中国生育政策对女性地位的影响，本文主要内容关键词为：中国论文,地位论文,政策论文,女性论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 问题的提出 受马尔萨斯人口理论以及性别平权运动的影响，许多发展中国家在上世纪中后期曾实施人口控制政策(Sinding，2000)。绝大多数国家的人口控制政策以计生宣传和提供节育服务为主，人口政策只对家庭生育决策构成软约束。其中，中国从1979年开始实施的计划生育政策被认为是世界上持续时间最长且最严格的人口控制政策(Robinson and Ross，2007)。通过将生育子女数量与工作、就业和社会福利制度相联系，同时对超生家庭征收社会抚养费，计划生育政策对绝大多数中国家庭生育决策产生了强制约束(Ebenstein，2010)。在放开双独和单独家庭生育二孩之前，除少数民族家庭之外，计划生育政策的基本内容为：城镇家庭只能生育一个子女，农村家庭在第一个子女为女孩的情况下可以生育第二个孩子，但生育间隔需要超过4年。随着2015年10月31日十八届五中全会宣布全面放开二孩，中国长期实施的“独生子女政策”将成为历史，预示着人口政策史上一个时代的结束。计划生育政策是中国第一个明文规定的基本国策，与其他国家类似政策相比，中国计划生育政策具有强制性、稳定性和持续时间长等特点，为研究人口控制政策的经济社会影响提供了良好的观测机会。在学术研究中，计划生育政策可以被视为一次“社会试验”。随着计生政策之后出生的人口相继进入劳动力市场，生育政策的经济社会影响逐步显现，可以借此来评估政策的影响。 计划生育政策的直接目标是“控制人口数量、提高人口质量”，随着家庭子女数量由于外生政策干预快速下降，个体和家庭行为会做出相应调整，生育政策的影响可能表现在多个方面，本文着重考察生育政策对女性经济和社会地位的影响。中国传统文化中存在明显的性别偏好，如果不存在生育干预政策，绝大多数家庭生育子女数量会高于政策允许数量，更多的家庭会至少生育一个男孩，并将家庭资源向男孩倾斜(Tsui and Rich，2002)。在社会层面表现为男性在教育获得和健康状况方面具有优势，女性经济和社会地位相对较低。计划生育政策一方面会减少家庭平均生育的子女数，降低由于资源稀释导致家庭减少对女性教育和健康投资的可能性(Blake，1981)；另一方面，一胎化政策使城镇地区出现大量“独女户”，这些家庭必然会对女孩的教育和健康倾注更多资源，改变女性在家庭资源获得中的相对弱势地位，提高女性受教育水平，在市场中可能会表现出女性相对收入水平提高。为评估计生政策对女性经济和社会地位的影响，本文着重分析政策对女性教育水平的影响，以及女性在市场中相对收入地位的变化。同时，计划生育政策实施过程中进行了大量有关性别平等的宣传，可能会对社会性别观念产生影响。本文将从家庭内部分工态度和婚姻独立意识两个角度衡量性别观念，如果计划生育政策提高了性别平等意识，预示着即使完全放开生育政策也不会对女性经济和社会地位产生负面影响。 2 文献回顾与评述 由于人口增长惯性和个体生命周期特征，人口政策的经济社会影响往往要经历若干年才能显现出来。生育决策理论认为，子女数量下降会导致家庭利用孩子质量替代数量(Becker and Lewis，1973)。计划生育政策相当于在生育率自然变化的过程中施加了一次外生干预，缩短了中国由传统人口增长模式向现代人口增长模式转变的时间(蔡昉，2012)。在宏观上表现为人口红利集中释放，使人口结构优势成为改革开放以来中国经济高速增长的重要因素，人口结构快速转变也与中国当前“未富先老”特征相关(蔡昉，2013)。