長期的獨(dú)生子女政策的推行,必然導(dǎo)致勞動(dòng)力的短缺。從宏觀層面上看,勞動(dòng)力過剩到勞動(dòng)力短缺的劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)已經(jīng)來臨。然而我們?cè)撊绾螌懹嘘P(guān)獨(dú)生子女政策的形勢(shì)與政策論文呢?下面是學(xué)習(xí)啦小編給大家推薦的淺議獨(dú)生子女政策論文，希望大家喜歡!

　　淺議獨(dú)生子女政策論文篇一

　　《獨(dú)生子女政策對(duì)教育性別差異的影響》

　　摘要：全國的數(shù)據(jù)表明，無論是義務(wù)教育階段還是高等教育階段，教育的性別差異越來越小。這也許說明隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，父母在教育投入上的“重男輕女”傾向已經(jīng)改變。但基于高等教育數(shù)據(jù)的協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，自1979年在城市嚴(yán)格執(zhí)行的獨(dú)生子女政策對(duì)教育的性別平等在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上的表現(xiàn)有著顯著的影響。這在一定程度上說明，我們觀察到的教育平等可能不是人們的觀念改變所導(dǎo)致的。教育的性別平等仍然任重而道遠(yuǎn)。

　　關(guān)鍵詞：教育平等;性別差異;協(xié)整檢驗(yàn);獨(dú)生子女政策

　　中圖分類號(hào)：G40-03

　　文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

　　文章編號(hào)：1673-291X(2007)04-0189-04

　　一、中國教育的性別差異：微觀調(diào)查與宏觀數(shù)據(jù)的矛盾

　　兩性之間的地位平等一直是世界各國社會(huì)發(fā)展的目標(biāo)之一。而受教育程度的差異不僅影響兩性之間文化素養(yǎng)差異，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，它還是影響兩性收入差距進(jìn)而影響社會(huì)地位的關(guān)鍵因素?？梢?，兩性受教育機(jī)會(huì)的平等是兩性社會(huì)地位平等的基礎(chǔ)。而兩性的受教育程度存在差距卻是一個(gè)世界性的問題，尤其在發(fā)展中國家，受經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度和社會(huì)文化習(xí)俗等因素的影響，女性的受教育程度普遍低于男性。因此，教育的性別平等成為聯(lián)合國提出的“新千年發(fā)展目標(biāo)”之一。

　　關(guān)于中國的教育性別平等狀況，基于不同的角度，似乎可以得出不同的判斷：

　　1.基于宏觀數(shù)據(jù)的分析

　　如果從全國的加總數(shù)據(jù)分析，我們可以看到教育的性別平等大幅度改善，性別平等幾近實(shí)現(xiàn)。首先，第二期全國婦女地位抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2000年我國兩性間人均受教育程度的差異僅為1.31年，而該指標(biāo)在1990年還有1.9年，這說明兩性受教育程度差異不斷縮小(李軍峰，2004)。其次，根據(jù)全國人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)文盲人口、小學(xué)入學(xué)率、初中及以上受教育程度的性別平衡指數(shù)隨著年齡的降低而趨近于1(連鵬靈等，2004)，這說明兩性間的教育投資正在不斷靠近。再次，受高等教育的女性快速增加。1980年，我國高校女生在全體學(xué)生中所占比重僅為23.4%，到2004年，該比重上升到了45.7%(見圖1所示)，這一比例不斷接近其理論極限值50%，似乎說明我國男女兩性教育平等幾近實(shí)現(xiàn)?！吨袊y(tǒng)計(jì)年鑒》從2005年開始不再報(bào)告各級(jí)學(xué)校在校生性別比例，也說明了管理當(dāng)局可能已經(jīng)不再認(rèn)為教育的性別差異是個(gè)重要問題了。

