来源：《经济学报》2022年9卷第2期
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作者信息
李长洪 暨南大学经济学院 讲师
林文炼（通讯作者） 香港中文大学(深圳)经管学院和中国科学技术大学管理学院联合培养博士后
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摘要：现有研究发现：经济因素会改变父母的“重男轻女”观念，影响父母在子女间的资源分配决策。本文从“弥补父母未曾实现心愿”的视角证明：非经济因素同样可以转变父母的“重男轻女”观念，继而推动女性在高等教育上的崛起。利用1966年“高校停招”作为准自然实验，基于2000年人口普查数据，采用双重差分和三重差分法，实证发现：那些父母更可能受到“高校停招”影响而失去“金榜题名”机会的女性，高中毕业后入读大学的可能性显著提高。机制检验发现：当女孩有机会“圆父母的大学梦”时，父母在资源分配上的“轻女”倾向会得到明显缓解。不仅如此，“轻女”观念的转变还会延续到下一代。本文对理解近年来中国女性在高等教育上的崛起有一定的启示意义。
关键词：观念转变； 女性高等教育； 高校停招
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结论启示
结果表明
经济因素是父母对女孩观念转变的重要推动力（Qian，2008；Almond et al.，2019）；
非经济因素同样重要，弥补父母的人生缺憾能改变父母的“轻女”观念，进而改善家庭资源分配的男女不平等。
不仅如此，这种观念转变能通过代际传递效应产生良性循环。
总之，本文的研究表明，父母确实可以摆脱“重男轻女”束缚，转变对女孩的观念，继而推动中国女性在高等教育上的崛起。
全文如下
引言
过去几十年，发达国家女性接受高等教育的比例逐渐增加，甚至超过了男性（Charles and Luoh，2003；Diprete and Buchmann，2006；Goldin et al.，2006；Becker et al., 2010；Duflo，2012）。在我国，被大学录取的性别比例（女/男）自1982年开始也呈逐年上升趋势（见图1）①，女性在接受高等教育上呈崛起之势。一般而言，男女的升学概率主要取决于以下三个因素：一是获得教育的能力；二是家庭面临的预算约束；三是父母的性别偏好。对应地，图1发现的女性在高等教育上的崛起可能源于：女性获得教育的能力相对提高，或女性所在家庭面临相对较小的预算约束，或我国长期存在的“重男轻女”倾向得到一定的改善。本文关注“父母的性别偏好”，旨在研究父母是否会转变“重男轻女”观念，进而推动中国女性在高等教育上的崛起。
男性和女性往往肩负着不同的“家庭使命”，这些“使命”通过影响父母的效用，左右父母的“重男轻女”观念，继而影响父母在子女上的生育选择和资源分配。在传统的宗族观念背景下，男性背负着传宗接代的重任；在传统的农业生产活动中，相比于女性，男性更占优势，是家庭的“顶梁柱”；当社会保障不完善时，父母主要依靠“养儿防老”。男性和女性在肩负“家庭使命”上的差异，使得父母在生育选择和资源分配上存在明显的“重男轻女”倾向。不过，现有研究发现：随着社会经济发展，男女肩负的“家庭使命”在逐渐发生变化，父母的“重男轻女”观念也随之转变。在“重男”方面，不断完善的社会保障减少了父母对“养儿防老”的依赖性（程令国等，2013；陈华帅和曾毅，2013；张川川和陈斌开，2014），儿子通过“养儿防老”渠道给父母带来的幸福感有限（陆方文等，2017），因此，社会保障的完善降低了父母生育儿子的期望（Ebenstein and Leung，2010）。此外，逐渐攀升的婚姻成本也降低了父母拥有儿子的幸福感（陆方文等，2017），减轻了父母生育意愿上的“男性偏好”（董志强和钟粤俊，2016）。在“轻女”方面，当女性能为家庭带来更多经济收入时，父母的“轻女”观念将会得到改善（Qian，2008）。相反，当生育女儿的回报率相对较低时，父母会表现出较明显的“轻女”倾向（Alfano，2017）。
在实证上，现有文献主要从经济收入和社会保障的角度，寻找影响男性和女性在完成“家庭使命”上的外生冲击，进而研究父母在子女上的生育选择和资源分配决策（Qian，2008；Ebenstein and Leung，2010；Alfano，2017）。这些研究发现：女性在完成“家庭使命”上的相对劣势是父母在生育和教育投资上“轻女”的重要原因。不过，“轻女”观念并非根深蒂固，当女性在完成“家庭使命”上的相对劣势降低，甚至更具优势时，父母的轻女观念便会发生改变。例如，文献Qian（2008）描述了女性在采摘茶叶作业中更具优势，当茶叶价格上升时，女性能为家庭带来的经济效益提高，此时，生育女孩的预期回报率上升。因此，父母在生育上会减少性别筛选，以及增加女性的教育投入。Ebenstein and Leung（2010）从社会保障完善的角度，以及Alfano（2017）①关于“嫁妆”的研究均显示：当男性或女性对家庭的经济效益发生变化时，父母在生育上会转变其“重男轻女”观念。