在家庭层面，计划生育政策约束了绝大多数家庭可生育子女数量，在性别偏好变化相对滞后的情况下，生育控制政策会通过诱发家庭的性别选择行为提高出生性别比(Li Hongbin et al，2011)。性别比失衡导致在生育政策之后出生的男性在婚姻市场上面临更大的竞争压力，女性在结婚时会提高财产要求，住房成为结婚的基本条件，推高了整个社会房价(Wei Shangjin and Zhang Xiaobo，2011)。独生子女的大量出现甚至会影响传统家族企业的延续和继承，降低家庭内部成员继承企业的概率(Cao et al，2015)。相关研究显示，计划生育对中国社会的多个方面产生了显著影响。 由于计划生育政策干预，中国城市中第一次出现了大量“独女户”①，可能改变女性在家庭资源获得中的相对弱势地位。同时，生育政策可以通过控制子女数量改善家庭资源约束状况。这两个机制可能使整个社会中女性与男性的教育差距缩小，女性进入劳动力市场后与男性的收入差距缩小。大量研究发现，生育率下降对女性家庭和社会地位具有明显的提升效应(Mason，1987)。如果将中国家庭子女数作为解释变量，同时考虑出生队列差异，可以发现子女数减少可以促进性别教育平等，不同出生队列女性受教育状况存在显著差异，这种差异可能是生育政策导致的(叶华、吴晓刚，2011；Lee，2012)。利用出生队列和家庭子女数作为是否受生育政策干预的代理变量，以家务分工、劳动参与和市场收入作为被解释变量，即使控制一系列可能对分析结果产生影响的政策和个体特征变量，生育政策依然可以通过影响生育率显著提高中国女性的家庭和社会地位(Wu Xiaogang et al，2014)。已有研究一般将子女数作为解释变量，由于子女数量内生于家庭生育观念和收入水平，同时子女数量与女性社会地位存在双向因果关系，内生性问题可能导致回归结果有偏②。中国女性地位的变化可能是经济发展和计划生育政策共同作用的结果，在充分考虑内生性问题的基础上，可以分离出计划生育政策的净效应。 3 数据来源与研究方法 3.1 本文的研究思路 文章从教育获得、市场地位和社会性别观念三个角度评估计划生育政策对女性地位的影响。计划生育作为一项重大社会政策，其影响应该集中体现在受政策干预出生队列中，队列差异是政策评估的重要视角(吴要武、赵泉，2010)。研究将利用回归分析方法分析队列差异的大小及其影响因素。为进一步控制内生性问题的影响，本文将借助计划生育政策覆盖地区和人群差异构建参照组，采取双差分策略评估计划生育政策的净效应。计划生育政策在城乡之间存在差异，可以借助双差分策略来分析实行严格一胎化政策的城镇地区女性教育获得的改善是否更加明显。同时，计划生育政策对少数民族影响较小，本文将以少数民族为参照组，借助双差分策略来分离出计划政策对女性教育获得净影响。文章利用男女相对收入水平来分析女性市场地位变化，考察不同出生队列人群进入劳动力市场后性别收入差距的变化及其原因。在长期政策宣传和生育政策的影响下，中国的性别观念是否发生了显著变化同样值得分析，如果女性地位的改变伴随着整个社会性别观念的变化，则预示着即使放开生育政策，女性在教育获得和经济地位方面的改善也不会“得而复失”，本文将从家务分工态度和女性婚姻独立态度两个角度对这一问题给出实证结论。 3.2 数据来源 文章主要使用中国综合社会调查2010年(CGSS2010)数据，该数据包含了研究涉及的主要变量，样本总量为11783个③。本文将研究对象设定为1971～1984年出生群体，共2870个样本。按照出生年份将研究对象划分为1971～1978年和1979～1984年两个相邻队列，利用政策实施年份作为断点来评估政策效果④，将1979～1984年出生队列作为受计划生育政策干预的群体，到样本调查年份2009年，1984年出生的群体基本已经完成学校教育进入劳动力市场，可作为干预组处理。借助回归分析和双差分策略，分析出生队列间差异多大程度上是计划生育政策干预的结果⑤。主要变量包括：性别、受教育水平、收入、民族、父亲教育水平、户籍、出生队列、14岁时父亲就业类型、14岁时父亲的单位性质、家务分工态度、婚姻独立态度等。
