國中畢業生升學與否的性別差異

行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告

國中畢業生升學與否的性別差異

計畫類別： 個別型計畫

計畫編號： NSC93-2415-H-002-014-

執行期間： 93 年 08 月 01 日至 94 年 07 月 31 日

執行單位： 國立臺灣大學經濟學系暨研究所

計畫主持人： 駱明慶

報告類型： 精簡報告

處理方式： 本計畫可公開查詢

中 華 民 國 94 年 10 月 26 日

國中畢業生升學與否的性別差異

駱明慶∗

2005.10

國中畢業生升學與否的性別差異

本文由人力資本投資的角度,來探討國中畢業生繼續升學與否的性別差異。 首先,我們由各出生世代12-15歲期間所面對勞動市場的情況,估計國中畢 業後繼續升學的預期報酬率。 結果顯示, 1963-1988年出生男女性升學的預 期報酬率,兩者成反向變動的趨勢,當男女預期報酬率之差異下降時,相對 於女性為國中以下之比例,男性教育程度為國中以下的比例增加。 其次,個 體資料的分析顯示,控制其他變數之後,預期報酬率每增加1%,將提高女性 升學機率1.25%,使男性升學機率提高0.83個百分點。 換言之,國中畢業生 升學與否的性別差異,與與預期報酬率的差異,以及預期報酬率對男女升學 機率的不同影響有關。 關鍵詞:教育報酬率,教育,高中職。

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前言

戰後我國教育體制在教育機會普及上的兩個重大變革,當屬1968年 「九年國教」 的實施, 以及1987年開始大學教育機會的鬆綁,前者提高了國小畢業生受國中教育的機會,連帶 地也縮小了性別的差異,後者則再進一步增加了國民受大學教育的機會。 舉例來說,使 用合併1978-2004年歷年各月的 「人力資源調查」 資料,計算各出生世代男女教育程度 的初步結果顯示,「九年國教」 實施以前、 出生於1955年的世代中,教育程度為國小以下 的比例,男性為31.7%,女性為50.3%,女性比男性多了18.6個百分點。 「九年國教」 的實 施,雖然並沒有馬上讓所有人的教育程度都達到國中以上, 但其縮小男女差距的影響卻 相當顯著。 到了1969年出生的世代,男女性教育程度為國小以下的比例,已經分別降至 2.2%和3.8%,女性只多了1.6個百分點。 換言之,絕大多數的人口都至少有國中程度的 教育,且男女差異幾乎消失了。 另一方面,在教育成就的另外一端的大學教育,長期以來,性別差異也不斷縮小。 舉 例來說,使用前述相同資料的計算顯示, 1950年出生的世代,由於大學機會受到管制,男 女性大學畢業的比例分別為10.4%和5.2%,差距雖然只有5.2%,但是男性恰為女性的 兩倍。 在1987年就讀大學機會大幅鬆綁之前,此一差異已經逐漸縮小。 大學鬆綁前上大 學,大約1967年出生的世代,男女性大學畢業的比例分別為12.6%和11.4%,雖然同一 世代上大學的機會只有12%左右,性別差異只有1.2個百分點,幾乎已經不存在。 1987 年開始大學的大幅擴張,主要的效果在於使得男女生受大學教育的比例都明顯增加。 到 了1977年出生的世代,男女性大學畢業的比例均為為23.9%, 女性首度趕上男性。 隨著 大機機會進一步快速增加,到了1984年出生的世代, 男性受大學教育的比例已經達到 43.3%,女性受大學教育的比例更高達45.2%,女生已經穩定領先男性。 換言之,我國男女性教育成就差異的發展趨勢是,一方面 「九年國教」 的推行使得在 基礎教育上,絕大多數男女性都取得了至少國中程度的教育程度。 另一方面,男女性在 高等教育上的比例逐漸縮小, 1977年以後出生的世代,女性甚至已經超越了男性。 由家內資源配置的角度來看,隨著經濟的發展與所得的提高,以及生育數目顯著減 少,父母親受到資源限制而犧牲女兒,「重男輕女」 的現象將逐漸減少,上述的長期發展 趨勢並不令人意外。 本文所關注的焦點,則在於一個相關文獻中較少被注意到的升學階 段,即國中畢業生是否繼續升學的性別差異。 舉例而言,使用1978-2004年歷年各月 「人 力資源調查」 資料的計算顯示, 1956年出生的世代,男女教育程度為國中以下的比例分 別為45.4%和58.4%, 女性多了13個百分點。 「九年國教」 實施之後, 此一差距逐漸縮

