梁文艷 劉書冰 李敏誼 王詩棋

(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)系到個人的終身發(fā)展以及社會的可持續(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，[2-5]也普遍存在于其他國家[6]。學(xué)術(shù)界和社會公眾對“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，成為社會科學(xué)領(lǐng)域研究者的一項重要任務(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，針對美國和英國3～5歲兒童的研究發(fā)現(xiàn)，男孩在識字、算術(shù)和閱讀三項認(rèn)知能力上的得分明顯低于女孩[6-7]；埃里克松(Eriksson)等對歐洲非英語國家學(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，該時期的能力發(fā)展對個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)實意義的重要問題，但國內(nèi)學(xué)者很少關(guān)注學(xué)前時期男孩認(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]到中西方社會文化背景的巨大差別，且缺乏國內(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學(xué)前兒童認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距。盡管如此，國內(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活動更少。[16-17]這提示我們，家庭養(yǎng)育投入可能同樣是導(dǎo)致中國男孩落后的原因。這是本文試圖探討的第二個研究問題。

相比已有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面。首先，本研究將中國兒童能力發(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)境觀測量表(HOME量表)和早期人類能力指數(shù)量表(eHCi量表)全面測量了家庭養(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)展對青少年時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，深受社會環(huán)境因素影響[10][13]，可通過后天有意識的干預(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)前時期認(rèn)知能力發(fā)展的性別差距問題缺乏嚴(yán)格的實證評估，這為本研究留下了較大探索空間。基于此，本文提出第一項研究假設(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)者們逐漸意識到可以從家庭養(yǎng)育投入的角度回答上述問題。國外相關(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)和有效的互動向父母傳遞真實需求；根據(jù)家庭養(yǎng)育投入動態(tài)互補(bǔ)決策模型，父母對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[6][15]。另一方面，根據(jù)社會化過程的慣習(xí)匹配模型，父母養(yǎng)育子女具有同性別優(yōu)勢[6][22]，父母在和同性別子女開展親子互動時更加得心應(yīng)手，他們不僅會投入更多時間，[7]還能更加準(zhǔn)確地識別并解決同性別子女在成長過程中所遇到的問題[6]；由于現(xiàn)代社會普遍存在“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。

一些國外文獻(xiàn)證實，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，對本文有很好的啟發(fā)意義。盡管如此，考慮到中國長期存在“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念，可能造成中國和歐美家庭在養(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學(xué)前階段兒童認(rèn)知能力的性別差距。

但是，計劃生育政策的強(qiáng)制執(zhí)行和市場經(jīng)濟(jì)改革的快速推進(jìn)，極大地限制和扭轉(zhuǎn)了中國社會“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)制實施的“一孩”生育政策導(dǎo)致中國出現(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社會向現(xiàn)代化和工業(yè)化的快速轉(zhuǎn)型，市場經(jīng)濟(jì)活動對體力勞動的依賴程度迅速降低，這不僅提升了女性的教育回報率，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，基于家庭養(yǎng)育投入動態(tài)互補(bǔ)決策模型以及社會化過程慣習(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。

事實上，上述推測得到了一些在中國開展的小樣本調(diào)查研究的支持。呂瑩等對北京房山學(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)，父母對嬰幼兒的養(yǎng)育投入同樣表現(xiàn)出向女孩傾斜的特點。[16]這提示我們，如果中國學(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？這些問題還有待實證檢驗。對應(yīng)于上述研究問題，本文提出第二項研究假設(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

(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。通過家長調(diào)查，我們獲得了學(xué)前兒童的個體特征、家庭社會經(jīng)濟(jì)背景特征、認(rèn)知能力測評得分以及家庭養(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?；谥形陌鎒HCi量表(1)中文版eHCi量表由中國發(fā)展研究基金會同上海兒童醫(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)展評價項目中，超過15萬的中國兒童接受了該測評。[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。所有測評題目均為二分變量(0=不能；1=能)。本文引入項目反應(yīng)理論技術(shù)，分別在每個維度使用加權(quán)平均法測算了相應(yīng)的認(rèn)知能力得分(2)以語言交流能力維度為例，針對該維度包含的6個測評題目，分別計算各題目取值為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，具體測量題項沒有呈現(xiàn)，感興趣的讀者可來函索取。，得分越高，代表該項認(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)四個方面，測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個測評題目；家庭養(yǎng)育環(huán)境多樣性考察父母為子女提供學(xué)習(xí)活動的豐富性程度，包括“孩子在家中是否學(xué)習(xí)樂器？”等8個測評題目；子女語言發(fā)育干預(yù)考察父母針對子女語言發(fā)育所開展的干預(yù)活動情況，包括“父母是否用玩具、游戲或其它方式幫助孩子學(xué)習(xí)動物名字？”等6個測評題目；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)活動情況，包括“父母是否用玩具、游戲等幫助孩子識數(shù)？”1個測評題目。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個變量。

下頁表1呈現(xiàn)了各項變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。結(jié)果顯示，男孩在3項認(rèn)知能力的得分上全部顯著低于女孩，且獲得的各項家庭養(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)計分析

