浅议独生子女政策论文
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长期的独生子女政策的推行,必然导致劳动力的短缺。从宏观层面上看,劳动力过剩到劳动力短缺的刘易斯转折点已经来临。然而我们该如何写有关独生子女政策的形势与政策论文呢?下面是小编给大家推荐的浅议独生子女政策论文，希望大家喜欢!
浅议独生子女政策论文篇一
《独生子女政策对教育性别差异的影响》
摘要：全国的数据表明，无论是义务教育阶段还是高等教育阶段，教育的性别差异越来越小。这也许说明随着中国经济的发展，父母在教育投入上的“重男轻女”倾向已经改变。但基于高等教育数据的协整分析发现，自1979年在城市严格执行的独生子女政策对教育的性别平等在统计数据上的表现有着显著的影响。这在一定程度上说明，我们观察到的教育平等可能不是人们的观念改变所导致的。教育的性别平等仍然任重而道远。
关键词：教育平等;性别差异;协整检验;独生子女政策
中图分类号：G40-03
文献标志码：A
文章编号：1673-291X(2007)04-0189-04
一、中国教育的性别差异：微观调查与宏观数据的矛盾
两性之间的地位平等一直是世界各国社会发展的目标之一。而受教育程度的差异不仅影响两性之间文化素养差异，在市场经济条件下，它还是影响两性收入差距进而影响社会地位的关键因素。可见，两性受教育机会的平等是两性社会地位平等的基础。而两性的受教育程度存在差距却是一个世界性的问题，尤其在发展中国家，受经济发达程度和社会文化习俗等因素的影响，女性的受教育程度普遍低于男性。因此，教育的性别平等成为联合国提出的“新千年发展目标”之一。
关于中国的教育性别平等状况，基于不同的角度，似乎可以得出不同的判断：
1.基于宏观数据的分析
如果从全国的加总数据分析，我们可以看到教育的性别平等大幅度改善，性别平等几近实现。首先，第二期全国妇女地位抽样调查数据显示，2000年我国两性间人均受教育程度的差异仅为1.31年，而该指标在1990年还有1.9年，这说明两性受教育程度差异不断缩小(李军峰，2004)。其次，根据全国人口抽样调查数据分析，发现文盲人口、小学入学率、初中及以上受教育程度的性别平衡指数随着年龄的降低而趋近于1(连鹏灵等，2004)，这说明两性间的教育投资正在不断靠近。再次，受高等教育的女性快速增加。1980年，我国高校女生在全体学生中所占比重仅为23.4%，到2004年，该比重上升到了45.7%(见图1所示)，这一比例不断接近其理论极限值50%，似乎说明我国男女两性教育平等几近实现。《中国统计年鉴》从2005年开始不再报告各级学校在校生性别比例，也说明了管理当局可能已经不再认为教育的性别差异是个重要问题了。
2.基于微观调查的结论
与宏观数据相反，不断有来自小范围的微观调查表明，在农村地区，我国女性在受教育机会上与男性还有一定差距。据全国妇联1990年抽样调查，农村家庭对女孩男孩上学的投资比重是男孩占60%，女孩占40%，城镇家庭对女孩男孩上学的投资比重是，男孩占55%，女孩占45%。城乡家庭对子女投资都有明显的性别差异(鹿立，1997)。丁月牙(2004)在对贵州省某县开展的个案调查中发现，家庭内部教育资源分配差异导致女童失辍学严重。王香丽(1999)对厦门大学某级本科生的调查结果显示，城市以及所属阶层专业知识层次较高家庭的子女中男女入学比例基本达到平衡，而农村和所属阶层专业知识层次较低家庭的子女中男女入学比例则差异十分显著，因此，她认为入学机会的性别差异性主要是由城乡和阶层差异引起的。钟涨宝等(2003)对湖北省的调查发现，在发展水平低下、农村家庭经济状况尚不宽裕的情况下，父母在教育投资上的理性选择必然向男孩倾斜。