文章主要关注女性地位变化，性别虚拟变量中女性取值为1，男性取值为0。根据受访者回答的受教育水平产生受教育年限变量⑥。由于CGSS数据只有调查者劳动收入但缺少劳动时间，收入变量使用调查者在过去一年的劳动收入，同时剔除异常值。民族身份虚拟变量中，定义汉族为1，少数民族为0。根据调查问卷中提供的当前户籍身份和获得非农户籍年份两个问题，识别受访者出生时户籍身份，在户籍虚拟变量中，定义非农户籍为1，农村户籍为0。在出生队列虚拟变量中，假定1979～1984年出生队列取1，1971～1978出生队列取0。文章选择“是否同意夫妻双方应该均等分摊家务?”问题作为家务分工态度变量，取值1表示完全不同意，5表示完全同意。选择“是否同意干得好不如嫁得好?”表示女性独立意识，取值1表示完全同意，5表示完全不同意。表1显示的是不同出生年份男女受教育年限相关统计指标。 发现随着时间推移男女平均受教育水平均有显著提高，性别之间受教育水平差距在缩小，1984年样本中女性的平均受教育年限超过男性。由于城镇地区实施了严格的一胎化政策，出现大量“独女户”，那么城镇地区女性受教育水平提升是否比农村地区更为显著?图1按照户籍和性别将样本划分为四类人口，图中显示这四类人口在不同年份平均受教育年限变化情况，表明城乡之间在受教育水平上存在显著差异，城镇地区女性受教育水平的提升更为显著，其中1983年和1984年出生的城镇女性比城镇男性平均受教育年限更长。 图1 1971～1984年城乡男性和女性的教育水平差异 Figure 1 Average Number of Years of Schooling by Sex and Place of Residence，1971～1984
注：根据CGSS2010中数据整理计算。 3.3 实证分析模型 本文在实证分析中主要通过回归分析和双差分策略来分析政策效果，回归分析主要显示队列差异及其影响因素。同时，利用城乡之间和民族之间计划生育政策差异构造参照组，通过双差分策略来评估生育政策净效应⑦。此外，文章还将利用类似方式评估女性职业收入变化和社会观念变化。 3.3.1 计生政策对女性教育获得的影响 教育获得的性别差异被认为是社会对女性的前市场歧视。由于性别偏好和资源约束，许多发展中国家女性受教育机会明显低于男性(Buchmann et al，2008)。如果女性受教育状况得到改善，即使市场中性别歧视程度没有显著降低，女性在市场中的相对收入地位也会提高。该部分经验研究方程包括⑧：
其中，edu表示受教育年限，sex表示性别(女性取值为1)，cohort表示出生队列(1979～1984年出生队列取值为1)，huk表示出生户籍(非农取值为1)，eth表示民族(汉族取值为1)。
为一组控制变量，控制变量包括父亲受教育年限、14岁时父亲就业类型以及父亲的单位性质、户籍、民族等。方程(1)中，在控制
之后，c表示男性平均受教育水平，c+α表示女性平均受教育年限，c+α+β表示1979～1984年出生女性的受教育年限。方程(2)以农村地区为参照组，利用双差分策略分析相对于“一孩半”政策，严格一胎化政策对女性教育获得的影响，其中ρ是研究重点关注参数；方程(3)以少数民族为参照组，分析生育政策对汉族女性受教育水平的影响，其中
为重点关注参数。双差分结果扣除了政策之外因素的影响，为政策干预的净效应，方程(2)和(3)各参数含义如表2所示：