与现有文献不同，本文从非经济因素视角，寻找影响男孩和女孩在完成“家庭使命”上的外生冲击，旨在捕捉父母的“重男轻女”观念转变，进而研究父母的教育投资决策。本文的理论基础是“教育代际补偿效应”。与本文最直接相关的经济学文献是刘愿（2016），其研究发现：受“上山下乡”运动这一外生冲击影响，相对于非知青，知青被迫中断教育，获得较低的教育年限。这些知青为弥补自己的人生缺憾，将获得更高教育水平的期望寄托在子女身上。因此，相对于非知青子女，知青子女受教育水平显著更高。刘愿（2016）的研究表明，当子女可以弥补父母的人力资本损失时，父母会更为重视子女的教育投资。
不过，与刘愿（2016）研究“上山下乡”带来的教育中断不同，本文采用1966年“高校停招”作为准自然实验。这一外生冲击使本该升学接受高等教育的个体，不得不中断其正常教育，结合刘愿（2016）的研究，对于这些受“高校停招”影响的父母，没有入读大学便成为他们人生中的一大缺憾。由于“金榜题名”历来被认为是人生中最重要的事情之一，这些受影响的父母会寄期望于下一代，希望子女能完成自己未曾实现的心愿。当前的一系列新闻报道，能为“弥补父母人生缺憾”这一机制提供一定的佐证。例如，在一份由网民票选人生十大遗憾之事的排行榜上，“未能珍惜年少考入好大学以致此生碌碌无为”位于榜首①。而当在调查当前大学生“严重过剩”，为何父母还拼命供孩子读书时，家长们回答道：“弥补遗憾”②。因此，本文在“教育代际补偿效应”基础上，以女儿和儿子能弥补父母人力资本损失的人生缺憾为切入点，捕捉父母的“重男轻女”观念变化，进而识别父母的观念转变对女性高等教育获得的影响。
在实证设计上，本文构建双重差分和三重差分模型，研究“高校停招”导致的父母观念转变会如何影响女性获得高等教育。首先，利用两个维度衡量个体是否更可能受“高校停招”影响而肩负弥补父母人生缺憾的“家庭使命”。第一个维度：出生队列。基于2000年人口普查数据，我们发现：受1966年“高校停招”影响而不得不中断教育的父母，将生活重心转向了结婚和生儿育女。因此，1966年之后出生的部分个体，背负着弥补父母人生缺憾的“家庭使命”，而1966年及以前出生的个体则不受影响，受“高校停招”影响较大的省份，这一现象更加明显。第二个维度：个体所在城市受“高校停招”的影响程度。我们利用“高校停招”前各城市“高中升大学”的比例，衡量个体父母是否更可能会受到“高校停招”的影响。利用男女分样本回归发现：父母更可能受“高校停招”影响的女性获得高等教育概率显著提高，而男性则呈不显著影响。我们认为，这一结果缘于：在我国，“重男”文化根深蒂固。无论是否存在“弥补人生缺憾”的动力，父母都会尽可能满足儿子的教育需求。相反，“轻女”倾向并非根深蒂固，“弥补人生缺憾”的动力会使父母在一定程度上摆脱“轻女”观念，增加对女孩的教育投入。此外，我们也尝试以性别作为第三个维度，并利用三重差分模型，以排除其他政策或经济环境变化干扰，其结果也支持上述结论：受益于父母的观念转变，相比于男性，“高校停招”后出生的女性获得高等教育概率显著提高。
接着，我们利用安慰剂检验证明：本文的实证结果确实缘于“高校停招”的影响；而且，只有在“高中升大学”的教育决策上，女孩才会因“圆父母的大学梦”而导致其入读大学概率相对提高。最后，在机制验证方面，结合现有关于“个体观念存在代际传递效应”的研究（Doepke and Zilibotti，2017；Dhar et al.，2019），我们认为，那些在更重视女性家庭中成长起来的女性，很可能会延续这一观念。换言之，子女的行为能在一定程度上反映父母的观念。基于这一推论，我们实证发现，那些父母更可能受“高校停招”影响的女性，在以后的生育行为上会表现出较弱的“轻女”倾向。本文的实证结果表明：当父母受“高校停招”影响被迫中断教育时，弥补人力资本损失的人生缺憾，会转变父母对女性的观念，继而推动女性在高等教育上的崛起。
本文的边际贡献有以下三点：第一，丰富了父母“重男轻女”观念转变的原因和后果研究。在“重男轻女”观念转变的原因上，既有文献主要强调了经济因素的影响，通过寻找影响男孩和女孩相对经济地位的外生冲击，识别父母的观念转变与其生育子女选择变化和资源分配变化的因果关系（Qian，2008；Alfano，2017）。与之不同，本文考虑的是非经济因素的影响，对这支文献做了有益的补充。而在“重男轻女”观念转变的后果上，现有文献集中于讨论“重男轻女”观念对父母生育上的性别选择影响（Alfano，2017；Almond et al.，2019），本文进一步考虑了对教育资源分配的影响。第二，丰富了中国女性高等教育的因素研究。现有文献从生育率下降（Huang et al.，2015）、高校扩招（Zhang and Chen，2014；吴要武和刘倩，2014）等视角，分析中国女性高等教育比例上升的原因，鲜少直接针对父母的观念转变与女性高等教育的经验研究。张川川和马光荣（2017）关注了“重男轻女”观念与男女教育不平等的关系，他们利用地区间宗族文化差异作为“重男轻女”观念强弱的衡量指标，研究发现：宗族文化势力越强的地区，男女教育不平等现象越严重。然而，地区宗族文化间的差异涵盖了地区间各方各面的差异，无法精确地捕捉到父母在教育投资上的观念差异。相较之，本文基于女孩是否肩负着弥补父母的人生缺憾（实现“金榜题名”）这一视角，识别父母的观念转变与女性高等教育获得的因果效应。第三，丰富了父母教育中断对子女教育的代际补偿文献。刘愿（2016）利用格式塔心理学派的完形理论，分析了受“上山下乡”运动影响而中断教育的父母，会对其子女教育进行代际补偿，从而提高子女受教育水平和接受大专及以上学历教育的概率。不过，其并未深究父母在子女间的人力资本投资性别差异。本文利用“高校停招”作为外生冲击，识别父母因高等教育中断而转变的“重男轻女”观念，会如何影响女性的高等教育获得。对这支文献做了有益的拓展。
