張奇林，李 鵬

(武漢大學(xué) 社會保障研究中心，湖北 武漢 430072)

家庭背景、父母期望與子女認(rèn)知能力*
——來自中國教育追蹤調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

張奇林，李 鵬

(武漢大學(xué) 社會保障研究中心，湖北 武漢 430072)

采用中國教育追蹤調(diào)查七年級和九年級學(xué)生數(shù)據(jù)，通過OLS回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)：家庭經(jīng)濟(jì)條件和父親職業(yè)對子女認(rèn)知能力并無顯著影響；在低年級中母親職業(yè)對子女認(rèn)知能力影響顯著并呈“負(fù)-正-負(fù)”的倒“U”型變化，在高年級中這種趨勢不顯著，僅母親職業(yè)為“農(nóng)民”時(shí)對子女認(rèn)知能力顯著負(fù)相關(guān)；父母雙方學(xué)歷均顯著影響子女認(rèn)知能力，并呈“正-負(fù)-正”的“U”型變化；另外，父母教育期望和職業(yè)期望對兩個(gè)年級學(xué)生認(rèn)知能力都具有非常顯著積極的影響。

家庭背景;教育期望;職業(yè)期望;子女認(rèn)知能力

一、問題的提出

教育公平性問題當(dāng)前成為政府關(guān)注的重點(diǎn)，也成為社會科學(xué)領(lǐng)域近年來的一個(gè)研究熱點(diǎn)。作為起點(diǎn)公平的重要體現(xiàn)，教育公平對促進(jìn)社會公平正義和家庭代際流動(dòng)有著重要作用。政府對教育資源均衡配置和財(cái)政投入可以促進(jìn)教育公平，但家庭背景、父母期望對子女教育的影響也不容忽視。教育成效不僅與政府政策、學(xué)校教育有關(guān)，還會受到家庭背景和父母教育的影響，甚至隨著教育資源豐富和均衡配置加強(qiáng)，這種基于家庭為核心的微觀因素對子女教育表現(xiàn)將會產(chǎn)生更為直接的影響。家庭社會經(jīng)濟(jì)地位是影響兒童和青少年發(fā)展的重要因素，家庭可以為子女提供經(jīng)濟(jì)、文化、智力資源支持。國外研究表明，個(gè)體早期學(xué)業(yè)階段的教育期望對其未來學(xué)業(yè)成績和教育獲得具有重要影響。國內(nèi)外學(xué)者圍繞這一主題也作了許多研究工作，本研究以認(rèn)知能力作為學(xué)業(yè)成績的代理指標(biāo)，借助于中國教育追蹤調(diào)查提供的全面、專業(yè)、高質(zhì)量的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用最小二乘法構(gòu)建線性回歸模型，旨在解釋家庭背景、父母期望與子女認(rèn)知能力的因果關(guān)系。其中主要關(guān)注三個(gè)問題：一是家庭經(jīng)濟(jì)條件、父母學(xué)歷和職業(yè)類型對子女認(rèn)知能力有何作用，和以往研究不同的是，本研究分別關(guān)注父母雙方學(xué)歷和職業(yè)對子女認(rèn)知能力有無差異性影響存在；二是考察連續(xù)教育重要階段轉(zhuǎn)變過程中，父母期望對子女認(rèn)知能力影響是否具有差異性；三是闡述家庭背景、父母期望對子女認(rèn)知能力的影響機(jī)制。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

關(guān)于家庭背景、教育期望以及對教育地位獲得的相關(guān)研究主要源于國外。布勞—鄧肯的地位獲得模型在教育和職業(yè)研究領(lǐng)域產(chǎn)生了廣泛影響，該模型發(fā)現(xiàn)教育作為代際流動(dòng)的中間機(jī)制發(fā)揮了重要作用，這幾乎在所有國家的實(shí)證研究中都得到了驗(yàn)證[1]。各國學(xué)者都試圖在研究中加入新的變量，如智力、教育期望、職業(yè)期望等，希望對教育獲得進(jìn)行更進(jìn)一步的解釋。關(guān)于家庭背景對教育獲得的影響，有研究認(rèn)為家庭出身好的學(xué)生在某些文化領(lǐng)域所具備的知識也更加廣泛和豐富[2]。同時(shí)家庭教育期望還會受到文化觀念和社會心理的影響。美國威斯康辛學(xué)派在布勞—鄧肯的地位獲得模型基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展形成了“威斯康星模型”，將教育期望作為中間變量研究教育獲得并取得了突破性成果，之后教育期望一直被作為教育獲得最有效的預(yù)測變量[3]，以教育期望等社會心理變量作為教育獲得的重要解釋變量和家庭社會經(jīng)濟(jì)地位作為教育獲得的調(diào)節(jié)變量。斯威爾和沙阿構(gòu)建了家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、智力、教育期望和高等教育獲得四變量的線性因果模型[4]，分析發(fā)現(xiàn)，教育期望對高年級學(xué)生的教育獲得有非常強(qiáng)的影響，并獨(dú)立于家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和智力。在后續(xù)研究中該模型不斷拓展，以職業(yè)獲得作為最終因變量，又加入學(xué)術(shù)表現(xiàn)、職業(yè)期望、重要他人的影響等變量[5]。威斯康星學(xué)派的早期研究普遍認(rèn)為，高地位家庭子女比低地位家庭子女在認(rèn)知能力測試中表現(xiàn)得更好，因此有更多機(jī)會發(fā)展，相對于低地位家庭子女，他們被認(rèn)為更加聰明或成功，在父母、教師或者其他重要他人(同輩群體)那里有可能獲得更多鼓勵(lì)和支持。教育程度越高的父母，更加看重子女的學(xué)術(shù)成就，更加強(qiáng)調(diào)教育的重要性，更加期望子女獲得較高教育程度并增加激勵(lì)。對子女期望越高的父母，也會投入更多精力參與到子女教育當(dāng)中，[6]并積極創(chuàng)造更多條件激勵(lì)子女教育成就動(dòng)機(jī)[7]。另一方面，父母社會資本和文化資本越多，能夠?yàn)樽优峁└喔皶r(shí)的教育信息，對子女教育期望確立提供便利，并且家長的職業(yè)狀況對兒童學(xué)習(xí)成績具有影響作用。根據(jù)國際比較研究，中國父母受到儒家文化強(qiáng)調(diào)重視子女教育觀念的影響，非常重視子女教育成功并把其視為整個(gè)家庭乃至家族的榮耀。美國兒童學(xué)習(xí)成績不如中國兒童的原因就在于中國的父母相比美國的父母對子女的教育期望更高[8]。