3.3.2 评估女性在劳动力市场中相对收入地位的变化 计划生育政策可以通过促进教育平等提高女性市场地位。同时，市场中性别歧视程度下降也会提高女性相对收入水平，表现为女性教育回报率提高(黄志岭、姚先国，2009)。该部分将主要检验女性相对收入变化及原因。经验研究方程包括：
其中，lny为职业收入对数，S表示工作经验，⑨K和X为控制变量。方程(4)中，如果女性相对收入提高，可以发现在不加入受教育年限(edu)变量时，β符号为正且通过显著性检验，如果加入受教育年限(edu)变量，β不再显著则表示女性相对收入提高主要是受教育水平提高所引起的。方程(5)借助Mincer方程估算性别教育回报率差异，主要关注二次交互项和三次交互项系数，如果劳动力市场中存在性别歧视，则ρ值为负数且能够通过显著性检验。如果在计划生育政策之后出生的女性面对的劳动力市场歧视降低，则表现为ψ取正直且能够通过显著性检验。 3.3.3 评估社会性别观念的变化 运用类似方程(1)和方程(2)的分析策略，本文将利用回归分析探讨不同出生队列在家务分工和婚姻独立态度的差异。同时，借助双差分策略分析计划生育政策对个人观念产生了的影响，该部分基本回归方程包括：
其中，atti是个人性别观念变量，该变量根据调查问卷中的价值观问题来获得。方程其他设定形式与(1)—(3)类似，在方程(6)中，重点关注β取值和显著性，方程(7)和(8)重点关注三次交互项符号和显著性，各个变量和参数含义参照表2中的解释。 4 计划生育政策对女性教育获得和收入地位的影响 4.1 计划生育政策对女性教育获得的影响 按照回归方程(1)，表3报告了回归分析结果，被解释变量为受教育年限。(1)中列出了只考虑出生队列差异的回归结果，显示1971～1978年女性比样本区间内男性平均受教育年限少1.62年，1979～1984年出生队列女性比1971～1978年出生队列女性平均受教育年限约高1.74年，在1979～1984年出生队列中女性比样本区间男性平均受教育年限大约高0.12年，女性相对受教育水平显著提高。回归(2)在控制父代受教育水平后，发现回归系数有所降低，但仍然存在显著的队列差异，1979～1984年出生队列女性约比1971～1978年出生女性多接受1.02年教育。回归(3)中加入了民族身份变量，发现民族会对受教育水平产生显著影响，但民族身份对教育获得的性别差异和队列差异影响不明显，其他变量回归系数没有发生显著变化。由于城乡教育资源分配不均等，户籍身份会对个体教育获得产生影响，回归(4)控制了户籍身份变量，显示城镇户籍子女平均受教育年限要高3.79年，但队列差异依然非常显著，1979～1984年出生队列女性比1971～1978年出生队列女性平均多接受0.91年教育。回归(5)增加了性别和户籍身份交互项，发现系数为正且高度显著，城镇户籍女性平均受教育年限比农村地区大约高0.77年，表明城镇女性在教育获得上有明显优势，这种优势可能是由于城镇地区实施了更加严格的人口控制政策，使城镇地区在计生政策之后出生的女性教育获得改善更加明显，也可能是由于城镇地区女性在教育获得上存在固定优势，究竟是哪一种机制起作用，需要通过进一步的实证检验。 表3显示，在控制了一系列变量后，性别与出生队列交互项系数依然显著为正。出生队列间差异很可能是外部环境差异引起的⑩，可以借助双差分策略分析生育政策对女性教育获得的净效应。根据上文中设定的回归方程(2)和(3)，表4报告了双差分方法的回归结果，回归(1)和(2)以农村地区为参照组，分析城镇地区独生子女政策对女性教育获的影响，三次交互项系数为政策的净效应。在控制父代受教育年限和民族身份之后，回归结果(2)中的三次交互项系数显著为正，表明相对于农村地区“一孩半”政策，城镇地区严格的独生子女政策使城镇女性平均受教育年限大约提高了0.71年。