　　2.基于微觀調(diào)查的結(jié)論

　　與宏觀數(shù)據(jù)相反，不斷有來自小范圍的微觀調(diào)查表明，在農(nóng)村地區(qū)，我國女性在受教育機(jī)會(huì)上與男性還有一定差距。據(jù)全國婦聯(lián)1990年抽樣調(diào)查，農(nóng)村家庭對(duì)女孩男孩上學(xué)的投資比重是男孩占60%，女孩占40%，城鎮(zhèn)家庭對(duì)女孩男孩上學(xué)的投資比重是，男孩占55%，女孩占45%。城鄉(xiāng)家庭對(duì)子女投資都有明顯的性別差異(鹿立，1997)。丁月牙(2004)在對(duì)貴州省某縣開展的個(gè)案調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，家庭內(nèi)部教育資源分配差異導(dǎo)致女童失輟學(xué)嚴(yán)重。王香麗(1999)對(duì)廈門大學(xué)某級(jí)本科生的調(diào)查結(jié)果顯示，城市以及所屬階層專業(yè)知識(shí)層次較高家庭的子女中男女入學(xué)比例基本達(dá)到平衡，而農(nóng)村和所屬階層專業(yè)知識(shí)層次較低家庭的子女中男女入學(xué)比例則差異十分顯著，因此，她認(rèn)為入學(xué)機(jī)會(huì)的性別差異性主要是由城鄉(xiāng)和階層差異引起的。鐘漲寶等(2003)對(duì)湖北省的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在發(fā)展水平低下、農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)狀況尚不寬裕的情況下，父母在教育投資上的理性選擇必然向男孩傾斜。

　　那么，我國教育的性別差異狀況到底如何?是如宏觀數(shù)據(jù)所顯示的那樣樂觀，還是像上述微觀調(diào)查所表明的那樣，教育的性別差異在農(nóng)村地區(qū)還比較嚴(yán)重?而且我們注意到，人們認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)之所以存在明顯的性別差異，主要是由于經(jīng)濟(jì)條件的限制和傳統(tǒng)觀念所致(鐘漲寶等，2003;王香麗等，1999)。那么，是否在城鎮(zhèn)教育的性別平等的結(jié)果就是因?yàn)槭杖胨降奶岣咚鶎?dǎo)致?或者說，城鎮(zhèn)家庭的教育性別偏見已經(jīng)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有了根本性的扭轉(zhuǎn)?對(duì)此，早已有研究提到，城市家庭在對(duì)孩子發(fā)展的期望和教育投資上不存在明顯的性別分層現(xiàn)象，可能與城市獨(dú)生子女政策的執(zhí)行效果有著密切的聯(lián)系(蔣乃華，2002)。本文嘗試用高等教育相關(guān)數(shù)據(jù)的協(xié)整分析來驗(yàn)證在城市實(shí)行的獨(dú)生子女政策到底對(duì)教育的性別平等有沒有顯著影響，如果有，其影響有多大。

　　二、獨(dú)生子女政策對(duì)教育性別差異的影響：基于高等教育數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

　　1.基本理論假設(shè)

　　假設(shè)一：男女生在學(xué)習(xí)能力上沒有明顯差異，也就是說如果沒有性別偏見，二者在總體上的升學(xué)概率僅受適齡人口數(shù)量的影響。如果分性別適齡人口數(shù)量相同，則分性別的總升學(xué)率應(yīng)該是相同的，進(jìn)而在校生中男女比例也應(yīng)該是相同的。并且這一假設(shè)同時(shí)適用于城市和農(nóng)村。

　　假設(shè)二：隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，普遍存在于發(fā)展中國家的在教育投資上的“重男輕女”觀念會(huì)趨于弱化。通俗地說，人們?cè)诮逃顿Y上的性別偏見會(huì)隨國民收入的增加而得到糾正。

　　假設(shè)三：中國在城市實(shí)行的獨(dú)生子女政策對(duì)教育的性別差異在加總數(shù)據(jù)上的表現(xiàn)有顯著影響。因?yàn)?，城市家庭在只有一個(gè)孩子的情況下，對(duì)教育投資的方向沒有選擇的余地，因而會(huì)改善城市女童的教育狀況，進(jìn)而使全國的教育性別差異縮小。