小,到了1966年出生的世代,男女教育程度為國中以下分別為31.9%和31.8%,男性在 低教育程度的分佈上,首度超越女性。 其後出生的世代,男生落後的程度逐漸擴大,到了 1978年出生的世代達到最大,此一世代男女生教育程度為國中以下的比例分別為15.5% 和8.9%,相差達6.6%,以該出生世代男生人數205,948人換算,男生國中教育程度者較 女性國中教育程度者多了約13,593人。 此一男性在低教育程度比例超過女性的現象,加 上前述女性在大學教育程度的比例上追平甚至超越男性的發展趨勢,明顯地影響了我國 婚姻市場上男女性在不同教育程度上的供需,並間接促成了1990年代中期以來,外籍配 偶現象的產生(駱明慶2005)。 國內文獻關於教育成就的性別差異,已有不少的研究。 不過,主要集中在解釋男女性 在平均教育年數或上大學比例上差異的長期趨勢。Chang (1992) 探討了家庭背景和教 育補助費對子女教育成就的影響。 他使用1978-89年 『人力運用調查』 的資料,分析家 庭背景對子女進入高中以上學校的影響, 發現家庭背景—特別是父、 母教育程度,是決 定子女受中上教育的重要因素,但效果有逐年遞減、 且隨教育提高而下降的趨勢。 學費 補助與子女性別對高中與大專入學有影響力,對大學的影響則不顯著。 此外,學費補助 能提高女性就讀大學的機率,對男性的影響則不顯著。 這說明了學費的補助對因家庭資

源有限,教育機會較可能受到限制的女性影響較大。 Parish and Willis (1993)使用1988

年的 『台灣婦女生活狀況調查』,研究婦女教育程度的決定因素,發現父母所得的限制不

同程度地影響了兒子和女兒受教育的機會,長女出生在父母生涯初始、 所得較低的階段,

受教育的機會最容易受到限制。 然而,隨著國民所得的提高,女兒因為父母低所得受限

於學費成本,而減少升學的機率應會下降。

Tsai, Gates and Chiu (1994)使用1991年的 『社會變遷基本調查』,分析男、 女性在

各個教育程度受教育機會的差異, 發現父親教育程度是影響國小升國中、 國中升高中、 和高中以上升學的最重要因素。 雖然在年輕的世代中(1956-71年出生者),男女教育成 就已較前面世代平等。 駱明慶(2001)也發現,到了1965年出生的世代,男性上大學的優 勢已經消失了。 另一方面,國內文獻針對國中畢業生在生高中職階段差異的研究則相對稀少。 薛承 泰(1996)則是少數直接觸及國中畢業之後升高中或高職的決定因素。 他使用 『社會變 遷基本調查』 第2期、 第2、3次調查,分析父、 母教育程度、 省籍與性別對國中之後升學 與分流教育的影響,發現家庭背景對 「普通高中」 和 「職業學校」 的選擇有顯著的影響。 對於出生於1956年之後的人口,國中畢業後的升學的決定因素中,性別的影響力降低。 2

本研究除了可以彌補此一面向的不足, 並可使我們對外籍配偶現象的起源,有更完整的 理解。 經濟學分析教育成就的文獻,主要是在人力資本的需求與供給的架構下進行(Becker 1993, p.108),其中,對人力資本的需求取決於受教育的報酬, 教育投資的供給決定於利 率的高低,因家庭背景或獎學金多寡的差異,取得教育基金難易程度不同,而有不同的教 育基金的供給。 美國文獻中對於教育成就的性別差異,主要是由人力資本投資的角度切 入,以解釋過去三十年的出生世代,男性在高中畢業之後,繼續就讀大學的比例,相對於

