)先于女孩。

表9 獨(dú)生子女樣本中：學(xué)前階段家庭養(yǎng)育投入的性別差異

表10 獨(dú)生子女樣本中：家庭養(yǎng)育投入對(duì)學(xué)前階段認(rèn)知能力男孩落后的中介效應(yīng)模型估計(jì)

由此，本文的研究假設(shè)得到了穩(wěn)健的支持。在獨(dú)生子女樣本中，家庭養(yǎng)育投入對(duì)學(xué)前兒童語言交流和閱讀能力性別差距的形成起完全中介作用，對(duì)算術(shù)能力性別差距的形成起部分中介作用。在消除家庭養(yǎng)育投入的性別差距后，學(xué)前男孩甚至在閱讀能力上出現(xiàn)了略微領(lǐng)先的優(yōu)勢(shì)盡管并不顯著。

五、結(jié)論與討論

本文從家庭養(yǎng)育投入的角度揭示了兒童認(rèn)知能力性別差距的成因，主要得到以下結(jié)論。

首先，學(xué)前男孩的認(rèn)知能力顯著地落后于女孩。結(jié)合以往文獻(xiàn)[3-5][21]，我們可以認(rèn)為，男孩落后不是一種階段性現(xiàn)象，它可能一直貫穿個(gè)體成長(zhǎng)的全過程。此外，本文的發(fā)現(xiàn)也為中小學(xué)以及大學(xué)階段的男孩落后現(xiàn)象提供了一個(gè)微觀角度的理解：能力獲得具有動(dòng)態(tài)累積性，年幼時(shí)期的能力發(fā)展水平對(duì)終身人力資本積累存在關(guān)鍵影響，[20]學(xué)前階段認(rèn)知能力上的性別差距，可能導(dǎo)致青少年在后期教育成就上性別差距的持續(xù)擴(kuò)大。這再次說明，關(guān)注兒童早期的能力發(fā)展及其性別差距非常重要。

其次，家庭養(yǎng)育投入在學(xué)前男孩認(rèn)知能力發(fā)展落后的過程中起到中介作用。事實(shí)上，嬰幼兒時(shí)期女孩在情感互動(dòng)等方面具備的先天優(yōu)勢(shì)，[23]而家庭養(yǎng)育投入具有動(dòng)態(tài)互補(bǔ)的特質(zhì)[6]，這就導(dǎo)致父母作出有利于女孩的家庭養(yǎng)育投入行為決策。不僅如此，父母在養(yǎng)育子女過程中存在同性別優(yōu)勢(shì),[6][22]傳統(tǒng)性別角色的家庭責(zé)任分工造成中國(guó)家庭普遍存在父親缺位于子女養(yǎng)育的現(xiàn)象，同樣造成男孩在家庭養(yǎng)育投入的獲得上處于劣勢(shì)。

最后，在低家庭收入水平的樣本中，男孩落后的狀況尤為明顯，并且家庭養(yǎng)育投入在學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力差距的形成過程中起到了完全中介作用；隨著家庭收入水平的提升，男孩落后的狀況逐漸改善甚至消失。上述研究結(jié)果也為本文提出的第二項(xiàng)假設(shè)提供了一個(gè)微觀角度的理解：正是因?yàn)榧彝ナ杖胨较陆祵?dǎo)致了養(yǎng)育投入決策面臨更大的資源約束，養(yǎng)育投入的分配才可能存在性別差異，最終造成兒童認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距。

綜上，如果能保證男孩獲得與女孩同樣的家庭養(yǎng)育投入，兒童認(rèn)知能力的性別差距會(huì)明顯縮小。為此，研究者應(yīng)該在“兒童性別—家庭養(yǎng)育投入—能力發(fā)展”的分析框架下更加深入地剖析兒童早期發(fā)展的性別差距問題，以便更全面地理解能力發(fā)展性別差距的成因，為更好地保障兩性兒童的共同發(fā)展提供有效依據(jù)。從實(shí)踐的角度來看，一方面，父母在撫育子女的過程中應(yīng)該采取更加主動(dòng)和積極的策略，主動(dòng)關(guān)注子女，尤其是男孩的養(yǎng)育需求，避免因?yàn)楹雎粤四泻⒌男枨蠖鴮?dǎo)致他們難以獲得充足的家庭養(yǎng)育投入。另一方面，弱勢(shì)群體中的男孩落后現(xiàn)象更加值得關(guān)注。在家庭處境不利的群體中，男孩尤其會(huì)因?yàn)榧彝ヰB(yǎng)育投入不足而導(dǎo)致能力發(fā)展落后，因此學(xué)校、社會(huì)和政府應(yīng)重視為這類群體提供有關(guān)養(yǎng)育投入的補(bǔ)償性措施(比如，為這類家庭的家長(zhǎng)提供養(yǎng)育指導(dǎo))，可能會(huì)起到有效縮小兒童早期發(fā)展性別差距、促進(jìn)所有兒童共同發(fā)展的效果。

盡管我們得到了以上一些有價(jià)值的研究發(fā)現(xiàn)及啟示，但受數(shù)據(jù)和研究方法的限制，本研究仍然存在著一些值得改進(jìn)的地方。第一，未來可嘗試通過追蹤調(diào)查，基于面板數(shù)據(jù)更準(zhǔn)確地開展因果效應(yīng)的估計(jì)。第二，本研究只涉及東南沿海某省的樣本，研究結(jié)論能否推廣到其他地區(qū)，有待基于更大范圍的抽樣數(shù)據(jù)進(jìn)行研究予以證實(shí)。第三，本文主要就男孩獲得更少家庭養(yǎng)育投入的原因進(jìn)行了理論上的探討，通過經(jīng)驗(yàn)研究驗(yàn)證造成男孩所獲得家庭養(yǎng)育投入低于女孩的成因，同樣是一個(gè)兼具理論和實(shí)踐意義的話題，當(dāng)然這需要更豐富的數(shù)據(jù)予以支持。