本文余下的结构安排如下：第1部分介绍“高校停招”事件和进行实证识别的事实基础；第2部分介绍数据来源、建立计量模型和相关变量说明；第3部分汇报基准回归结果和进行稳健性检验；第4部分是本文的结论。
1.事件介绍和实证识别基础
1.1“高校停招”的影响范围和影响程度
1966—1971年，全国普通高等学校停止招生（Meng and Gregory，2002），这一事件使得本该在1966—1971年升学接受高等教育的个体，不得不中断其正常教育。图2利用《新中国六十年统计资料汇编》全国历年普通高等学校招生数据，发现1962—1965年全国普通高等学校招生规模呈逐渐上升趋势，但在1966—1969年期间，全国普通高等学校的招生规模为零，1970—1971年仅招收少数学生。尽管1972年春，高等学校恢复招生，然而，这一时期的招生标准是“以推荐与选拔相结合”的方式：只有经过政治运动锻炼、政治思想锻炼较好的工人、农民或军人才被允许推荐录取。招生标准的缺陷和授课老师的缺乏，导致这一时期的大学生质量低下（Meng and Gregory，2002）。直到1977年10月21日，国务院才正式批准废除“以推荐与选拔相结合”的高等教育招生制度，恢复正常高考制度。
图3结合《新中国六十年统计资料汇编》全国历年高中毕业生人数数据，考察1966—1971年“高校停招”的影响程度。在1966—1971年间，高中学校毕业生累计人数约为340万。若以1962—1965年普通高等学校招生人数与当年高中毕业生人数的比例平均值（约35.15%），近似衡量1966—1971年间个体的高中升大学可能性，那么“高校停招”导致约120万高中毕业生不得不中断其正常的教育升学。即便考虑1970年和1971年普通高等学校招收的人数，这一影响规模仍达111万。
1.2教育中断与结婚生子
中国1950年《婚姻法》规定的法定结婚年龄为：男性不得早于20岁；女性不得早于18岁①。根据中国的教育体制年限，个体高中毕业时的年龄约19岁②，已经接近或达到适婚年龄。基于2000年人口普查数据，我们发现：受“高校停招”影响而中断教育的个体，提早将生活重心转向了结婚生子③。
第一，教育中断与婚姻决策。图4绘制1962—1975年间，高中毕业群体中，“18~23岁”初婚比例的变动趋势图④。该趋势与图2显示的高校招生人数趋势一致：1962—1965年，高校招生规模增加，更多人入读大学，高中毕业后结婚的比例不断下降；1966—1969年，高校停止招生，高中毕业后结婚的比例开始上升。相比于1964—1966年，1967—1970年间“18~23岁”的初婚比例增长率高达38.71%左右。
第二，结婚与生儿育女。利用2012—2015年流动人口动态监测调查数据，发现父母在婚后1年内生育第一个小孩的比例约为47.03%，婚后2年内生育第一个小孩的比例约为81.65%。若教育中断确实使得高中学历人群转向结婚生子，那么“高校停招”后出生的孩子，他们父母是高中学历的比重应该会明显上升。基于2000年人口普查数据，根据“与户主的关系”信息，匹配获得个体的父母受教育程度。由于女性婚后会将户口随迁至丈夫家庭，我们主要以男性作为匹配对象。图5绘制出生年份为1962—1975年的男性，其父母至少一方的教育为高中比例的变动情况①。发现：出生年份为1964—1966年的男性，父母至少一方的教育为高中比例呈下降趋势，但出生年份为1967—1970年的男性，父母至少一方的教育为高中比例呈逐渐上升趋势。相比于1964—1966年出生的男性，1967—1970年出生的男性，父母至少一方的教育为高中比例增长了14.71%左右。
1.3“高校停招”与结婚生子：省份层面的证据
本节利用“高校停招”前“高中升大学”的比例衡量“高校停招”这一外生冲击对不同地区的影响差异，进一步验证教育中断对高中毕业群体结婚生子的影响。具体来说，我们仍基于2000年人口普查数据，采用各省份出生年份为1940—1945年群体的“高中升大学”比例来衡量“高校停招”的影响程度。那些原先“高中升大学”比例越高的省份，个体更可能因为教育中断而将生活中心转向结婚生子。
在结婚方面，我们将样本限定在受教育程度为高中毕业，利用相比于1964—1966年，1967—1970年间各省“18~23”岁群体中的初婚比例增长率来衡量这一提早结婚现象（1）①。图6显示，受“高校停招”影响越大的省份，更多高中毕业群体会提早结婚。