女性日漸減少的現象。Charles and Luoh (2003)在此架構之下,建立一個考慮大學與高

中教育程度者,工資變異性差異的教育需求模型,發現比只比較報酬率高低或者 「女性 排擠男性受大學教育機會」 的說法更能解釋, 1950年代以後出生的女性,教育成就追上 並超越男性的現象。 我國升學制度的設計,國中畢業生繼續升學與否,除了是否參加高中職和五專聯考 之外,錄取與否,端視考試分數的高低而定。 男生在國中畢業之後,繼續升學的比例較女 性為低的原因,一個最簡單的猜測就是,男生的考試分數比較低。 不過,這個推論以及其 他各種假說,不但必須說明男女生為什麼會有這樣的先天差異, 還必須能夠解釋男女生 升學比例差異的長期變化。 本文主要由人力資本投資的角度,並考慮其他各種對男女性升學可能有不同影響的 因素,來探討國中畢業生繼續升學與否的性別差異。 由人力資本投資的角度來看,個人 升學與否,視升學的成本與效益的多寡而定。 在升學的機會成本方面,國中畢業生如果 繼續升學,其機會成本包括求學期間所放棄的薪資所得,以及就讀高中職所必須繳交的 學費等。 前者由於男女生面對的勞動市場不同,可能會有性別的差異,且隨著產業結構 與服務業發展的變化,此一差異也可能會有不同的演變。 但在學費成本方面,由於高中 職學費的差異,主要在公私立學校之間的差別,男女生所面對的學費成本應該沒有明顯 的不同。 甚至,如果由女性較多就讀高職,以及高職屬於私立的比例較高看來,女性所面 對的 「預期成本」 可能不比男性為低。 因此,男性比較不繼續升學的現象。 應該與預期學 費成本的變化關係不大。 而在繼續升學所帶來的效益方面,主要取決於升學之後個人所得提高的程度,即教 育的報酬率。 換言之,男女生在國中畢業時,對繼續升學報酬率的預期,由於未來勞動參 與的情況可能不同,以及面對勞動市場上不同的行職業,是否會造成 「預期報酬率」 的差 異,此一差異能否解釋繼續升學與否的性別差異,是本文的主要課題。

本文除第1節前言,第2節將使用1978-2004年合併各月的 「人力資源調查」,描述各 出生世代國中畢業生升學與否的性別差異, 以及長期演進的趨勢。 第3節則使用 1878-2004年 「人力運用調查」,建構男女性對繼續升學的 「預期報酬率」。 第4節以1979-2004 年 「人力資源調查」 中,所有16歲樣本的個體資料,控制家庭背景變數之後,探討升學的 「預期報酬率」,對升學與否的影響。 第5節為結論。

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國中畢業生升學與否的性別差異

首先,我們使用1978-2004年合併各月的 「人力資源調查」 的資料中,所有20-30歲人口 的樣本,以年齡換算成個人的出生世代,觀察以出生世代為單位的教育成就。 教育成就 的衡量是該樣本在國中畢業之後是否繼續升學, 而升學的種類包括高中、 高職和五專, 如此產生的男女升學的比例可以涵蓋1948-88年出生的世代。 選擇20歲作為樣本選擇 的起點,主要是容許樣本因入學年紀不同,或者重考等因素,在一般國中畢業年紀(15足 歲)之上, 16-19足歲時才進入升高中職五專的階段 圖1是1948-84年出生的世代,男女 性教育程度為國中以下的比例。 圖1:男女性教育程度國中以下比例 0 20 40 60 80 1948 1965 1978 1984 國中以下 比 例 (% ) 出生年 當然,「九年國教」 實施前後的世代,許多人的教育程度仍只停留在小學階段,此一就 讀高中職或五專的比例,嚴格來說並不是國中 「畢業生」 的升學比例 。 不過,由於本研究 4