回归(3)、(4)和(5)以少数民族为参照组，分析计生政策对女性教育获得所产生的净影响。少数民族家庭生育决策不会受到计生政策直接干预，是评估计生政策效果的良好参照组。回归结果(3)为基准模型回归结果，三次交互项系数显著为正，显示生育政策大约提高了汉族女性平均受教育年限1.75年。模型(4)控制了父代受教育年限变量，三次交互项系数降为1.18。中国在体制转型过程中，单位承担了重要的再分配功能，父亲就业类型和单位性质会对子代产生影响(边燕杰等，2006)，模型(5)控制了父亲单位制性质和就业类型，(11)三次交互项系数为1.45，表明在控制一系列可能扰动回归结果的因素之后，计生政策使汉族女性平均受教育年限大约提高1.45年，计划生育政策对女性教育获得具有明显的提升效应。
表3中分析结果显示，即使在控制一系列变量之后，计划生育政策之后出生的女性受教育年限均明显提高，性别教育差距缩小。表4中双差分回归结果显示，相对农村地区的“一孩半”政策，城镇地区严格的独生子女政策使女性大约多接受了0.71年教育。以少数民族为参照组，计生政策使汉族女性大约多接受了1.45年教育。基上文的分析，计划生育政策显著提高了女性受教育水平。
4.2 计生政策对女性相对收入地位影响 女性在市场上相对收入变化可能源于计划生育政策缩小了性别教育差距；或者是由于在计生政策实施之后中国将性别平等作为一项基本国策，在法律和制度上保障女性公平参与劳动力市场(12)，降低了市场性别歧视程度，表现为女性教育回报率提高。按照方程(4)和(5)，表5报告了经验分析结果。根据回归结果(1)，1971～1978年出生队列中女性平均工资比样本中男性低58.9％，1979～1984年出生的女性比1971～1978年出生队列出生的女性收入高27.9％，1979～1984年出生队列中女性的平均工资与样本中男性平均工资约低31％，性别职业劳动收入差距缩小。回归结果(2)加入了平均受教育年限变量，并控制了工作经验和工作经验平方项，在加入受教育年限之后性别和出生队列交叉项系数不再显著，表明性别收入差距缩小主要是由于女性受教育年限提高引起的。 为进一步检验市场歧视程度是否发生变化，回归结果(3)以Mincer方程基础估算了性别教育回报率差异，发现女性教育回报率约比男性低2.1％。回归结果(4)加入了受教育年限、出生队列和性别的三次交互项，发现回归系数显著度较低且数值很小，同时性别和教育年限二次交互项系数未发生显著变化，表明计划生育政策并没有显著降低市场性别歧视程度。回归(5)加入了教育和出生队列的二次交互项，交互项系数为正且高度显著，表明中国整体教育回报率在不断提高，这与关于中国教育回报率变化的相关研究相一致(Becker，2012)。表5中结果显示，计划生育政策通过促进教育平等改善了女性市场地位。虽然中国整体教育回报率在提高，但性别教育回报率差距没有显著缩小，市场性别歧视程度没有显著降低。
5 计划生育政策对性别观念的影响 为促进计生政策有效实施并改变传统性别观念，中国在计划生育政策实施过程中采取了多种手段宣传性别平等。同时，由于计生政策限制了家庭可生育子女数量，中国城镇家庭中出现了大量“独女户”，假设独生女孩家庭有更强烈的性别平等诉求，可能使计生政策之后出生队列中女性具有更强的性别平等意识。如果性别观念变化是计划生育政策干预的结果，则可以通过双差分策略识别出来。表6中被解释变量为家庭内部分工态度，取值为1～5，取值越高说明性别平等意识越强。回归结果(1)显示，虽然女性更认同“男女之间应该均等分配家务”，但出生队列之间不存在显著差异，同时民族变量对家务分工态度没有显著影响。回归(2)加入性别和户籍交互项，表明相对于农村女性，城镇女性性别平等意识更强，由于性别和出生队列交互项不显著，城乡性别观念差异可能并不是政策干预的结果。