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).
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