用以建構升學預期報酬率的 「人力運用調查」,始自1978年5月,由後面將有詳細描述的 「預期報酬率」 的估計方式可知,我們所能建構報酬率的最早世代是1963年出生的世代。 該世代小學畢業時大約是1975年,已經是 「九年國教」 實施第8年以後。 因此稱此就讀 剛中職比例為國中畢業生繼續升學的比例,應該不致有大太的偏誤。 圖1顯示, 「九年國教」 實施以前、 出生於1955年的世代中, 教育程度為國中以下 的比例,男性為48.2%,女性為62.2%, 女性比男性多了14個百分點。 「九年國教」 的實 施, 雖然並沒有馬上讓所有人的教育程度都達到國中以上, 但其縮小男女差距的影響 卻相當顯著。 到了1965年出生的世代, 男女性教育程度為國中以下的比例,分別降至 33.9%與33.5%, 男女差異幾乎消失了。 此後, 男性在低教育程度的分佈上, 逐漸超越 女性。 1966年出生世代,男性教育程度為國中以下比例為31.2%,首度超過女性國中以 下比例的30.9%。 其後出生的世代,男性落後的程度逐漸擴大,到了1978年出生的世代 達到最大, 此一世代男女性教育程度為國中以下的比例分別為15.1%和8.7%,相差達 6.4%。 1979年以後出生的世代,隨著整體教育程度的提高,兩性國中以下教育程度的比 例持續下降,但男女差異略微縮小。1984年出生的世代,男性國中以下比例為8.8女性則 為5.0%,兩者相差3.8%。

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預期報酬率

國中畢業生決定是否繼續升學時的 「預期報酬率」 和 「預期工資變異性」,是本文用以解 釋國中畢業生是否繼續升學的主要解釋變數。 我們使用1978-2003年5月,「人力資源調 查」 附帶調查的 「人力運用調查」 的資料,以下述方法建構國中生對繼續升學所帶來報 酬的預期。 假設一個出生於c年的個人,將在c +15年時國中畢業,並決定是否繼續升學。 在 此,我們假設此一個人的決策依據是,觀察c +13至c +15年,即大約國一至國三期間, 勞動市場上教育程度在高中職以上和國中以下勞動力的薪資差異。 不過,由於我國勞動 力教育程度不斷提高的趨勢, 勞動力的教育程度將與年齡呈負相關, 年輕勞動力的教育 程度較高,且由於其年齡較輕,而有較低的工資,因此我們不直接比較平均薪資的差異, 而採用一個包含工作經驗的工資方程式,以排除年齡對工資差異的影響。 並以代表 「國 中畢業後升學與否」 的虛擬變數,來估計繼續升學的預期報酬率。 換言之,我們使用以下 的工資方程式: lny_i = xiβ + h_i· r + i

其中lny_i 為月薪的自然對數值,h_i為一虛擬變數, 1代表高中職以上教育程度, 0表示 不再升學;x_i 包含潛在工作經驗(即年齡-教育年數-6),直到潛在工作經驗的四次方,用 以排除生命週期對工資的影響,以及資料年份的虛擬變數以排除景氣循環的影響;_i為 誤差項。hi的估計係數r即為本文所稱升學的報酬率。 舉例而言,對1975年出生的男性而言,我們假設該世代於1990年國中畢業,該世代 對繼續升學可獲得報酬率的預期,是由觀察1988-90年間勞動市場中64歲以下所有男性 勞動力,排除生命週期和景氣循環的影響之後,比較高中職以上勞動力和國中以下勞動 力的薪資差異,而形成上式中升學的報酬率。 同樣地,女性對報酬率的預期,是由觀察勞 動市場上女性勞動力來形成。 圖2:預期報酬率之性別差異 30 40 50 60 70 1963 1968 1973 1978 1983 1988 預 期 報 酬 率 (% ) 出生年 女性 男性 圖3畫出上述估計方法之下, 國中畢業生繼續升學預期報酬率的性別差異, 以及國 中以下比例之性別差異。 由圖3可以大致看出,兩者成反向變動的趨勢,相關係數高達 -0.4217。 當男女預期報酬率之差異下降時(男性升學報酬率降低或預期女性報酬率增加 時),相對於女性為國中以下之比例,男性教育程度為國中以下的比例增加。 換言之,當 男性報酬率減少或女性預期報酬率增加的世代,男性繼續升學的比例相對來說或下降。 依照上述方法,使用1978-2003年每年5月進行的 「人力運用調查」 資料,我們可以 得到1963-1988年共25個出生世代男女性所面對的 「預期報酬率」,其中1963和1964年 出生的世代,由於 「人力運用調查」 自1978年開始,分別只使用了15歲和14-15歲時勞 6