在生子方面，我们以省份为单位，计算相对于出生年份为1964—1966年的男性，1967—1970年出生的男性群体中，父母至少有一方的教育为高中的比例增长率②。图7显示，受“高校停招”影响越大的省份，在“高校停招”后出生的孩子，父母至少有一方更可能是高中学历。上述结果表明，教育中断确实导致个体转向了生儿育女。
2.数据来源、模型建立和变量说明
2.1数据来源
本文使用的数据主要是2000年人口普查数据（Census 2000），该数据的调查标准时间为2000年11月1日，共计约1180万个样本。使用该数据的好处在于：一是样本量大，覆盖全国，具有代表性，可以避免样本选择问题；二是提供受访者的出生年份、户口所在省市、受教育程度和受访女性生育子女数和现存活子女数等信息，为构造双重差分和三重差分估计中的“时间”和“处置”组，以及验证“轻女”观念转变提供了可能。
本文还使用几个辅助数据。第一，2011年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据。该数据是北京大学国家发展研究院、北京大学中国社会科学调查中心与北京大学团委共同执行的大型跨学科调查项目，调查对象是中国45岁及以上中老年人。第二，2012—2015年流动人口动态监测调查数据。该数据由国家卫生计生委流动人口司负责组织协调，调查对象是在流入地居住一个月以上，非本区（县、市）户口的15周岁及以上流入人口。第三，全国普通高等学校历年招生人数和高中毕业生人数的数据来自《新中国六十年统计资料汇编》。
2.2模型建立与识别策略：“高校停招”对女性获得高等教育的代际影响
根据上节的背景介绍和实证识别基础，本文主要使用2000年人口普查数据，利用双重差分和三重差分模型，检验父母受“高校停招”影响而被迫中断教育，会如何影响女性的高等教育获得概率。
1） 双重差分（Difference-in-difference）初步估计
首先，借鉴Chen et al.（2020）的研究，本文采用个体出生年份和所在城市受“高校停招”影响程度①两个维度衡量个体是否更可能受到“高校停招”外生冲击的影响。具体来说，（1）出生年份：父母的观念是否受“高校停招”影响而发生转变，可以体现在子女的出生年份。父母受“高校停招”影响而中断教育后，转向结婚和生儿育女（图4-7）。因此，将1967年及以后出生的个体视为受政策影响组，受政策影响组中部分个体的父母受“高校停招”影响，形成了未完成的人生缺憾②。（2）个体户口所在城市受“高校停招”的影响程度：若“高校停招”前某一城市的“高中升大学”比例越高，那么该城市“高校停招”后出生的个体父母更可能受到“高校停招”的影响而形成人生缺憾。利用这两个维度，构建如下模型：
式（1）中，因变量Collegei,j,k表示户口城市 i 出生年份为 j 的女性个体k高中毕业后是否获得高等教育③。我们认为，“高中升大学”决策能更为直接捕捉因“圆大学梦”而引发的父母观念转变，因此，只考虑教育为高中及以上的样本。若受教育程度为大学及以上，该变量设置为1；而若受教育程度为高中毕业，则设置为0。Postj表示是否受“高校停招”影响的出生队列，1=出生年份为1967—1970年；0=出生年份为1964—1966年④。Treat_densityi表示户口城市i受“高校停招”影响程度大小，使用各户口城市出生年份为1940—1945年个体获得高等教育比例高低作为衡量指标。该数值越大，表示个体所在户口城市受“高校停招”的影响程度越严重。控制变量Xi,j,k，包括民族（1=汉族；0=少数民族）和出生月份固定效应。Birth_yearj表示出生年份固定效应。Hukou_cityi表示户口所在城市固定效应。εi,j,k为干扰项。需说明的是，由于Birth_yearj和Hukou_cityi已分别吸收了Postj和Treat_densityi，式（1）中不需单独纳入Postj和Treat_densityi变量。
2） DID识别的有效性检验
模型（1）的DID识别有效性依赖于平行趋势假定，即若没有“高校停招”事件，那么在受“高校停招”事件影响程度不同的城市里，“高校停招”前后出生的女性个体在获得大学教育的可能性上应不会发生显著变化。有鉴于此，在模型（1）的基础上，本文首先以“高校停招”前一期（即1966年出生）的女性个体作为基准，用“受‘高校停招’影响程度×高校停招前后各期的虚拟变量”替换“受‘高校停招’影响程度×政策时间”，以此实证检验“高校停招”前的平行趋势假设是否成立，具体如模型（2）所示。
式（2）中，我们需要重点关注估计系数β2,δ的显著性。如果其均表现为不显著，则意味着模型（1）的DID估计结果满足“高校停招”前的平行趋势假设；反之，则表明其平行趋势假设不成立。各变量的设置和定义同模型（1）一致。
3） 缓解其他政策或经济环境变化的干扰
即便满足模型（2）的平行趋势假设，模型（1）的估计结果仍可能捕捉到其他政策环境变化的影响，而非父母因“高校停招”（为弥补人生缺憾）而发生的女性观念转变干预效应。具体的影响机制如下：一是宏观经济环境变化会影响“高校停招”前后出生的女性在进行“高中升大学”等决策时，其家庭面临的预算约束；二是高等学校的招生规模变化会影响“高校停招”前后出生的女性在进行“高中升大学”决策时，其获得高等教育所需要的能力。