國內(nèi)學(xué)者針對家庭背景影響子女教育獲得的因果關(guān)系作了一定研究[9-15]。盡管研究方法、研究角度以及數(shù)據(jù)來源不同，但研究結(jié)果均證實(shí)家庭背景、教育期望對子女教育獲得方面具有顯著作用。有學(xué)者從社會階層與教育的角度，從父母學(xué)歷和職業(yè)兩個(gè)方面驗(yàn)證父母社會地位和子女教育期望存在顯著因果關(guān)系。研究表明，家庭背景好的學(xué)生能夠繼承父母的知識、技術(shù)和愛好，這會對學(xué)習(xí)產(chǎn)生非常重要的影響。相對于國外研究，中國尊師重道強(qiáng)調(diào)家庭和父母對子女教育責(zé)任的文化傳統(tǒng)有可能使各個(gè)社會階層家庭均有著較高的教育期望，因此盡管國內(nèi)已有相關(guān)研究，但基于西方文化背景的理論以及經(jīng)驗(yàn)研究的“教育期望的社會階層差異論”仍有一定不確定性，例如我國臺灣地區(qū)家庭對子女教育較少受到家庭背景因素影響，條件不佳的家庭對子女仍有較高教育期望[16]，進(jìn)一步結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型以及家庭人口結(jié)構(gòu)特征，傳統(tǒng)文化價(jià)值觀念與西方文化碰撞交融等背景，有必要對這種理論對國內(nèi)的適用性進(jìn)行更深入的理論演繹、模型推導(dǎo)以及實(shí)證檢驗(yàn)。

目前國內(nèi)相關(guān)研究仍然相對較少且存在不足，其主要表現(xiàn)在以下方面：(1)利用非專門的教育調(diào)查，一方面數(shù)據(jù)信息不全諸如父母雙方背景信息并未納入調(diào)查范圍，另一方面地方調(diào)查數(shù)據(jù)由于各地經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展、社會風(fēng)俗差異較大，因此其結(jié)論代表性和解釋力有待商榷；(2)由于教育期望、職業(yè)期望會根據(jù)子女的學(xué)業(yè)成績和家庭背景情況會作調(diào)整，如果采取多階段的教育期望測量，對子女成績表現(xiàn)的解釋將會更加有說服力；(3)關(guān)于家庭經(jīng)濟(jì)社會地位變量操作化不盡一致，比如將父母受教育水平由父母一方較高的學(xué)歷來測量，但父母的受教育水平和家庭收入與子女學(xué)業(yè)成就之間的關(guān)系受到家庭環(huán)境的調(diào)節(jié)作用存在差異，母親的受教育水平的調(diào)節(jié)作用要大于家庭收入。在中國職業(yè)女性占據(jù)較大比例的城市家庭中，我們在考慮家庭地位時(shí)，不應(yīng)該忽視女性社會地位的存在。可能受調(diào)查問卷和數(shù)據(jù)限制的緣故，已有文獻(xiàn)還缺少對父母職業(yè)期望的測量。

本研究的主要優(yōu)勢在于：(1)采用全國性調(diào)查數(shù)據(jù)更具代表性，專門的教育追蹤調(diào)查也使得數(shù)據(jù)樣本更加專業(yè)，信息更為豐富；(2)采用義務(wù)教育階段七年級和九年級數(shù)據(jù)，比較分析不同年級家庭背景、父母期望對子女認(rèn)知能力的影響；(3)家庭背景數(shù)據(jù)信息也更加豐富和詳細(xì)，均包含父母雙方的文化程度、職業(yè)以及對子女的教育期望，還加入了職業(yè)期望變量；(4)選擇子女認(rèn)知能力作為因變量，考慮到父母期望屬于心理變量具有一定的不穩(wěn)定性，家庭背景如果在較長的時(shí)間跨度內(nèi)也可能會發(fā)生變動(dòng)，以大學(xué)教育獲得作為因變量可能會造成結(jié)果估計(jì)偏差。

三、研究設(shè)計(jì)