　　2.數(shù)據(jù)的選取與說明

　　能反映教育性別差異的指標(biāo)有很多，如分年齡段性別平衡指數(shù)、義務(wù)教育階段城鄉(xiāng)分性別入學(xué)率、高中階段分性別入學(xué)率等。本文選擇普通高校女生在全部在校生中所占比例這一指標(biāo)，這主要基于以下兩點(diǎn)考慮：一是數(shù)據(jù)的可得性，二是因?yàn)楸疚牡难芯磕繕?biāo)是驗(yàn)證城市獨(dú)生子女政策對(duì)教育性別差異的影響，而一個(gè)女生能進(jìn)入大學(xué)，必定說明她在這之前的所有升學(xué)階段都沒有因性別歧視而被淘汰，所以這一指標(biāo)的變化中含有性別偏見的累積效果。本文選取人均實(shí)際GDP作為反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。具體數(shù)據(jù)如下(表1)：

　　3.模型的設(shè)立

　　基于假設(shè)和數(shù)據(jù)，我們認(rèn)為高校女生比例會(huì)隨著人們收入的增加而增加，但二者的關(guān)系并不是線性的。前者隨后者的增加而不斷靠近其極限值。因此，選擇倒數(shù)模型比較合理：

　　其中，Y表示高校女生比，X表示人均GDP，D是啞變量，用來標(biāo)示獨(dú)生子女政策實(shí)行的年份。由于獨(dú)生子女政策在城市嚴(yán)格執(zhí)行是從1979年開始，小學(xué)入學(xué)法定年齡為7歲，小學(xué)、中學(xué)均為六年制，這樣1979年出生的孩子正常上大學(xué)年份應(yīng)該是1998年，所以啞變量D的取值為：

　　4.協(xié)整檢驗(yàn)及結(jié)果

　　由于大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，使得傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，為此，由Engle & Granger在20世紀(jì)80年代提出的協(xié)整理論經(jīng)常被用來檢驗(yàn)時(shí)間序列變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系。協(xié)整理論將非穩(wěn)定的單整變量之間存在的長期穩(wěn)定關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。按照格蘭杰對(duì)協(xié)整的定義，如果兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么二者必須是同階單整的。因此，協(xié)整分析的第一步就是檢驗(yàn)每個(gè)變量的單整階數(shù)，常用的方法有DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)。第二步是檢驗(yàn)兩變量是否協(xié)整，通常采用Engle―Granger( EG)協(xié)整檢驗(yàn)法。EG協(xié)整檢驗(yàn)法分為兩步：首先用OLS方法估計(jì)方程并計(jì)算相應(yīng)的殘差項(xiàng)，然后檢驗(yàn)殘差項(xiàng)的單整性，如果殘差項(xiàng)為穩(wěn)定序列，則認(rèn)為兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

　　由于本文中的因變量Y和自變量序列均為時(shí)間序列，所以，應(yīng)首先對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文采用ADF方法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后階數(shù)使用赤池AIC最小準(zhǔn)則確定。采用Eviews 5.0軟件對(duì)上述變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如下(見表2)：

　　經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，因變量Y和自變量的原序列均為非平穩(wěn)序列，而各變量的一階差分序列的ADF值至少小于顯著性水平5%以下的臨界值，可以認(rèn)為，各變量的一階差分序列在5%的顯著性水平下均不存在單位根，即為平穩(wěn)序列。因此，我們認(rèn)為各變量序列均為一階平穩(wěn)序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的一階單整假設(shè)。

　　按照EG協(xié)整檢驗(yàn)法，首先對(duì)原方程進(jìn)行OLS回歸估計(jì)，得回歸結(jié)果如下：

　　若變量之間具有協(xié)整性，則上式中殘差序列應(yīng)具有平穩(wěn)性。我們對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表3。由表3可知，殘差的ADF值小于1%顯著性水平下的臨界值，因此認(rèn)為，殘差項(xiàng)不存在單位根，為平穩(wěn)序列。這表明，變量之間確實(shí)存在著協(xié)整關(guān)系，上述方程的回歸結(jié)果是有效的，并不是偽回歸。