考虑到：（1）在进行“高中升大学”决策时，同一城市同一出生年份的男女性个体面临的宏观经济环境和普通高等学校招生规模变动是相同的；（2）在我国，“重男”文化根深蒂固，无论是否存在“弥补人生缺憾”的动力，父母都会尽可能满足儿子的教育需求。“弥补人生缺憾”对儿子的高等教育获得影响作用相对较小。因此，本节以性别作为第三个维度，利用三重差分估计方法缓解上述问题引发的担忧。
具体的识别步骤如下：首先，我们利用模型（1）~（2）的识别思路，实证研究“高校停招”是否也会对男性的高等教育获得产生代际影响，以检验以性别作为第三个维度进行三重差分估计是否合理。接着，在模型（1）的基础上，纳入性别变量，利用三重差分思想，进一步研究在排除可能遗漏的宏观环境等因素干扰后，“高校停招”前后出生的女性获得高等教育可能性是否发生显著变化。具体模型设置如下所示：
式（3）中，Femalei,j,k表示性别，若个体为女性，设置为1；若为男性，则设置为0。其他变量的设置和定义同模型（1）一致。本文重点关注交互项Femalei,j,k×Treat_densityi×Postj变量估计系数δ1的符号和显著性，其捕捉到的是在剔除可能遗漏的宏观环境等因素后，父母观念转变对女性获得高等教育的影响。为避免受相同户口城市因素影响而导致扰动项自相关，回归均采用聚类到户口城市的稳健标准误。此外，为避免非线性模型估计交叉项变量可能存在的问题（Ai and Norton，2003），回归采用OLS估计。
2.3核心变量的统计事实
表1列示了模型（1）~（3）中相关核心解释变量的描述性统计。其中，第（A1）~（A7）列、第（B1）~（B7）列为分别列示在受“高校停招”影响程度不同的城市中，“高校停招”前后出生的女性和男性个体获得高等教育比例是否存在显著的差异；而第（C1）~（C7）列为列示在受“高校停招”影响程度不同的城市中，“高校停招”前后出生的男女性个体获得高等教育比例差距是否存在显著的差异。
为便于比较，将受“高校停招”影响程度不同的城市划分为两组：（1）若个体户口所在城市1940—1945年出生个体获得高等教育比例≥中位数（约为23.24%），将其视为受“高校停招”影响较大的城市，并定义为1；（2）若个体户口所在城市1940—1945年出生个体获得高等教育比例<中位数，则将其视为受“高校停招”影响较小的城市，并定义为0。
第（A1）~（A7）列实证结果显示：（1）在受“高校停招”影响程度较小（较大）的城市中，相比于“高校停招”前出生的女性，那些“高校停招”后出生的女性个体获得高中教育比例要显著地高3.9%（5.7%）；（2）若以受“高校停招”影响程度较小的城市为基准，相比较后发现，在受“高校停招”影响程度较大的城市中，“高校停招”后出生的女性个体获得高中教育比例要比“高校停招”前出生的女性显著地高1.8%。
第（B1）~（B7）列实证结果显示：（1）在受“高校停招”影响程度较小（较大）的城市中，相比于“高校停招”前出生的男性，那些“高校停招”后出生的男性个体获得高中教育比例要显著地高2.6%（2.8%）；（2）若以受“高校停招”影响程度较小的城市为基准，相比较后发现，在受“高校停招”影响程度较大的城市中，“高校停招”后出生的男性个体获得高中教育比例要比“高校停招”前出生的男性不显著地高0.2%。
第（C1）~（C7）列实证结果显示：（1）在受“高校停招”影响程度较小（较大）的城市中，相比于“高校停招”前出生的男女性个体，那些“高校停招”后出生的男女性个体获得高中教育比例差距要显著地高1.2%（2.9%）；（2）若以受“高校停招”影响程度较小的城市为基准，相比较后发现，在受“高校停招”影响程度较大的城市中，“高校停招”后出生的男女性个体获得高中教育比例差距要比“高校停招”前出生的显著地高1.7%。
由表1的统计结果，可初步推断：“高校停招”对女性个体的高等教育获得概率的代际效应是呈显著的正相关关系。在实证中，我们将在控制城市固定效应和出生年份固定效应等特征变量的情况下，实证识别“高校停招”对女性个体高等教育获得概率的代际效应是否存在因果关系。
3.“高校停招”对女性高等教育获得的代际影响
3.1DID估计的初步结果和平行趋势假设检验
表2第（1）~（2）列汇报了式（1）的回归结果，因变量为个体是否获得高等教育（1=大学及以上；0=高中毕业）。其中，第（1）列仅控制个体出生年份固定效应和户口城市固定效应；第（2）列在第（1）列的基础上，进一步控制个体民族和出生月份固定效应。
实证结果显示：“受‘高校停招’影响程度×政策时间”变量的估计系数在1%水平上显著为正，且估计系数为0.133，即在那些受“高校停招”影响程度越大的城市，“高校停招”后出生的女性个体获得高等教育的可能性会显著提高。由于各城市1940—1945年出生个体“高中升大学”的比例为24.61%左右，因此，“高校停招”之后出生的女性获得高等教育的概率大约能显著提高3.27%（0.133×24.61%）。