回归结果(3)中性别和受教育年限交互项系数显著为正，表明教育水平越高的女性性别平等意识越强烈，但出生队列之间在性别平等意识上没有显著差别。为评估家庭内部分工态度是否由计生政策的实施产生了变化，(4)以农村地区为参照组，报告了经验方程(7)回归结果，显示三次交互项系数为正但没有通过显著性检验，表明严格的独生子女政策并没有加快城镇地区性别观念转变。回归(5)以少数民族为参照组，评估了计划生育政策对家务分工态度的影响，三次交互项系数为正，但没有通过显著性检验，表明计划生育政策并没有改变家庭内部分工观念。综合表6中的结果，家务分工态度很可能受传统文化影响在短期内难以转变，计划生育政策对家务分工观念没有产生显著影响。
表7中被解释变量为婚姻态度，在价值观调查问卷中选择“是否同意干得好不如嫁得好?”表示婚姻态度，取值1表示完全同意，5表示完全不同意。计划生育政策提高了女性受教育水平和相对收入地位，可能会改变婚姻观念，表现为在政策之后出生的女性婚姻态度变量取值更高。表7显示了经验方程(6)、(7)和(8)的评估结果：回归结果(1)显示，在控制民族身份之后，出生队列之间存在显著差异，表现为计生政策之后的出生队列在婚姻态度取值更高，该出生队列中女性独立意识更强。回归结果(2)加入户籍身份变量后，发现城镇女性婚姻独立意识更强，同时性别和出生队列交互项系数显著度下降，表明队列间差异很可能是由于样本中户籍差异变化导致的。回归(3)中加入了性别与受教育年限交互项系数高度显著，除性别变量之外的其他变量均不再显著，说明教育会提高女性在婚姻中的独立意识。由于社会观念的变化很可能内生于经济发展阶段之中，回归结果(4)和(5)采取双差分策略评估了计生政策是对女性婚姻态度的影响，回归(4)以农村地区为参照组，在加入一系列控制变量之后发现三次交互项系数为正数但不显著。回归(5)以少数民族为参照组，在控制一系列变量以后，三次交互项系数为正数但不显著，表明计生政策并没有对女性婚姻观念产生显著影响。综合表7中的结果，可以认为婚姻态度可能主要受传统文化和观念的影响，计生政策并没有对婚姻观念产生显著影响。
6 结论 本文从出生队列视角评估了计划生育政策对女性地位的影响，研究发现，计划生育政策对女性教育获得产生了显著的正面影响，表现在1979～1984年出生的女性在教育获得上具有明显优势，与男性受教育水平差距缩小。为减少内生性问题对回归结果的影响，文章采取双差分策略评估了计生政策对女性教育获得的净效应，发现相对于农村地区，城镇地区由于严格的一胎化政策使1979～1984年在城镇地区出生的女性受教育水平显著提高了0.71年。以少数民族为参照组，计生政策使受干预女性群体教育获得大约提高了1.45年。随着女性受教育水平的提高，女性在市场中相对收入显著提高，性别间收入差距缩小。进一步评估发现，性别收入差距缩小主要是由于受教育水平差距缩小所导致的，性别教育回报率差距并没有发生显著变化，市场中性别歧视程度没有发生根本性改变。中国在计生政策实施过程中伴随着大量有关性别平等的宣传，并在1995年将男女平等作为一项基本国策，文章评估了计生政策对性别观念的影响，基于家务分工态度和婚姻态度两个变量的分析显示，计生政策并没有对这两个性别观念变量产生显著影响，性别观念可能更多地受到传统文化和经济发展水平的影响，外在政策在短期内很难改变性别观念。 中国过去若干年里在性别平等尤其是教育平等方面成就卓著，为联合国千年计划的实现贡献突出(13)。本文研究显示，计划生育政策在促进性别平等尤其是教育平等方面起到了重要作用。同时，中国劳动力市场中性别歧视程度并没有显著降低，在未来可以利用相关政策法规促进劳动就业过程中的性别平等，利用劳动力市场政策减少企业在招聘、任职过程中的性别歧视，提高女性教育回报率。