本部分首先討論家庭背景、父母期望與子女認(rèn)知能力三者之間的關(guān)系。威斯康星學(xué)派早期把教育期望作為中間機(jī)制來解釋家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和智力因素影響教育獲得的過程。一些學(xué)者最早構(gòu)建由家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、智力、教育期望和高等教育獲得的四個(gè)變量組成的線性因果模型。研究發(fā)現(xiàn)，教育期望對高年級學(xué)生的教育獲得有非常強(qiáng)的影響，并獨(dú)立于家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和智力。國內(nèi)學(xué)者將父母教育期望作為家庭背景的中介變量和子女大學(xué)教育獲得的解釋變量進(jìn)行分析。對于家庭背景、父母期望與子女認(rèn)知能力三者之間的聯(lián)系以及作用機(jī)制，目前研究并未取得一致結(jié)論。上文已經(jīng)提到，中國傳統(tǒng)文化重視子女教育，強(qiáng)調(diào)家庭和父母對子女的教育責(zé)任，“再苦不能苦孩子，再窮不能窮教育”這句話也反映出子女教育在家庭中的優(yōu)先地位，特別是農(nóng)村地區(qū)父母希望通過讀書上大學(xué)這個(gè)最有可能實(shí)現(xiàn)社會階層與地位提升的方式讓子女走出農(nóng)村，而具有較好社會經(jīng)濟(jì)地位的家庭則希望通過子女教育實(shí)現(xiàn)代際傳遞。因此家庭社會經(jīng)濟(jì)地位不同，但可能各個(gè)社會階層家庭均有著較高的教育期望。另外，隨著國家對教育支持投入力度的不斷加大，教育資源均等化水平不斷提高，困難家庭子女上學(xué)負(fù)擔(dān)有所減輕，政府對經(jīng)濟(jì)困難家庭子女教育的介入可以有效形成對家庭功能和角色的補(bǔ)充替代效應(yīng)，一定程度上弱化了家庭社會經(jīng)濟(jì)地位異質(zhì)性對不同家庭子女教育的影響。

因此，基于以上梳理，本研究把家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和父母期望并列作為自變量，獨(dú)立地對家庭子女認(rèn)知能力進(jìn)行解釋。我們提出如下假設(shè)：

圖1 家庭背景、父母期望與子女認(rèn)知能力的理論模型

假設(shè)H1：家庭經(jīng)濟(jì)條件影響子女認(rèn)知能力，家庭經(jīng)濟(jì)條件越好，子女認(rèn)知能力越好；

假設(shè)H2：父母學(xué)歷影響子女認(rèn)知能力，父母學(xué)歷越高，子女認(rèn)知能力越好，父母雙方學(xué)歷對子女認(rèn)知能力影響存在差異；

假設(shè)H3：父母職業(yè)影響子女認(rèn)知能力，父母職業(yè)地位越高，子女認(rèn)知能力越好，父母雙方職業(yè)對子女認(rèn)知能力影響存在差異；

假設(shè)H4：父母教育期望影響子女認(rèn)知能力，父母教育期望越高，子女認(rèn)知能力越好；

假設(shè)H5：父母職業(yè)期望影響子女認(rèn)知能力，

父母職業(yè)期望越高，子女認(rèn)知能力越好。

四、數(shù)據(jù)、變量與分析方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)為中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心聯(lián)合全國各省的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行的中國教育追蹤調(diào)查(初中階段)(CEPS:JH)，這是我國第一個(gè)針對初中教育階段群體的全國性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目。該調(diào)查以2013-2014學(xué)年為基線，以初中一年級(七年級)和初中三年級(九年級)兩個(gè)同級群為調(diào)查起點(diǎn)，以人口平均受教育水平和流動(dòng)人口比例為分層變量從全國隨機(jī)抽取28個(gè)縣級單位，112所學(xué)校，438個(gè)班級約2萬名學(xué)生。該調(diào)查對象包括學(xué)生、家長、班主任以及學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)，并分別設(shè)置了相應(yīng)的問卷。本研究采用了七年級和九年級學(xué)生問卷，問卷包括四個(gè)部分，涵蓋了個(gè)人、家庭、學(xué)校、聯(lián)系方式等基本情況，具體見表1、表2。

表1 七年級學(xué)生樣本描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

表2 九年級學(xué)生樣本描述性統(tǒng)計(jì)

(二)概念操作化與變量選取

家庭背景指的是一個(gè)家庭所擁有的各種資源，在很多研究中它被定義為家庭社會經(jīng)濟(jì)地位，其中Duncan等人對家庭社會經(jīng)濟(jì)地位的定義得到了廣泛認(rèn)同[17]，具體包括父母收入、父母的教育水平以及父母的職業(yè)。本研究中家庭背景變量沿用這一定義，但調(diào)查過程中學(xué)生問卷采用了七年級和九年級學(xué)生本人自填的形式，因此對家庭收入掌握不多或了解不夠準(zhǔn)確容易導(dǎo)致數(shù)據(jù)質(zhì)量不高，學(xué)生問卷中并未直接詢問家庭經(jīng)濟(jì)收入，因此本研究用家庭經(jīng)濟(jì)條件作為家庭經(jīng)濟(jì)收入的替代變量。父母期望包括父母對子女的教育期望和職業(yè)期望，即父母希望子女達(dá)到怎么樣的文化程度以及將來最希望子女所從事的職業(yè)。虛擬變量可以用來反映質(zhì)的屬性，通過引入虛擬變量雖然使線形回歸模型變得復(fù)雜，但對問題描述可以更簡明且更接近現(xiàn)實(shí)，家庭背景、父母期望均屬分類變量，因此本研究將其作為虛擬變量進(jìn)行處理，具體變量描述和測量如下：

1.因變量主要指子女認(rèn)知能力。除了調(diào)查問卷外，CEPS為七年級和九年級學(xué)生分別設(shè)計(jì)了認(rèn)知能力測試題，主要測量學(xué)生的邏輯思維和解決問題能力，具有國際可比性、全國標(biāo)準(zhǔn)化的特點(diǎn)，并用三參數(shù)的IRT模型估計(jì)出學(xué)生認(rèn)知能力測試標(biāo)準(zhǔn)化總分。本研究采用這種方法得出的總分來衡量子女認(rèn)知能力，此變量為連續(xù)變量。