(三)模型設(shè)計

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

(1)

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

(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家庭養(yǎng)育投入對認(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，依次引入個體和家庭特征兩類控制變量后方程(1)的估計結(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估計了男孩認(rèn)知能力相對女孩的絕對差距，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)。為了更精確地識別認(rèn)知能力的性別差距，模型(2)、(5)和(8)在控制個體特征后進(jìn)行了估計，模型(3)、(6)和(9)進(jìn)一步控制家庭特征后進(jìn)行了估計。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

在證實了學(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依次報告了以各項家庭養(yǎng)育投入變量為因變量時，方程(2)估計的性別變量的系數(shù)α2。結(jié)果顯示，控制個體/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)依次報告了方程(3)估計得到非認(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，這再次證實了家庭養(yǎng)育投入對促進(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

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。相對而言，男孩和女孩在個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，還是個體及家庭特征要素，它們對兒童認(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)展上相對女孩的差距。

(三)異質(zhì)性討論：分家庭收入水平的估計

國外研究發(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增大，養(yǎng)育投入的數(shù)量和質(zhì)量均會降低，面對糟糕的家庭養(yǎng)育環(huán)境時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，“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證檢驗。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檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，在低收入家庭中，男孩相對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，我們檢驗了認(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。估計結(jié)果顯示(見表7)，交互項的系數(shù)顯著為正，這說明，隨著家庭收入水平的提高，男孩相對女孩的能力差距顯著縮小。事實上，異質(zhì)性分析結(jié)果從另一個角度證實，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環(huán)境因素?zé)o關(guān)，則不會出現(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)格地檢驗上述結(jié)論。表8的估計結(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，我們在三類家庭收入水平的群組中分別進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗。在家庭養(yǎng)育投入對兒童認(rèn)知能力的重要性已經(jīng)得到驗證的基礎(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。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，在三類家庭收入水平樣本中、不控制家庭養(yǎng)育投入時方程(1)估計的性別變量系數(shù)(α1)及其置信區(qū)間(4)置信區(qū)間包含0，說明在統(tǒng)計意義上不顯著；置信區(qū)間不包含0，說明在統(tǒng)計意義上顯著。，和控制家庭養(yǎng)育投入后方程(3)估計的性別變量系數(shù)(α3)及其置信區(qū)間。

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

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

圖4 家庭養(yǎng)育投入中介效應(yīng)識別的分組估計：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)展更可能因為糟糕的家庭養(yǎng)育投入水平而受到更大的不利影響，這會顯著拉大處境不利群體中男孩相對女孩在認(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)，針對弱勢群體的家庭養(yǎng)育投入實施干預(yù)和補(bǔ)償，對于促進(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)量的增加會減少每個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會更加“脆弱”，從而可能擴(kuò)大家庭養(yǎng)育投入對認(rèn)知能力性別差距形成的中介作用。中國東南沿海地區(qū)的男孩偏好觀念明顯，[30]但數(shù)據(jù)庫缺少有關(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，在獨生子女家庭這類對子女的性別偏好在根本上受到抑制樣本(5)獨生子女有8 667名，其中男孩4 822名(55.6%)、女孩3 845名(44.4%)。中，重新進(jìn)行估計以開展穩(wěn)健性討論。

首先，表9報告了在獨生子女樣本中估計方程(2)，得到性別變量對家庭養(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)報告了未引入家庭養(yǎng)育投入變量時，使用方程(1)估計得到認(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)一步報告了引入家庭養(yǎng)育投入變量后使用方程(3)估計得到認(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，男孩相對女孩在全部3項認(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 獨生子女樣本中：家庭養(yǎng)育投入對學(xué)前階段認(rèn)知能力男孩落后的中介效應(yīng)模型估計

由此，本文的研究假設(shè)得到了穩(wěn)健的支持。在獨生子女樣本中，家庭養(yǎng)育投入對學(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，它可能一直貫穿個體成長的全過程。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)象提供了一個微觀角度的理解：能力獲得具有動態(tài)累積性，年幼時期的能力發(fā)展水平對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。事實上，嬰幼兒時期女孩在情感互動等方面具備的先天優(yōu)勢，[23]而家庭養(yǎng)育投入具有動態(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,[6][22]傳統(tǒng)性別角色的家庭責(zé)任分工造成中國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。

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假設(shè)提供了一個微觀角度的理解：正是因為家庭收入水平下降導(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)該采取更加主動和積極的策略，主動關(guān)注子女，尤其是男孩的養(yǎng)育需求，避免因為忽略了男孩的需求而導(dǎo)致他們難以獲得充足的家庭養(yǎng)育投入。另一方面，弱勢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，男孩尤其會因為家庭養(yǎng)育投入不足而導(dǎo)致能力發(fā)展落后，因此學(xué)校、社會和政府應(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，為這類家庭的家長提供養(yǎng)育指導(dǎo))，可能會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。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。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)驗研究驗證造成男孩所獲得家庭養(yǎng)育投入低于女孩的成因，同樣是一個兼具理論和實踐意義的話題，當(dāng)然這需要更豐富的數(shù)據(jù)予以支持。