那么，我国教育的性别差异状况到底如何?是如宏观数据所显示的那样乐观，还是像上述微观调查所表明的那样，教育的性别差异在农村地区还比较严重?而且我们注意到，人们认为农村地区之所以存在明显的性别差异，主要是由于经济条件的限制和传统观念所致(钟涨宝等，2003;王香丽等，1999)。那么，是否在城镇教育的性别平等的结果就是因为收入水平的提高所导致?或者说，城镇家庭的教育性别偏见已经随着经济的发展有了根本性的扭转?对此，早已有研究提到，城市家庭在对孩子发展的期望和教育投资上不存在明显的性别分层现象，可能与城市独生子女政策的执行效果有着密切的联系(蒋乃华，2002)。本文尝试用高等教育相关数据的协整分析来验证在城市实行的独生子女政策到底对教育的性别平等有没有显著影响，如果有，其影响有多大。
二、独生子女政策对教育性别差异的影响：基于高等教育数据的协整检验
1.基本理论假设
假设一：男女生在学习能力上没有明显差异，也就是说如果没有性别偏见，二者在总体上的升学概率仅受适龄人口数量的影响。如果分性别适龄人口数量相同，则分性别的总升学率应该是相同的，进而在校生中男女比例也应该是相同的。并且这一假设同时适用于城市和农村。
假设二：随着经济的发展，普遍存在于发展中国家的在教育投资上的“重男轻女”观念会趋于弱化。通俗地说，人们在教育投资上的性别偏见会随国民收入的增加而得到纠正。
假设三：中国在城市实行的独生子女政策对教育的性别差异在加总数据上的表现有显著影响。因为，城市家庭在只有一个孩子的情况下，对教育投资的方向没有选择的余地，因而会改善城市女童的教育状况，进而使全国的教育性别差异缩小。
2.数据的选取与说明
能反映教育性别差异的指标有很多，如分年龄段性别平衡指数、义务教育阶段城乡分性别入学率、高中阶段分性别入学率等。本文选择普通高校女生在全部在校生中所占比例这一指标，这主要基于以下两点考虑：一是数据的可得性，二是因为本文的研究目标是验证城市独生子女政策对教育性别差异的影响，而一个女生能进入大学，必定说明她在这之前的所有升学阶段都没有因性别歧视而被淘汰，所以这一指标的变化中含有性别偏见的累积效果。本文选取人均实际GDP作为反映社会经济发展水平的指标。具体数据如下(表1)：
3.模型的设立
基于假设和数据，我们认为高校女生比例会随着人们收入的增加而增加，但二者的关系并不是线性的。前者随后者的增加而不断靠近其极限值。因此，选择倒数模型比较合理：
其中，Y表示高校女生比，X表示人均GDP，D是哑变量，用来标示独生子女政策实行的年份。由于独生子女政策在城市严格执行是从1979年开始，小学入学法定年龄为7岁，小学、中学均为六年制，这样1979年出生的孩子正常上大学年份应该是1998年，所以哑变量D的取值为：
4.协整检验及结果
由于大多数时间序列数据都是不稳定的，使得传统的OLS估计方法可能出现伪回归现象，为此，由Engle & Granger在20世纪80年代提出的协整理论经常被用来检验时间序列变量间的长期稳定关系。协整理论将非稳定的单整变量之间存在的长期稳定关系称为协整关系。按照格兰杰对协整的定义，如果两变量之间存在协整关系，那么二者必须是同阶单整的。因此，协整分析的第一步就是检验每个变量的单整阶数，常用的方法有DF检验、ADF检验和PP检验。第二步是检验两变量是否协整，通常采用Engle―Granger( EG)协整检验法。EG协整检验法分为两步：首先用OLS方法估计方程并计算相应的残差项，然后检验残差项的单整性，如果残差项为稳定序列，则认为两变量之间存在协整关系。
由于本文中的因变量Y和自变量序列均为时间序列，所以，应首先对变量的平稳性进行单位根检验，本文采用ADF方法检验变量的平稳性，最优滞后阶数使用赤池AIC最小准则确定。采用Eviews 5.0软件对上述变量进行ADF单位根检验的结果如下(见表2)：
经检验发现，因变量Y和自变量的原序列均为非平稳序列，而各变量的一阶差分序列的ADF值至少小于显著性水平5%以下的临界值，可以认为，各变量的一阶差分序列在5%的显著性水平下均不存在单位根，即为平稳序列。因此，我们认为各变量序列均为一阶平稳序列，符合协整检验的一阶单整假设。
按照EG协整检验法，首先对原方程进行OLS回归估计，得回归结果如下：
