Page 233 - 《社会》2021年第5期

社会·2021·5

四、统计结果分析

（一）基础回归：校外教育投入的性别差异显著吗？
本文的因变量是典型的条件取值，子女未报校外辅导/兴趣班该数
值即为 0，因此有大量样本在 0 值上聚集，但记录值并不能反映潜在变
量的全部取值，如果直接剔除，将无法推 论 目 标 总 体 ，所以 采 用 Tobit
模型进行估计更为合理。 在此条件下，本文首先建立模型（1）来测量校
外教育支出的性别差异， 检验在控制更多影响因素的条件下，“女孩占
优” 是否依然成立。 其中，Investment i 是第 i 个受访学生的校外教育支
出，Girl i 为性别虚拟变量，X i 为一系列控制变量，茁 0 是常数项，茁 1 是性别
变量的回归系数，滋 i 是扰动项。
（1）
Investment i = 茁 0 + 茁 1 + Girl i + 酌X i + 滋 i
统计结果见表 2（1）列数据。 性别变量在 0.1%的统计水平上显著，
这表明在其他因素相似的情况下，与男孩相比，家庭对女孩的教育投入
明显更高。 除了投入额度外，本文也对参加校外学习与否的性别差异感
兴趣，在保留所有样本的条件下，两部法（ TMPs）估计无疑是较为合理
的测量方法（ Gruijters，2018）。 在分别采用 Probit 和 OLS 进行估计后［见
表 2（2）、（3）列］，结果表明，在是否参加校外学习和参加校外学习的支
出额度上，女孩显著高于男孩，且都在小于 1%的统计水平上显著。 在
独生子女和多子女家庭样本中分别进行估计后，结果同样显示，家庭对
女孩的教育投入水平显著高于男孩。 17
!!!!!除了性别差异外，本文发现很多控制变量对受访学生的校外教育支
出有显著影响。 以表 3（1）列为例，同胞数量的影响显著为负，即每增加
一个兄弟（或姐妹），个体教育支出显著下降，这一现象较好地支持了
“ 资源稀释假说”。非农户口和在家居住的学生校外教育支出更多，前者
18
可能是因为城市地区拥有更为广阔的课外教育市场， 后者则可能与
父母对子女学习的参与程度有关。 学习能力与教育支出显著相关，既可
能是由于学习能力较强的学生为了保持竞争优势而更倾向于参加校外
学习，也可能是因为参加校外学习提升了学习能力。 家庭社会经济地位
17. 作为稳健性检验，我们还将因变量置换为学生参加校外辅导班的时间（分钟），结果
同样显示女孩参加的时长显著高于男孩。
18. 感谢匿名审稿专家提供该思路。

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