表2第（3）列汇报式（2）的结果，以检验表2第（2）列的DID估计结果是否满足“高校停招”前的平行趋势假设。以受“高校停招”影响前一期（即1966年出生）的女性个体为基准，平行趋势假设的检验结果显示：在“高校停招”事件发生前，“受‘高校停招’影响程度×高校停招前各期的虚拟变量”系数均呈不显著的负向影响；而在“高校停招”事件发生后，“受‘高校停招’影响程度×高校停招后各期的虚拟变量”系数均呈正向影响。其中，“处理组×政策时间+1”和“处理组×政策时间+3”变量的估计系数分别在10%和5%水平上呈显著的正向影响。综上，表2第（2）列的DID估计结果满足平行趋势假设。
尽管表2第（3）列的实证结果表明，模型（1）的估计结果满足“高校停招”前的平行趋势假设检验，然而，其仍可能捕捉到的是女性在进行“高中升大学”决策时的宏观经济环境或普通高等学校招生规模变化的结果，而非父母因“高校停招”而发生的女性观念转变干预效应。
为了缓解这一担忧，表3首先利用男性样本，按照模型（1）~（2）的双重差分估计实证思路，重新回归，以此检验以性别作为第三个维度，并进行三重差分估计是否合理。其中，第（1）~（2）列的实证结果显示：在男性样本中，“受‘高校停招’影响程度×政策时间”变量的估计系数为正，但不显著。第（3）列与表2第（3）列类似，以受“高校停招”影响前一期（即1966年出生）的男性个体为基准，平行趋势假设的检验结果也显示：“受‘高校停招’影响程度×高校停招前后各期的虚拟变量”系数均呈不显著影响。我们认为，根深蒂固的“重男”文化是出现这一结果的重要原因。在我国，多数情况下，父母都尽可能满足儿子的教育需求，保持着强“男性偏好”。
接着，结合“高校停招”对男性获得高等教育的代际效应呈不显著影响的结果，表
4在表2第（2）列的基础上，将性别作为第三个维度，并采用三重差分估计方法，实证研究“高校停招”对女性获得高等教育的代际影响（模型3）。其中，第（1）列仅纳入个体出生年份固定效应和户口城市固定效应；第（2）列在第（1）列的基础上，进一步控制个体民族和出生月份固定效应（下称“基准回归”）。
实证结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”变量的估计系数在1%水平上显著为正。这表明，即便排除宏观经济因素和高校招生规模变化等因素的干扰后，在那些受“高校停招”影响程度越大的城市，“高校停招”后出生的女性，获得高等教育的概率显著更高，这一结论是稳健存在的。上述的实证结果表明：某一地区越多个体因“高校停招”被迫中断教育而形成人生缺憾，那么这一地区出生的女孩将更加受益于这一“家庭使命”导致的观念转变，从而在高中毕业后有更大机会获得高等教育。
3.2稳健性检验
本节从受“高校停招”影响强度不同的城市随机性、处理潜在时间趋势因素、考虑人口流动因素、考虑“上山下乡”运动干扰、重新定义核心解释变量，以及变换估计方法等方面，对表4的基准实证结论进行稳健性检验，以确保基准结论是稳健可信的。具体实证结果如表5所示。
第（1）列为考虑受“高校停招”影响强度不同的城市随机性影响。由于“高校停招”是“一刀切”政策，即全国各城市几乎在同一时点受到该事件的影响，基准回归利用“高校停招”前城市个体（出生年份为1940—1945年）的“高中升大学”比例作为该城市受“高校停招”事件的影响强度。然而，不同城市出生年份为1940—1945年的个体“高中升大学”比例本身并非是一个随机因素，其可能受各城市高等教育供给等宏观经济特征因素，以及个体对待高等教育的态度影响。考虑到：各城市不同年龄段个体的“高中升大学”比例是息息相关的，本节在基准回归的基础上，尝试控制各城市出生年份为1935—1939年个体的“高中升大学”比例与出生年份固定效应（出生年份为1964—1970年）的交互项，以缓解基准结论受“高校停招”影响程度非随机性的干扰①。实证结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”变量仍在1%水平上表现为正的显著，且估计系数与基准结论非常接近。
第（2）列为考虑时间趋势因素的影响。在基准回归基础上，纳入个体户口所在省份虚拟变量与时间趋势项的交互项，以控制男女性个体获得高等教育比例受某些不可观测因素而出现异质性趋势的干扰。实证结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”仍显著为正。这表明，基准结论并不受“空间-时间趋势”差异的影响。
第（3）列为考虑基准回归样本的人口流动因素干扰。受人口流动因素影响，利用2000年人口普查数据中个体的户口城市信息定义其进行“高中升大学”教育决策的居住地，可能会面临测量误差问题。我们做了如下的检验工作：仅保留那些出生年份为1964—1970年且未发生流动（出生地为本县/市/区）的男女样本。然后，按照基准回归思路，重新实证。结论不变：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”仍显著为正。