以家务分工态度和婚姻态度衡量的社会性别观念没有发生根本性的改变。随着中国逐步放松计划生育政策，女性在教育获得方面取得的优势是否会“得而复失”有待进一步观察，政府应该继续强化男女性别平等政策。当然，本研究不构成对计生政策是否合理的价值判断，只是对已有研究的一个补充，计划生育政策对经济和社会的影响表现为多个层面，既与中国当前的性别比失衡和“未富先老”现象相关，也客观上提高了女性的经济和社会地位。 与已有研究相比，本研究采取双差分策略减少了内生性问题的影响，分析了计划生育对女性经济和社会地位影响的净效应。当然，本研究还存在许多不足和有待改善之处。如，可以通过更大的样本规模来细分出生队列，进一步控制时间效应对回归结果的影响；社会性别观念包含多个维度，可以引入其他被解释变量进一步分析计生政策对性别观念的影响；考虑到价值观变化具有明显的路径依赖特征，很可能在一个更长的时期内观察到政策的影响。 注释： ①计划生育政策在城乡之间存在差异，由于城镇家庭只能生育一个子女，城镇家庭会出现大量的独女户。大多数农村地区(四川和江苏之外的其他省份)在第一个孩子为女孩的情况下可以生育第二个子女，被称为“一孩半政策”，农村地区独女户较少。 ②有关人口数量和质量之间的内生性问题探讨，Angrist(2010)详细分析了内生性问题对回归结果的影响以及可能的解决方案。 ③本文数据为中国综合社会调查组提供的“CGSSS2010年居民问卷发布版”数据。 ④1971～1978年出生队列受到“晚、稀、少”政策的影响，与1979年开始实施的计划生育政策不同，“晚、稀、少”政策以政策宣传和提供节育手段为主，对家庭生育决策只构成软约束。 ⑤《1979年政府工作报告》指出“要订出切实可行的办法，奖励只生一个孩子的夫妇”，1980年9月25日中央发布《中共中央关于控制我国人口增长问题致全体共产党员、共青团员的公开信》。在学术研究中，一般认为1979年是实施计划生育政策的开始。 ⑥本文对受教育年限的定义为：未受教育=0，私塾=2，小学=6，初中=9，高中=12，职高、中专、技校=13，大学专科(成人高等教育)=14年，大学专科、大学本科(成人高等教育)=15，大学本科=16，研究生=19。 ⑦双差分策略(DID)是政策评估最常用的方法之一，该方法利用两次差分方式扣除政策以外因素对被解释变量的影响。有关DID方法的详细论述参见Angrist and Pischke(2008)。 ⑧为表达方便，经验方程中截距项和扰动项使用同一符号，每个方程中参数数值和含义均不同。 ⑨工作经验根据问卷中“第一份非农工作到目前工作的时间”来定义。 ⑩外部环境变化包括收入水平、教育政策变化等，由于无法控制这些变量，会因为忽略重要变量导致回归结果有偏。 (11)14岁时父亲就业状况和单位性质均为虚拟变量，就业状况包括17个虚拟变量，单位类型包括7个虚拟变量，为避免共线性，方程中就业状况和单位性质虚拟变量分别为16个和7个，由于就业状况虚拟变量包括农业就业，与户籍身份虚拟变量存在共线性，舍去户籍身份变量。 (12)中国在1995年首次提出将男女平等作为一项基本国策，2001年《中国妇女发展纲要(2001～2010)》首次以文件形式规定男女平等为一项基本国策。 (13)中国在2005年消除了初、中阶段学校教育性别差距，2015年消除各级学校教育中的性别差距，参见：联合国和中国外交部报告《中国实施千年发展目标报告》(2000～2015年)，http：//www.un.org/chinese/millenniumgoals/china08/3.html.
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