2.自變量包括家庭背景、父母期望。根據(jù)上文，本研究家庭背景包括家庭經(jīng)濟(jì)條件和父母雙方的學(xué)歷和職業(yè)。家庭經(jīng)濟(jì)條件通過CEPS問卷中“目前你家經(jīng)濟(jì)條件如何？”這一問題進(jìn)行測量，選項(xiàng)包括“非常困難”、“比較困難”、“中等”、“比較富?！?、“很富?！?，以家庭經(jīng)濟(jì)條件“非常困難”作為參照組，將此變量劃分為四組虛擬變量。父母雙方的學(xué)歷分別根據(jù)問卷中“你媽媽的教育水平是？”和“你爸爸的教育水平是？”這兩個(gè)問題進(jìn)行測量，選項(xiàng)同為“沒受過任何教育”、“小學(xué)”、“初中”、“中專/技?！薄ⅰ奥殬I(yè)高中”、“高中”、“大學(xué)?？啤?、“大學(xué)本科”、“研究生及以上”。本研究將父母教育水平為“沒受過任何教育”及“小學(xué)”合并處理作為參照組，將“高中”、“職業(yè)高中”、“中專/技?！币约啊按髮W(xué)?？啤?、“大學(xué)本科”、“研究生及以上”分別作合并處理，將此變量劃分為三組虛擬變量。父母雙方的職業(yè)根據(jù)問卷中“你父母是做什么工作的？”這一問題進(jìn)行測量，選項(xiàng)為“國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位領(lǐng)導(dǎo)與工作人員”、“企業(yè)/公司中高級管理人員”、“教師、工程師、醫(yī)生、律師”、“技術(shù)工人(包括司機(jī))”、“生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工”、“商業(yè)與服務(wù)業(yè)一般職工”、“個(gè)體戶”、“農(nóng)民”、“無業(yè)、失業(yè)、下崗”、“其他”。本研究將父母職業(yè)為“無業(yè)、失業(yè)、下崗”、“其他”合并處理作為參照組，將其他職業(yè)分別作合并處理，將此變量劃分為四組虛擬變量(具體見表3、表4)。父母期望具體包括教育期望和職業(yè)期望。其中教育期望通過CEPS學(xué)生問卷中“你父母對你的教育期望是？”這一問題進(jìn)行測量，問題選項(xiàng)包括“現(xiàn)在就不要念了”、“初中畢業(yè)”、“中專/技校”、“職業(yè)高中”、“普通高中”、“大學(xué)?？啤薄ⅰ按髮W(xué)本科”、“研究生”、“博士”、“無所謂”。有學(xué)者將期望教育程度按照學(xué)習(xí)年限進(jìn)行轉(zhuǎn)換以進(jìn)行連續(xù)性測量[15]，本研究重點(diǎn)關(guān)注父母對子女是否具有高等教育期望，因此將變量分為二分類的虛擬變量①，具體操作為填寫大專及以上文化程度歸為一類，編碼為1；大專以下的教育程度歸為一類，編碼為0。對選擇“無所謂”樣本因無法掌握與本研究相關(guān)的變量信息，故從樣本中刪除。父母職業(yè)期望通過CEPS學(xué)生問卷中“你父母最希望你將來干什么”這一問題進(jìn)行測量，問題選項(xiàng)包括“國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員、公務(wù)員”、“企業(yè)/公司管理人員”、“科學(xué)家、工程師”、“教師、醫(yī)生、律師”、“設(shè)計(jì)師”、“藝術(shù)表演類人員”、“專業(yè)運(yùn)動(dòng)員”、“技術(shù)工人(包括司機(jī))”、“其他”、“無所謂”、“不知道”。同樣刪除選擇“其他”、“無所謂”、“不知道”的樣本。關(guān)于父母職業(yè)和對子女的職業(yè)期望涉及到職業(yè)分類，之前相關(guān)研究使用了戈德索普、霍普等人關(guān)于職業(yè)階層劃分框架，但這種劃分主要是基于國外經(jīng)濟(jì)以及社會、人口結(jié)構(gòu)特征，是否適用于國內(nèi)職業(yè)階層劃分需要謹(jǐn)慎對待?；诖?，本研究采用的是中國社科院社會學(xué)研究所“當(dāng)代中國社會結(jié)構(gòu)變遷研究”課題組研究成果，根據(jù)該研究關(guān)于中國社會階層的分類結(jié)果結(jié)合問題選項(xiàng)將父母職業(yè)劃分為四組虛擬變量，將“無業(yè)、失業(yè)、下崗”作為參照組，把“技術(shù)工人(包括司機(jī))”、“生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工”、“商業(yè)與服務(wù)業(yè)一般職工”、“個(gè)體戶”以及“國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位領(lǐng)導(dǎo)與工作人員”、“企業(yè)/公司中高級管理人員”分別作合并處理；父母對子女職業(yè)期望結(jié)合問題選項(xiàng)設(shè)為兩組虛擬變量，把“技術(shù)工人(包括司機(jī))”作為參照組，將“科學(xué)家、工程師”、“教師、醫(yī)生、律師”、“設(shè)計(jì)師”、“藝術(shù)表演類人員”、“專業(yè)運(yùn)動(dòng)員”以及“國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員、公務(wù)員”、“企業(yè)/公司管理人員”分別作合并處理。