圖3:國中以下比例與預期報酬率之性別差異 -15 -10 -5 0 5 1963 1968 1973 1978 1983 1988 性 別 差 異 (% ) 出生年 國中以下之性別差異 預期報酬率之性別差異 ρ = −0.4217 動市場的情況。

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預期報酬率對升學與否的影響

接下來,我們使用1979-2004年 「人力資源調查」 中, 16歲人口的個體資料,1分析國中畢 業生升學與否的決定因素,並觀察是否可以由預期報酬率的差異來解釋升學與否的性別 差異,樣本包含1963-1988年出生的世代。 此外,部分16歲樣本仍在國中就讀,由於我們 無法判斷他們是否會繼續升學,因此也將他們排除。 除了預期報酬率和工資變異數之外, 我們還控制家庭背景變數如父親教育年數、 母親教育年數、 父或母為公務員以及代表區 域差異的縣市虛擬變數。 表1是probit迴歸分析的結果。 首先,模型(1)顯示,男性繼續升學的機率顯著地較女性低了1.7%,預期報酬率則會 提高升學的機率,報酬率每增加1%,將使得升學機率提高1.48%。 接著,我們在模型(2) 加入性別和預期報酬率的交乘項, 發現預期報酬率本身仍為顯著地正,交乘項則為顯著 地負值。 換言之,報酬率會提高升學機率,但對女性的效果又較男性為大。 報酬率每增加 1%,將使女性升學機率提高1.74%,使男性升學機率提高1.26% (1.74-0.48)。 而圖2我 們知道1966以後出生的世代,男性的預期報酬率都比女性預期報酬率低,加上報酬率對 1_{1978年時16歲的樣本,因為無法建構其預期報酬率,因此無法分析。}

女性的影響較大,報酬率本身以及報酬率和性別的交乘效果,都會造成女性升學機率較 高的現象。 表1:國中畢業生升學與否的決定因素— probit模型1 (1) (2) (3) (4) 男性 -0.0170 0.1726 0.1531 0.1516 (13.52)** (25.16)** (26.49)** (26.53)** 預期報酬率 1.4844 1.7429 1.2592 1.2531 (173.90)** (133.20)** (115.51)** (116.25)** 男性*預期報酬率 -0.4838 -0.4238 -0.4197 (28.10)** (29.56)** (29.69)** 父親大學畢業2 _{0.1100 0.1044} (33.53)** (30.56)** 父親專科畢業 0.1017 0.0982 (36.77)** (35.55)** 父親高中職畢業 0.1114 0.1057 (74.63)** (70.73)** 母親大學畢業 0.0665 0.0532 (5.11)** (3.94)** 母親專科畢業 0.0630 0.0559 (8.16)** (7.10)** 母親高中職畢業 0.0732 0.0669 (26.01)** (23.66)** 父或母為公務員 0.0563 0.0522 (34.07)** (31.63)** 台北市2 _0.0743 (46.43)** 中永和新店 0.0665 (24.57)** 三重板橋新莊 0.0534 (24.39)** 其他台北縣鄉鎮 -0.0277 (12.07)** 高雄市 0.0448 (23.71)** 省轄市 0.0371 (25.94)** pseudoR2 0.1156 0.1192 0.1932 0.2077 樣本數 321096 321096 321096 321096 1_{表中係數為轉換後之邊際效果} ,括弧內為 t 值, ∗∗表示在1%的水準之下顯著, ∗表示 在5%的水準之下顯著。 2_{教育程度之對照組為國中以下。} 3_{縣市虛擬變數之對照組為省轄縣。} 模型(3)加入父母教育程度和父母公務員身份等家庭背景變數作為解釋變數, 父母 8

