長期的獨生子女政策的推行,必然導致勞動力的短缺。從宏觀層面上看,勞動力過剩到勞動力短缺的劉易斯轉折點已經(jīng)來臨。然而我們該如何寫有關獨生子女政策的形勢與政策論文呢?下面是學習啦小編給大家推薦的淺議獨生子女政策論文，希望大家喜歡!

　　淺議獨生子女政策論文篇一

　　《獨生子女政策對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年在城市嚴格執(zhí)行的獨生子女政策對教育的性別平等在統(tǒng)計數(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致的。教育的性別平等仍然任重而道遠。

　　關鍵詞：教育平等;性別差異;協(xié)整檢驗;獨生子女政策

　　中圖分類號：G40-03

　　文獻標志碼：A

　　文章編號：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發(fā)展的目標之一。而受教育程度的差異不僅影響兩性之間文化素養(yǎng)差異，在市場經(jīng)濟條件下，它還是影響兩性收入差距進而影響社會地位的關鍵因素。可見，兩性受教育機會的平等是兩性社會地位平等的基礎。而兩性的受教育程度存在差距卻是一個世界性的問題，尤其在發(fā)展中國家，受經(jīng)濟發(fā)達程度和社會文化習俗等因素的影響，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”之一。

　　關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、小學入學率、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現(xiàn)?！吨袊y(tǒng)計年鑒》從2005年開始不再報告各級學校在校生性別比例，也說明了管理當局可能已經(jīng)不再認為教育的性別差異是個重要問題了。

　　2.基于微觀調(diào)查的結論

　　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會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)村家庭對女孩男孩上學的投資比重是男孩占60%，女孩占40%，城鎮(zhèn)家庭對女孩男孩上學的投資比重是，男孩占55%，女孩占45%。城鄉(xiāng)家庭對子女投資都有明顯的性別差異(鹿立，1997)。丁月牙(2004)在對貴州省某縣開展的個案調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，家庭內(nèi)部教育資源分配差異導致女童失輟學嚴重。王香麗(1999)對廈門大學某級本科生的調(diào)查結果顯示，城市以及所屬階層專業(yè)知識層次較高家庭的子女中男女入學比例基本達到平衡，而農(nóng)村和所屬階層專業(yè)知識層次較低家庭的子女中男女入學比例則差異十分顯著，因此，她認為入學機會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)還比較嚴重?而且我們注意到，人們認為農(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果就是因為收入水平的提高所導致?或者說，城鎮(zhèn)家庭的教育性別偏見已經(jīng)隨著經(jīng)濟的發(fā)展有了根本性的扭轉?對此，早已有研究提到，城市家庭在對孩子發(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數(shù)據(jù)的協(xié)整分析來驗證在城市實行的獨生子女政策到底對教育的性別平等有沒有顯著影響，如果有，其影響有多大。

　　二、獨生子女政策對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

　　1.基本理論假設

　　假設一：男女生在學習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，則分性別的總升學率應該是相同的，進而在校生中男女比例也應該是相同的。并且這一假設同時適用于城市和農(nóng)村。

　　假設二：隨著經(jīng)濟的發(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”觀念會趨于弱化。通俗地說，人們在教育投資上的性別偏見會隨國民收入的增加而得到糾正。

　　假設三：中國在城市實行的獨生子女政策對教育的性別差異在加總數(shù)據(jù)上的表現(xiàn)有顯著影響。因為，城市家庭在只有一個孩子的情況下，對教育投資的方向沒有選擇的余地，因而會改善城市女童的教育狀況，進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有很多，如分年齡段性別平衡指數(shù)、義務教育階段城鄉(xiāng)分性別入學率、高中階段分性別入學率等。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，這主要基于以下兩點考慮：一是數(shù)據(jù)的可得性，二是因為本文的研究目標是驗證城市獨生子女政策對教育性別差異的影響，而一個女生能進入大學，必定說明她在這之前的所有升學階段都沒有因性別歧視而被淘汰，所以這一指標的變化中含有性別偏見的累積效果。本文選取人均實際GDP作為反映社會經(jīng)濟發(fā)展水平的指標。具體數(shù)據(jù)如下(表1)：

　　3.模型的設立

　　基于假設和數(shù)據(jù)，我們認為高校女生比例會隨著人們收入的增加而增加，但二者的關系并不是線性的。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，用來標示獨生子女政策實行的年份。由于獨生子女政策在城市嚴格執(zhí)行是從1979年開始，小學入學法定年齡為7歲，小學、中學均為六年制，這樣1979年出生的孩子正常上大學年份應該是1998年，所以啞變量D的取值為：