3.控制變量包括子女的性別(男性為1，女性為0)、戶口、兄弟姐妹數(shù)、民族以及自評健康狀況。為控制個(gè)人成長環(huán)境和城鄉(xiāng)區(qū)域之間發(fā)展不平衡性對子女認(rèn)知能力的影響，本研究引入戶口類別和兄弟姐妹數(shù)變量，其中戶口類別為兩分類虛擬變量，農(nóng)業(yè)戶口為參照組編碼為0②，非農(nóng)戶口編碼為1。兄弟姐妹數(shù)按照實(shí)際子女?dāng)?shù)作為連續(xù)變量處理，獨(dú)生子女家庭編碼為0。少數(shù)民族身份帶來比如上學(xué)費(fèi)用減免以及升學(xué)照顧等政策優(yōu)惠，因此本研究也控制了子女的民族(少數(shù)民族作為參照組編碼為0，漢族編碼為1)。另外，本研究也把自評健康狀況納入控制變量，通過CEPS問卷中“你現(xiàn)在的整體健康情況如何？”這一問題進(jìn)行測量，選項(xiàng)包括“很不好”、“不太好”、“一般”、“比較好”、“很好”。將此變量設(shè)為四組虛擬變量，以整體健康情況“很不好”作為參照組編碼為0。

(三)分析方法

針對因變量為子女認(rèn)知能力為連續(xù)變量，OLS線性回歸更容易解釋回歸結(jié)果。本研究首先以家庭經(jīng)濟(jì)條件和其他控制變量建立基本OLS線性回歸模型，再逐步引入父母學(xué)歷、父母職業(yè)和父母期望。OLS回歸容易忽視處于連續(xù)教育過程中重要階段轉(zhuǎn)變，因此本研究對七年級和九年級學(xué)生數(shù)據(jù)分別進(jìn)行OLS回歸，通過縱向比較得出家庭背景、父母期望對子女認(rèn)知能力影響更具解釋力的證據(jù)。按照上文關(guān)于變量的處理方法以及剔除缺失值樣本后，總計(jì)11 492份樣本納入模型，其中七年級學(xué)生樣本數(shù)5844，九年級樣本數(shù)5648。本研究利用spss19.0軟件對所有回歸模型進(jìn)行了共線性診斷，各解釋變量的方差膨脹因子(VIF)最大值為3.617，最小值為1.371，可認(rèn)為所有變量通過了多重共線性檢驗(yàn)。同時(shí)，模型的估計(jì)使用了調(diào)整的R平方，隨著變量的引入可以考察模型解釋力的變化。OLS模型不容易規(guī)避內(nèi)生性問題，一方面是被解釋變量與解釋變量之間的雙向交互影響導(dǎo)致，另一方面是設(shè)定偏誤(遺漏變量)導(dǎo)致。在難以找到十分合適的工具變量情況下，本研究對可能對子女認(rèn)知能力產(chǎn)生影響的諸如民族、戶口、兄弟姐妹數(shù)量等因素作為控制變量納入模型，同時(shí)對父母期望教育程度采取不同方式測量以檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性，盡量減少內(nèi)生性問題對本研究實(shí)證結(jié)果的沖擊。通過采用上述方法，本研究可以較好地克服模型變量之間的內(nèi)生性問題。

五、回歸結(jié)果分析

(一)七年級學(xué)生回歸分析

表3是七年級學(xué)生認(rèn)知能力影響因素的OLS模型。模型1檢驗(yàn)了家庭經(jīng)濟(jì)條件對子女認(rèn)知能力的影響。結(jié)果顯示，在控制性別、民族、

戶口等變量下，家庭經(jīng)濟(jì)條件為“比較富裕”和“很富?！睂ψ优J(rèn)知能力有顯著影響。具體來看，以家庭經(jīng)濟(jì)條件非常困難為參照組，家庭經(jīng)濟(jì)條件為“比較富?！钡淖优J(rèn)知能力得分比參照組多0.405；家庭經(jīng)濟(jì)條件為“很富?！钡淖优J(rèn)知能力得分比參照組多0.422。

在模型2中，在控制相關(guān)變量后，引入母親學(xué)歷和職業(yè)變量以檢驗(yàn)其對子女認(rèn)知能力的影響。母親職業(yè)為“農(nóng)民”對子女認(rèn)知能力有非常顯著影響(sig<0.001)，耐人尋味的是，以母親為無業(yè)、失業(yè)、下崗為參照組，母親職業(yè)為“農(nóng)民”的子女認(rèn)知能力比參照組低0.232，本研究認(rèn)為這主要由于城鄉(xiāng)差異和母親學(xué)歷不同。當(dāng)前城鄉(xiāng)教育資源配置不均衡，相對城市來說，農(nóng)村地區(qū)教育“軟件”和硬件配置都相對不夠完善，對子女認(rèn)知能力開發(fā)可能存在一定影響。另外，“無業(yè)、失業(yè)、下崗”主要是針對城鎮(zhèn)家庭所言，這種情況雖然會影響當(dāng)期家庭收入，但母親可以有相對更多支配時(shí)間教育子女，而農(nóng)民則更多是一種需要長期勞作的職業(yè)，對子女教育的精力和時(shí)間分配相對就少些，而且城市母親相比農(nóng)村母親學(xué)歷更高，可以利用自身文化和知識條件幫助指導(dǎo)子女。母親職業(yè)為“教師、工程師、醫(yī)生、律師”對子女認(rèn)知能力具有顯著影響(sig<0.05)，比參照組得分多0.117，但母親職業(yè)為“公務(wù)員、企業(yè)中高級管理人員”對子女認(rèn)知能力影響顯著為負(fù)，也就是比參照組少0.108，出現(xiàn)這種情況本研究認(rèn)為在中國家庭內(nèi)部分工中，母親對子女教育這種家庭內(nèi)部事務(wù)可能要承擔(dān)更多責(zé)任，而本身從事知識密集型或?qū)I(yè)技術(shù)崗位的母親在孩子教育方面更具經(jīng)驗(yàn)和優(yōu)勢，如果母親職業(yè)壓力較小以及具有寬松、規(guī)律的工作時(shí)間都有利于子女教育和認(rèn)知能力的培養(yǎng)。母親的學(xué)歷與子女認(rèn)知能力呈非常顯著的正相關(guān)，隨著母親學(xué)歷的提升，這種積極影響也逐漸提高，以小學(xué)及以下學(xué)歷為參照組，母親學(xué)歷為“初中”、“高中(含職業(yè)高中)、中專/技校”、“大學(xué)?？萍耙陨稀狈謩e比參照組子女認(rèn)知能力得分多0.114、0.214和0.420。