教育程度和公務員身份都會提高升學的機率。 不過,父母教育程度的效果,並沒有隨教 育成度而遞增,相對於父親國中以下,其他教育程度的影響都在11%上下,相對於母親國 中以下,其他教育程度的影響則都在7%上下。 因此,父母教育程度的影響,重要的是國 中以下和其他教育程度的差異。 此外,父或母為公務員,會使得升學的機率增加5.63%。 至於預期報酬率對升學機率的影響,邊際效果則略降至1.2592,報酬率與性別的交乘項 也略降至-0.4238。 模型(4)再加入縣市虛擬變數來描述城鄉的差異。 相較省轄縣,台北市的升學機率 高了7.43%,中永和新店市和三重板橋新莊市則分別高了6.65%和5.34%。 有趣的是,台 北縣外圍的其他鄉鎮,其升學機率反而較省轄縣低了2.77%,台北縣有和台北市類似的 縣轄市,也有較省省轄縣升學機率低的鄉鎮,其 「多元」 可見一斑。 至於高雄市和基隆、 新竹等五個省轄市,在控制了家庭背景變數之後,則分別高了4.48%和3.71%。 相對於 國中以下,父親和母親教育程度的影響分別略降至10%和6%上下,主要差異仍在於國 中以下和其他教育程度之間。 控制城鄉差異之後,預期報酬率的影響則沒有變化。 報酬 率每增加1%,將提高女性升學機率1.25%,提高男性升學機率0.83%。 總的來說,由人力資本的理論模型來看,男性之所以比較不升學,主要原因是,相對 於女性,其升學的報酬率下降所致。 而相對升學報酬率的下降,可能是男女性的報酬率 都增加,但男性增加較少,也可能是女生報酬率保持穩定,但男性的報酬率下降。 圖2顯 示,長期而言,國中畢業生繼續升學的報酬率持續增加,女性又較男性的預期報酬率高, 其中1979-82年出生的男性,甚至還是下降的。 換言之,國中畢業生繼續升學與否的性別 差異,主要原因是男女性所面臨的勞動市場情況有相當程度的不同, 導致報酬率的性別 差異。 就整體產業結構的變化而言,長期的演變趨勢是由工業逐漸轉為服務業。 但在整體 的趨勢之外,由於女性相對集中於服務業,男性相對集中於工業部門,因此,產業結構的 變動方向,相對來說較有利於女性的就業。 這可能促成女性繼續升學報酬率的提高,即 使在高教育程度勞動力的供給逐漸增加的情況下,女性所投資的人力資本仍然能夠保持 不錯的報酬率。 另一方面,整體產業結構的變化,對提高男性勞動需求的影響較小,加上 高教育程度勞動力供給的增加,可能使得男性繼續升學的報酬率,不如女性報酬率提高 的程度。 此外,由於某些男性低教育程度勞動力較為普遍的行業,如製造業和營造業中 的體力勞動者,其需求較不易隨著產業結構的變化而大幅下降,即使不繼續升學時,其工 資也不易大幅下降,使得男性繼續升學的報酬率甚至可能有下降的情況發生。

換言之,產業結構的轉變,可能使得女性繼續升學報酬率增加的速度較男性為快,進 一步造成男性在國中畢業之後比較少繼續升學的情況。

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結論

戰後我國教育體制在教育機會普及上的兩個重大變革,當屬1968年 「九年國教」 的實施, 以及1987年開始大學教育機會的鬆綁,前者提高了國小畢業生受國中教育的機會,連帶 地也縮小了性別的差異,後者則再進一步增加了國民受大學教育的機會。 這兩個重大變 革,一方面提高國民全體的教育程度,並縮小性別差異之外,男性教育程度在國中以下的 比例卻逐漸多於女性,到了1978年出生的世代達到最大,此一世代男女生教育程度為國 中以下的比例分別為15.5%和8.9%,相差達6.6%。 本文主要由人力資本投資的角度,並考慮其他各種對男女性升學可能有不同影響的 因素,來探討國中畢業生繼續升學與否的性別差異。 首先,我們由各出生世代12-15歲期間所面對勞動市場的情況,估計國中畢業後繼續 升學的預期報酬率。 結果顯示, 1963-1988年出生男女性升學的預期報酬率,兩者成反向 變動的趨勢,當男女預期報酬率之差異下降時(男性升學報酬率降低或預期女性報酬率 增加時),相對於女性為國中以下之比例,男性教育程度為國中以下的比例增加。 其次,以1963-88年出生世代16歲時個體資料的分析顯示,控制其他變數之後,預期 報酬率每增加1%,將提高女性升學機率1.25%,使男性升學機率提高0.83個百分點。 換 言之,國中畢業生升學與否的性別差異,與與預期報酬率的差異,以及預期報酬率對男女 升學機率的不同影響有關。

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參考文獻

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