　　4.協(xié)整檢驗及結果

　　由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，使得傳統(tǒng)的OLS估計方法可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，為此，由Engle & Granger在20世紀80年代提出的協(xié)整理論經(jīng)常被用來檢驗時間序列變量間的長期穩(wěn)定關系。協(xié)整理論將非穩(wěn)定的單整變量之間存在的長期穩(wěn)定關系稱為協(xié)整關系。按照格蘭杰對協(xié)整的定義，如果兩變量之間存在協(xié)整關系，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每個變量的單整階數(shù)，常用的方法有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗。第二步是檢驗兩變量是否協(xié)整，通常采用Engle―Granger( EG)協(xié)整檢驗法。EG協(xié)整檢驗法分為兩步：首先用OLS方法估計方程并計算相應的殘差項，然后檢驗殘差項的單整性，如果殘差項為穩(wěn)定序列，則認為兩變量之間存在協(xié)整關系。

　　由于本文中的因變量Y和自變量序列均為時間序列，所以，應首先對變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，本文采用ADF方法檢驗變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后階數(shù)使用赤池AIC最小準則確定。采用Eviews 5.0軟件對上述變量進行ADF單位根檢驗的結果如下(見表2)：

　　經(jīng)檢驗發(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，我們認為各變量序列均為一階平穩(wěn)序列，符合協(xié)整檢驗的一階單整假設。

　　按照EG協(xié)整檢驗法，首先對原方程進行OLS回歸估計，得回歸結果如下：

　　若變量之間具有協(xié)整性，則上式中殘差序列應具有平穩(wěn)性。我們對序列進行單位根檢驗結果見表3。由表3可知，殘差的ADF值小于1%顯著性水平下的臨界值，因此認為，殘差項不存在單位根，為平穩(wěn)序列。這表明，變量之間確實存在著協(xié)整關系，上述方程的回歸結果是有效的，并不是偽回歸。

　　5.模型的擬合與解釋

　　既然協(xié)整檢驗的結果為回歸結果有效，我們可以通過R2值和F統(tǒng)計量得出模型的擬和程度非常高的結論。這一點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)計量，我們可以看到該變量在統(tǒng)計上是高度顯著的。遂根據(jù)啞變量D的具體取值將結果分解為兩部分：

　　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、結論與說明

　　1.基本結論與意義

　　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)，我國在城市嚴格執(zhí)行的獨生子女政策對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個百分點。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域的人力資本投資的增加，主要是因為城市家庭在只有一個孩子的情況下對教育投資方向沒有選擇余地的結果。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果，而是被獨生子女政策所導致的城市家庭對女孩的強制性教育投資所掩蓋，從而導致人們忽視在農(nóng)村地區(qū)還嚴重存在的教育性別差異。

　　(2)既然農(nóng)村地區(qū)還存在嚴重的性別差異，那么我們在統(tǒng)計上應該繼續(xù)保留反映性別差異的指標，而且應該將農(nóng)村地區(qū)的數(shù)據(jù)單獨列出，以真實反映現(xiàn)實狀況。而政府則應該繼續(xù)加強對性別平等觀念的宣傳，并加強對農(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獨生女的強制性投資的顯著影響，這可以說明，用家庭動態(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了方向。我們需要從中國的實際出發(fā)來分析中國的問題。

　　2.進一步的說明

　　(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異常值，在1986年時點上，高校女生比例突然下降時導致該值異常的原因。但鑒于該點異常對本文的基本結論沒有實際性的影響，所以沒有進一步處理。

　　(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，中國的計劃生育政策給性別比帶來的結果是男多女少，所以如果考慮性別比例，只會加強本文的結論而不是相反。

　　(3)當然，本文的結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論，我們需要用大樣本微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行城鄉(xiāng)對比分析，這正是作者下一步研究的方向。

　　參考文獻：

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　　[2] 李軍峰.我國目前個人收入性別差異的通徑分析―基于第二期全國婦女地位抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)分析[J].市場與人口分析，2003(2).

　　[3] 連鵬靈，鄭真真.教育的性別差異[A]，載蔡�主編.中國人口與勞動問題報告――人口轉變與教育發(fā)展[R].北京：社會科學文獻出版社，2004.

　　[4] 鹿立.婦女經(jīng)濟地位與婦女人力資本關系的實證研究[J].人口研究，1997(2).

　　[5] 蔣乃華.城市教育消費中的性別差異―以江蘇省揚州市城區(qū)為例[J].中國人口科學，2002(2).

　　[6] 王香麗.女性高等教育入學機會：問題、原因及對策[J].集美大學學報：哲學社會科學版，1999(3).

　　[7] 姚先國，譚嵐.中國經(jīng)濟轉型中城鎮(zhèn)女性勞動供給行為分析―兼論動態(tài)博弈框架下教育決策的內(nèi)生性問題[J].經(jīng)濟論壇，

　　2005(8).

　　[8] 鐘漲寶，汪萍，李義波.農(nóng)村婦女教育地位研究[J].理論月刊，2003(6).

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