表3 七年級學(xué)生認(rèn)知能力影響因素回歸分析

注：(1)N=5844；(2)*sig<0.05；**sig<0.01；***sig<0.001，表4含義相同。

在模型3中，本研究引入父親職業(yè)和學(xué)歷變量，在控制相關(guān)變量后，父親職業(yè)對子女認(rèn)知能力均無顯著影響，這和前文關(guān)于父母雙方的家庭角色分析結(jié)論一致③，而父親的學(xué)歷和母親非常類似，即父親學(xué)歷越高，子女的認(rèn)知能力得分越高，以小學(xué)及以下學(xué)歷為參照組，父親學(xué)歷為“初中”、“高中(含職業(yè)高中)、中專/技?！?、“大學(xué)?？萍耙陨稀狈謩e比參照組子女認(rèn)知能力得分多0.105、0.212和0.438。通過與模型2對比分析，父母雙方學(xué)歷對子女認(rèn)知能力影響存在差異，僅當(dāng)父母學(xué)歷為“大學(xué)?？萍耙陨稀睍r(shí)，父親對子女認(rèn)知能力的邊際效應(yīng)略高于母親。

在模型4中我們引入母親的職業(yè)、學(xué)歷、父母對子女的教育期望和職業(yè)期望。在模型5中引入父親的職業(yè)、學(xué)歷、父母對子女的教育期望和職業(yè)期望。在控制相關(guān)變量后，我們發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)條件對子女認(rèn)知能力測試成績均無顯著影響，這和前文的理論分析一致，即家庭經(jīng)濟(jì)條件對子女教育沒有顯著影響。作為實(shí)現(xiàn)代際流動(dòng)的重要?jiǎng)恿?，在中國傳統(tǒng)文化感召和現(xiàn)實(shí)社會推動(dòng)下，特別是在九年義務(wù)教育階段，無論家庭條件如何，父母都希望并支持子女接受更好的教育，政府大力支持和義務(wù)教育階段的家庭教育開支偏少都使得在低年級階段，家庭經(jīng)濟(jì)條件對子女教育表現(xiàn)沒有顯著影響。同時(shí)，母親的職業(yè)對子女認(rèn)知能力影響和模型2基本一致，母親職業(yè)為“技術(shù)工人(包括司機(jī))”也對子女認(rèn)知產(chǎn)生顯著積極影響，父親的職業(yè)仍對子女認(rèn)知能力均無顯著影響。在模型4和模型5中，父母的教育期望和職業(yè)期望對子女認(rèn)知能力具有非常顯著的影響，以大專以下為參照組，期望子女獲得大專及以上學(xué)歷的子女認(rèn)知得分比參照組同為多0.504；父母的職業(yè)期望以技術(shù)工人(包括司機(jī))為參照組，期望子女職業(yè)為科學(xué)家、工程師等的子女認(rèn)知得分比參照組分別多0.251和0.256，期望子女職業(yè)成為政府工作人員、企業(yè)管理人員的子女認(rèn)知得分比參照組分別多0.326和0.329。在模型1到模型5中，父母教育期望對子女認(rèn)知測試得分的邊際效應(yīng)非常突出，在引入父母教育期望和職業(yè)期望后，調(diào)整后的模型擬合度也有明顯提升。

需要特別說明的是，在模型4和模型5中，父母雙方學(xué)歷對子女認(rèn)知能力影響呈現(xiàn)中間低、兩頭高的“U”型變化。父母學(xué)歷為“高中(含職業(yè)高中)、中專/技?！睍r(shí)，其對子女認(rèn)知能力均呈顯著負(fù)相關(guān)，以小學(xué)及以下為參照組，其比參照組子女認(rèn)知得分分別少0.167和0.183，這可能體現(xiàn)父母對子女教育和職業(yè)選擇方向的影響，擁有低學(xué)歷的父母希望子女能夠接受更多的知識教育，即獲取更高的學(xué)歷和文憑、獲取更好的工作以提升家庭地位，而高學(xué)歷父母利用自身豐富的文化和社會資本為子女接受更好的教育提供幫助，維持延續(xù)家庭文化資本優(yōu)勢。通過職業(yè)教育獲取一技之長從而在社會立足的父母會受自身經(jīng)歷、觀念以及周邊社會關(guān)系的影響，會更希望子女更早接受職業(yè)教育走向工作崗位，而接受職業(yè)教育在當(dāng)前環(huán)境下對學(xué)業(yè)成績相對要求不高，因此，父母對子女的學(xué)業(yè)要求和教育支持可能就相對要低。