若变量之间具有协整性，则上式中残差序列应具有平稳性。我们对序列进行单位根检验结果见表3。由表3可知，残差的ADF值小于1%显著性水平下的临界值，因此认为，残差项不存在单位根，为平稳序列。这表明，变量之间确实存在着协整关系，上述方程的回归结果是有效的，并不是伪回归。
5.模型的拟合与解释
既然协整检验的结果为回归结果有效，我们可以通过R2值和F统计量得出模型的拟和程度非常高的结论。这一点也可以从模型的拟和图中看出(如图2)。通过哑变量D的t统计量，我们可以看到该变量在统计上是高度显著的。遂根据哑变量D的具体取值将结果分解为两部分：
上两式说明，在1980年至1997年间，随着人均GDP的增加，我国高校女生比例不断提高，并渐近于39.673%。而1998年至2004年，随着人均GDP的增加却使高校女生比例渐近于60.214%。
三、结论与说明
1.基本结论与意义
根据1980―2004年高校女生比与人均GDP的协整分析发现，我国在城市严格执行的独生子女政策对高等教育中女生比例的增加有显著影响，它使得高校女生比例的极限值提高了20个百分点。由此我们得出粗略的判断：
(1)我国1998年后女性在高等教育领域的人力资本投资的增加，主要是因为城市家庭在只有一个孩子的情况下对教育投资方向没有选择余地的结果。也就是说，我们从宏观数据看到的女性教育投资的大幅增加和教育性别差异的缩小，可能并不是人们观念改变的结果，而是被独生子女政策所导致的城市家庭对女孩的强制性教育投资所掩盖，从而导致人们忽视在农村地区还严重存在的教育性别差异。
(2)既然农村地区还存在严重的性别差异，那么我们在统计上应该继续保留反映性别差异的指标，而且应该将农村地区的数据单独列出，以真实反映现实状况。而政府则应该继续加强对性别平等观念的宣传，并加强对农村地区女童的教育救助等。
(3)鉴于1998年后女性的高等教育投资受城市家庭对独生女的强制性投资的显著影响，这可以说明，用家庭动态博弈模型来解释我国女性高等教育投资增加的理论(如姚先国、谭岚，2005)可能在一开始就找错了方向。我们需要从中国的实际出发来分析中国的问题。
2.进一步的说明
(1)从残差图(见图2)中我们可以看出，本文的回归分析中存在一个异常值，在1986年时点上，高校女生比例突然下降时导致该值异常的原因。但鉴于该点异常对本文的基本结论没有实际性的影响，所以没有进一步处理。
(2)本文没有考虑分性别适龄人口比例变化的影响。但众所周知，中国的计划生育政策给性别比带来的结果是男多女少，所以如果考虑性别比例，只会加强本文的结论而不是相反。
(3)当然，本文的结论也是基于宏观加总数据的分析，这其中不能排除有误差。要得出更加精确的结论，我们需要用大样本微观调查数据进行城乡对比分析，这正是作者下一步研究的方向。
参考文献：
[1] 丁月牙.家庭教育资源分配的性别差异问题―来自三都水族村寨的个案调查[J].民族教育研究，2004(2).
[2] 李军峰.我国目前个人收入性别差异的通径分析―基于第二期全国妇女地位抽样调查的数据分析[J].市场与人口分析，2003(2).
[3] 连鹏灵，郑真真.教育的性别差异[A]，载蔡�主编.中国人口与劳动问题报告――人口转变与教育发展[R].北京：社会科学文献出版社，2004.
[4] 鹿立.妇女经济地位与妇女人力资本关系的实证研究[J].人口研究，1997(2).
[5] 蒋乃华.城市教育消费中的性别差异―以江苏省扬州市城区为例[J].中国人口科学，2002(2).
[6] 王香丽.女性高等教育入学机会：问题、原因及对策[J].集美大学学报：哲学社会科学版，1999(3).
[7] 姚先国，谭岚.中国经济转型中城镇女性劳动供给行为分析―兼论动态博弈框架下教育决策的内生性问题[J].经济论坛，
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[8] 钟涨宝，汪萍，李义波.农村妇女教育地位研究[J].理论月刊，2003(6).