第（4）列为考虑“上山下乡”运动因素的干扰。刘愿（2016）研究发现，1968年底开始的“上山下乡”运动，导致大部分知青教育被迫中断在初中或高中阶段，错失接受高等教育的机会，形成了教育代际补偿效应：相比于非知青，知青第一个子女的受教育年限要显著地高1年左右，以及更可能接受大专及以上学历教育。为检验表4基准结论是否受“上山下乡”运动的干扰，将出生队列样本缩小至1964—1968年。其中，不受“高校停招”影响的出生年份为1964—1966年；受“高校停招”影响的出生年份为1967—1968年。实证结论仍不变。
第（5）列重新定义各城市受“高校停招”影响程度变量进行稳健性检验。将各城市按照受“高校停招”影响程度不同，划分为两组：受“高校停招”事件影响较大的城市和受“高校停招”事件影响较小的城市。定义同表1一致。结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”变量仍在1%水平上表现为正的显著。估计系数为0.019，表明相比于受“高校停招”影响较小的城市，在那些受“高校停招”事件影响较大的城市里，“高校停招”后出生的女性个体获得高等教育的概率能显著提高1.9%。
第（6）列替换估计方法。尽管使用Probit模型估计非线性模型可能产生误导性结论（Ai and Norton，2003），然而，第（6）列的Probit估计结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”变量的估计系数符号和显著性与表4的OLS估计结果是一致的。
上述的一系列稳健性检验结果表明：在考虑了受“高校停招”事件影响强度不同的城市随机性等因素之后，受“高校停招”影响程度越大的地区，越多女性受益于父母的“轻女”观念转变，接受高等教育的概率相对越高，这一基准结论是稳健存在的。
3.3安慰性检验
本文的逻辑是，“高校停招”使得个体被迫中断教育，失去了“金榜题名”的机会，他们将这份期望寄托在子女身上，希望子女能圆自己的“大学梦”。因此，当其他条件不变时，在“重男轻女”观念的背景下，若女孩有机会弥补自己未完成大学的人生缺憾，父母会转变原先的“轻女”观念，女孩因而能获得接受高等教育的机会。在本节中，我们进行两个安慰剂检验，为这一逻辑链条提供更多的经验证据。
第一，若个体父母没有受到“高校停招”的影响，那么本文的基准结论应该不存在。因数据限制，本文在模型设定上无法精确定位哪些个体的父母受到“高校停招”的影响，因而实证模型分别采用出生年份和所在城市两个维度衡量个体受“高校停招”的影响程度。在本节中，我们对基准回归的结论，采用设置虚假的政策时间点，进行安慰剂检验。表6第（1）列为利用“高校停招”前（1960—1966年）出生的样本，并将1960—1963年出生的女性视为不受“高校停招”影响，而将1964—1966年出生的女性视为受“高校停招”影响（虚假）。然后，按照基准回归的思路，重新实证。结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”的估计系数呈不显著影响。
第二，当女孩有机会弥补父母的人生缺憾时，父母更可能转变原先的“轻女”观念。我们使用虚假因变量进行安慰剂检验。在“高中升大学”的教育决策时，那些受“高校停招”影响的父母更可能会因为“弥补人生缺憾”的驱使，倾向于让女孩入读大学。相较之，在子女进行“初中升高中”决策时，父母的观念转变应会表现得相对弱些，甚至不存在。表6第（2）列替换因变量，使用个体是否获得高中教育作为因变量，并将其设置为虚拟变量，如果个体受教育程度为高中及以上，设置为1；而如果为初中毕业，则设置为0。实证结果显示：“女性×受高校停招影响程度×政策时间”的估计系数呈不显著影响。这表明，在基准结论中，“高校停招”后出生的女性获得高等教育的可能性上升，确实是为弥补父母未完成大学的人生缺憾。
3.4父母的观念转变
本文提出：“弥补人生缺憾”的动力会转变父母对女孩的观念，进而推动女性在高等教育上的崛起。较为遗憾的是，我们很难直接观察到父母的观念是否真的发生了转变。尽管如此，我们仍希望提供更多证据证明：父母的观念转变导致了女性在高等教育上的崛起。我们的检验思路是：现有研究发现，个体的行为和观念等特征存在着代际传递效应（Doepke and Zilibotti，2017；Dhar et al.，2019）。若父母为了弥补人生缺憾，改变对女孩的观念。那么，这一观念转变很可能会延续和反映到下一代的行为上，譬如下一代在生育或教育投资上会更重视女性。因此，我们可利用子女的“女性”观念转变来捕捉父母的“女性”观念转变。
本文样本的女性生于1964—1970年，在生育子女时，恰遇“一孩政策”实施，这为检验她们在生育上的女性观念是否发生转变提供了很好的契机。现有研究发现，“一孩政策”使中国男女性别比（男/女）呈高企趋势（Ebenstein，2010；Bulte et al.，2011；Li et al.，2011）。究其原因，在生育数量约束下，“重男轻女”观念导致个体在怀孕时和生育后对子女性别进行人工筛选：B超技术使女性在怀孕时对子女的性别筛选成为可能（Chen et al.，2013）；而在生育后，父母或（外）祖父母会因子女的性别而进行差别对待（林莞娟和赵耀辉，2015），导致男女儿童时期的存活概率不同，间接对子女性别进行“筛选”。