對控制變量的解釋。從模型1到模型5顯示出兄弟姐妹數(shù)對子女認(rèn)知能力測試表現(xiàn)有非常顯著的負(fù)相關(guān)，每增加一個(gè)兄弟姐妹，子女認(rèn)知測試得分就會減少。民族對子女認(rèn)知能力也具有顯著正相關(guān)，以少數(shù)民族為參照，子女為漢族的認(rèn)知測試得分均高于少數(shù)民族子女。子女戶口總體講對子女認(rèn)知能力也有顯著影響；自評健康狀況在前三個(gè)模型中具有顯著影響，身體狀況較好有利于子女認(rèn)知能力的提升，但在模型4和模型5中這種影響不顯著，子女性別在全部模型中均無顯著影響，也就是七年級學(xué)生認(rèn)知能力沒有顯著性別差異。

(二)九年級學(xué)生回歸分析

表4是九年級學(xué)生認(rèn)知能力影響因素的OLS模型。和七年級模型一樣，在控制相關(guān)變量后，模型1到模型3分別納入家庭經(jīng)濟(jì)條件、母親職業(yè)學(xué)歷、父親職業(yè)學(xué)歷，模型4和模型5分別在模型2和模型3的基礎(chǔ)上納入父母教育期望和職業(yè)期望。從回歸結(jié)果來看，模型1中只有當(dāng)家庭經(jīng)濟(jì)條件“很富?！睍r(shí)才對子女認(rèn)知能力有顯著影響，在模型2和模型3中，父母親學(xué)歷為“初中”和“大學(xué)專科及以上”對子女認(rèn)知能力具有非常顯著的積極影響，但當(dāng)父母親學(xué)歷為“高中(包括職業(yè)高中)、中專/技?！本鶎ψ优J(rèn)知能力產(chǎn)生非常顯著的負(fù)效應(yīng)，以小學(xué)及以下為參照組，父母親學(xué)歷為“高中(包括職業(yè)高中)、中專/技?！钡淖优J(rèn)知測試得分相比要分別低0.199和0.164，不同于七年級父親職業(yè)無顯著影響和母親職業(yè)對子女認(rèn)知能力影響的倒“U”型分布，九年級模型中當(dāng)父母雙方職業(yè)為“農(nóng)民”時(shí)才有顯著負(fù)效應(yīng)，在引入父母教育期望和職業(yè)期望的模型4中，這種情況仍未發(fā)生變化。在模型5中，父親職業(yè)無顯著相關(guān)，父親學(xué)歷呈現(xiàn)“U”型相關(guān)，教育期望、職業(yè)期望影響非常顯著?？刂谱兞糠矫?，九年級學(xué)生民族、戶口、兄弟姐妹數(shù)對認(rèn)知能力具有顯著正效應(yīng)，身體狀況為“比較好”時(shí)對因變量有顯著影響，但總體上不夠顯著。學(xué)生性別變量仍無顯著性，兄弟姐妹數(shù)整體具有非常顯著負(fù)效應(yīng)。

表4 九年級學(xué)生認(rèn)知能力影響因素回歸分析

(三)比較分析

本研究對七年級和九年級學(xué)生分別建立5個(gè)模型進(jìn)行OLS回歸，從整體看，九年級的5個(gè)模型調(diào)整后的擬合度更高。從顯著影響因子、邊際效應(yīng)大小以及作用方向來看，兩個(gè)年級一致性較高，但兩個(gè)年級對子女認(rèn)知能力的邊際效應(yīng)還是有明顯差異。在模型2和模型3中，和七年級父母學(xué)歷對子女認(rèn)知能力均呈顯著正相關(guān)不同，父母學(xué)歷為“高中(包括職業(yè)高中)、中專/技?！睂拍昙墝W(xué)生認(rèn)知能力顯著負(fù)相關(guān)，因?yàn)榫拍昙墝W(xué)生面臨升學(xué)或者接受職業(yè)教育的選擇，而父母接受過職業(yè)教育對子女選擇將會產(chǎn)生重要影響，而傳統(tǒng)意義上“子承父業(yè)”這種習(xí)慣思維使得父母更加傾向于子女選擇職業(yè)教育。由于職業(yè)教育相對更容易獲得，因此父母對子女教育的緊迫感和對學(xué)習(xí)成績的要求有所放松，父母學(xué)歷也因此對九年級學(xué)生認(rèn)知能力的影響呈“正-負(fù)-正”U型變化。另外，父母教育期望和職業(yè)期望對九年級學(xué)生認(rèn)知能力邊際效應(yīng)要小一些，家庭經(jīng)濟(jì)條件對九年級學(xué)生認(rèn)知能力作用更弱，這反映出外在心理強(qiáng)化和條件支持對于高年級學(xué)生學(xué)習(xí)和認(rèn)知能力影響弱化，個(gè)人動(dòng)機(jī)和積極性逐漸發(fā)揮作用?？刂谱兞糠矫?，九年級學(xué)生戶口對其認(rèn)知能力影響在5個(gè)模型中均顯著，且邊際效應(yīng)均高于七年級，也就是說相比七年級，九年級學(xué)生戶口類型對其認(rèn)知能力影響更大。民族變量分別在兩個(gè)年級5個(gè)模型中均顯著正相關(guān)，但整體顯著性以及邊際效應(yīng)九年級低于七年級，而兄弟姐妹數(shù)在九年級學(xué)生的5個(gè)模型中，除保持非常顯著的負(fù)效應(yīng)外，邊際效應(yīng)的絕對值均明顯高于七年級，說明兄弟姐妹數(shù)對九年級學(xué)生認(rèn)知能力產(chǎn)生更加明顯的阻滯效應(yīng)。