　　5.模型的擬合與解釋

　　既然協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果為回歸結(jié)果有效，我們可以通過R2值和F統(tǒng)計(jì)量得出模型的擬和程度非常高的結(jié)論。這一點(diǎn)也可以從模型的擬和圖中看出(如圖2)。通過啞變量D的t統(tǒng)計(jì)量，我們可以看到該變量在統(tǒng)計(jì)上是高度顯著的。遂根據(jù)啞變量D的具體取值將結(jié)果分解為兩部分：

　　上兩式說明，在1980年至1997年間，隨著人均GDP的增加，我國高校女生比例不斷提高，并漸近于39.673%。而1998年至2004年，隨著人均GDP的增加卻使高校女生比例漸近于60.214%。

　　三、結(jié)論與說明

　　1.基本結(jié)論與意義

　　根據(jù)1980―2004年高校女生比與人均GDP的協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，我國在城市嚴(yán)格執(zhí)行的獨(dú)生子女政策對(duì)高等教育中女生比例的增加有顯著影響，它使得高校女生比例的極限值提高了20個(gè)百分點(diǎn)。由此我們得出粗略的判斷：

　　(1)我國1998年后女性在高等教育領(lǐng)域的人力資本投資的增加，主要是因?yàn)槌鞘屑彝ピ谥挥幸粋€(gè)孩子的情況下對(duì)教育投資方向沒有選擇余地的結(jié)果。也就是說，我們從宏觀數(shù)據(jù)看到的女性教育投資的大幅增加和教育性別差異的縮小，可能并不是人們觀念改變的結(jié)果，而是被獨(dú)生子女政策所導(dǎo)致的城市家庭對(duì)女孩的強(qiáng)制性教育投資所掩蓋，從而導(dǎo)致人們忽視在農(nóng)村地區(qū)還嚴(yán)重存在的教育性別差異。

　　(2)既然農(nóng)村地區(qū)還存在嚴(yán)重的性別差異，那么我們?cè)诮y(tǒng)計(jì)上應(yīng)該繼續(xù)保留反映性別差異的指標(biāo)，而且應(yīng)該將農(nóng)村地區(qū)的數(shù)據(jù)單獨(dú)列出，以真實(shí)反映現(xiàn)實(shí)狀況。而政府則應(yīng)該繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)性別平等觀念的宣傳，并加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村地區(qū)女童的教育救助等。

　　(3)鑒于1998年后女性的高等教育投資受城市家庭對(duì)獨(dú)生女的強(qiáng)制性投資的顯著影響，這可以說明，用家庭動(dòng)態(tài)博弈模型來解釋我國女性高等教育投資增加的理論(如姚先國、譚嵐，2005)可能在一開始就找錯(cuò)了方向。我們需要從中國的實(shí)際出發(fā)來分析中國的問題。

　　2.進(jìn)一步的說明

　　(1)從殘差圖(見圖2)中我們可以看出，本文的回歸分析中存在一個(gè)異常值，在1986年時(shí)點(diǎn)上，高校女生比例突然下降時(shí)導(dǎo)致該值異常的原因。但鑒于該點(diǎn)異常對(duì)本文的基本結(jié)論沒有實(shí)際性的影響，所以沒有進(jìn)一步處理。

　　(2)本文沒有考慮分性別適齡人口比例變化的影響。但眾所周知，中國的計(jì)劃生育政策給性別比帶來的結(jié)果是男多女少，所以如果考慮性別比例，只會(huì)加強(qiáng)本文的結(jié)論而不是相反。

　　(3)當(dāng)然，本文的結(jié)論也是基于宏觀加總數(shù)據(jù)的分析，這其中不能排除有誤差。要得出更加精確的結(jié)論，我們需要用大樣本微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行城鄉(xiāng)對(duì)比分析，這正是作者下一步研究的方向。

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