既有文献常利用男女相关结果差异大小衡量“重男轻女”观念强弱（林莞娟和赵耀辉，2014；Bao et al.，2019）。譬如，林莞娟和赵耀辉（2014）关注“重男轻女”传统会如何影响已生育女性的福利。其实证发现：相比于第一胎为男孩的母亲，第一胎为女孩的母亲离婚率更高，离婚后更可能独自监护子女。不仅如此，第一胎为女孩的母亲更难获得（外）祖父母照看孙辈的帮助。与之类似，本节以女性在子女性别上的筛选程度（反映为女孩“丢失”比例），衡量她们父母的“轻女”观念强弱。考虑到：（1）Census 2000数据没有调查受访女性怀孕至生育期间“丢失”女孩的数量；（2）初生儿的男女性别比高低涵括父母“重男”和“轻女”两种观念强弱。本文关注已生育女孩（生育女孩数≥1）的女性样本，以已出生女孩的“丢失”比例高低作为“轻女”观念强弱衡量指标：已出生女孩的“丢失”比例越高，女性“轻女”观念越强。
实证上，与模型（1）设定类似，首先，以“高校停招”前后出生的时间点作为构造双重差分法的时间维度；其次，以女性个体所在城市受“高校停招”的影响程度作为构造双重差分法的处理组，以此探讨受“高校停招”影响强度不同的城市，“高校停招”前后出生的女性个体，生育女孩的丢失比例是否存在显著差异。考虑到：“一孩政策”的实施对象是汉族群体，本节的实证回归主要使用汉族个体样本感谢匿名审稿人的建议。此外，为确保实证前后的结论具有可比性，我们也尝试只使用汉族个体样本，按照表2~表6的实证思路，重新检验“高校停招”对女性获得高等教育的代际效应。各实证结论均不变。限于篇幅，该实证结果，未予列示。。具体模型设置如下所示：
式（4）中，因变量Miss_daughteri,j,k表示已出生女孩的“丢失”比例，以（生育女孩数—现存活女孩数）/生育女孩数量×100表示。Postj表示是否受“高校停招”影响的出生队列，Treat_densityi表示女性户口所在城市受“高校停招”的影响强度，变量定义同模型（1）一致。控制变量Zi,j,k为出生月份固定效应。由于各城市父母生育子女的男女性别比不同，且随时间变化的趋势也可能存在着差异，我们也纳入各城市出生年份为1964—1966年（“高校停招”前出生）女性生育子女的女孩比例与出生年份固定效应的交互项变量②。Birth_yearj表示出生年份固定效应。Hukou_cityi表示户口城市固定效应。ωi,j,k为干扰项。
表5第（1）~（2）列汇报模型（4）的实证结果。其中，第（1）列仅纳入出生年份固定效应和户口城市固定效应；第（2）列进一步纳入出生月份固定效应和“各城市出生年份为1964—1966年女性生育子女的女孩比例×出生年份效应”特征变量。实证结果显示：“受高校停招影响程度×政策时间”变量的估计系数为负的显著，表明受“高校停招”影响程度越大的城市，“高校停招”后出生的女性，在生育行为上有着更弱的“轻女”观念。
为验证上述结果并非巧合，第（3）列为采用虚假政策时间点，利用“高校停招”前（1960—1966年）出生的样本，将1960—1963年出生的女性生育行为视为不受“高校停招”影响，而将1964—1966年出生的女性生育行为视为受“高校停招”影响（虚假）。然后，按照表7第（2）列的实证思路，重新回归。结果显示：“受高校停招影响程度×政策时间”的估计系数不显著。
4.本文的结论与讨论
父母的女性观念会随着女性对家庭的相对重要性变化而发生转变，进而影响父母对女孩的家庭资源分配。1966年“高校停招”使得部分父母形成了未实现的人生愿望，他们将“入读大学”的愿望寄托在子女身上，希望子女能弥补他们的缺憾。女孩能弥补父母未完成大学的人生缺憾，使得父母对女孩的观念发生了转变。利用2000年人口普查数据,以出生年份是否为1966年之后作为第一维度（政策时间差异），以户口城市受“高校停招”影响程度大小作为第二维度（政策差异1），以性别作为第三维度（政策差异2），在三重差分模型框架下，实证发现：“高校停招”后出生的女孩接受高等教育的概率显著提高。一系列稳健性检验和安慰剂检验结果表明：这一结论确实源于“高校停招”的影响，而且只有在高中升大学决策上，女孩才会因“圆父母的大学梦”而导致其入读大学的概率提高。不仅如此，“不轻女”观念的转变还存在代际传递效应，这些女孩在以后的生育上更重视女性。
本文的发现表明，除了现有文献强调的：经济因素是父母对女孩观念转变的重要推动力（Qian，2008；Almond et al.，2019），非经济因素同样重要，弥补父母的人生缺憾能改变父母的“轻女”观念，进而改善家庭资源分配的男女不平等。不仅如此，这种观念转变能通过代际传递效应产生良性循环。总之，本文的研究表明，父母确实可以摆脱“重男轻女”束缚，转变对女孩的观念，继而推动中国女性在高等教育上的崛起。
最后，需说明的是，限于数据的获得，本文可能存在的不足之处是：无法为“高校停招”事件是如何影响“父母的人生缺憾”，继而转变其女性观念，从而改变女性获得高等教育的可能性，提供更为细致的机制检验证据。期待未来有高质量的微观调查数据，完善这一不足之处①。
转自：“经管学苑”微信公众号
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