六、結(jié)論與討論

關(guān)于家庭背景、父母期望與子女教育選擇、認(rèn)知能力的研究，國外已有大量研究成果。國內(nèi)學(xué)者近年來也作了一定研究，但更多的是把父母期望作為中間調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。受制于數(shù)據(jù)不充分而尚未開展不同年級、不同教育階段的對比研究。在此背景下，本研究結(jié)合中國傳統(tǒng)文化重視教育，強(qiáng)調(diào)父母教育責(zé)任以及家庭資源側(cè)重于向下一代分配等特點(diǎn)，考慮到當(dāng)前教育對于實(shí)現(xiàn)社會正常流動(dòng)的關(guān)鍵作用，提出家庭背景、父母期望獨(dú)立地對子女認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，并作出相關(guān)假設(shè)，運(yùn)用中國教育追蹤調(diào)查七年級和九年級學(xué)生數(shù)據(jù)對理論假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)條件在納入所有變量后對七年級和九年級學(xué)生認(rèn)知能力均無顯著影響；父母雙方學(xué)歷與七年級、九年級學(xué)生認(rèn)知能力均呈現(xiàn)非常顯著的“正-負(fù)-正”U型關(guān)系，父親學(xué)歷對七年級學(xué)生認(rèn)知能力影響更大，而母親學(xué)歷則對九年級學(xué)生認(rèn)知能力影響更大；父親職業(yè)對兩個(gè)年級學(xué)生認(rèn)知能力均無顯著影響，母親職業(yè)對七年級學(xué)生認(rèn)知能力影響呈非常顯著的“負(fù)-正-負(fù)”倒U型關(guān)系，僅當(dāng)母親職業(yè)為農(nóng)民時(shí)對九年級學(xué)生認(rèn)知能力產(chǎn)生顯著負(fù)效應(yīng)；父母教育期望和職業(yè)期望對兩個(gè)年級學(xué)生認(rèn)知能力具有非常顯著的影響，父母希望子女接受高等教育和從事專業(yè)技術(shù)類、政府機(jī)關(guān)、企業(yè)管理類工作有助于提高子女認(rèn)知能力，但這種積極作用七年級學(xué)生比九年級學(xué)生更為明顯。本研究采用兩個(gè)年級對比有利于避免截面數(shù)據(jù)可能造成的估計(jì)偏差，同時(shí)也可以發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)條件、父母期望變量在低年級和高年級間的作用機(jī)制和影響趨勢。

本研究也存在一定局限。家庭背景主要從經(jīng)濟(jì)條件和父母文化資本兩個(gè)方面探討對子女認(rèn)知能力的影響，并未納入社會資本以及家庭支持變量，這也將是后續(xù)研究的重點(diǎn)。同時(shí)由于問卷均由七年級和九年級學(xué)生填寫，其對問卷的理解能力以及受到當(dāng)前認(rèn)知能力、家庭條件或父母教育方式的影響，可能與實(shí)際情況存在偏差，從而影響測量的效度和信度。另外，對子女認(rèn)知能力影響，除家庭因素外，自我認(rèn)知水平、學(xué)校特征、國家政策也會影響子女認(rèn)知能力，家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對于不同類型的兒童，其作用途徑與影響因素也不盡相同，這幾方面的問題需要在后續(xù)研究中得以完善。

注釋：

①關(guān)于教育期望變量，除本研究操作方法外，還有通過將期望教育程度重新編碼為教育年限，對其進(jìn)行連續(xù)性測量，但考慮問卷中該問題選項(xiàng)對教育年限有重合區(qū)分度不高，如職業(yè)高中與普通高中在教育年限上并無差異。因此本研究采用以是否對子女具有高等教育期望進(jìn)行操作化。

②CEPS學(xué)生問卷中問題“你目前的戶口類型？”選項(xiàng)有“農(nóng)業(yè)戶口”、“非農(nóng)戶口”、“居民戶口”、“沒有戶口”，本研究主要考慮城鄉(xiāng)戶籍不同而可能存在的家庭社會經(jīng)濟(jì)條件和教育資源配置差異，實(shí)行居民戶口的地區(qū)一定程度上說明城鄉(xiāng)一體化和公共服務(wù)均等化發(fā)展較好，因此本研究選擇“居民戶口”和“非農(nóng)戶口”樣本合并，同時(shí)剔除了“沒有戶口”樣本。

③王甫勤、時(shí)怡雯(2014)研究得出，父輩職業(yè)背景對于個(gè)人大學(xué)教育獲得影響作用較小，主要是依據(jù)父親的職業(yè)來測量，未納入母親職業(yè)變量，本研究得益于CEPS豐富的問卷變量設(shè)計(jì)，補(bǔ)充母親職業(yè)變量并作出解釋。

[1]Ganzeboom, Harry,B. G., Donald,J. T., Wout, C.U. Comparative Intergenerationgal Stratification Research: Three Generations and Beyond[J]. Annual Review of Sociology,1991，27(4):135-167.

[2]布爾迪約,帕斯隆.繼承人：大學(xué)生與文化[M].邢克超，譯.北京：商務(wù)印書館，2002.

[3]Jacob, Brian, A., Tamara,W. Educational Expectations and Attainment[J]. the National Bureau of Economic Research,2010，30(7):49-78.

[4]Sewell, William, H., Shah, V. P. Socioeconomic Status, Intelligence, and the Attainment of Higher Education[J]. Sociology of Education,1967,40(1):1-23.

[5]Sewell, William, H., Haller, A. O., Portes, A. The Educational and Early Occupational Attainment Process[J]. American Sociological Review,1969,34(1):82-92.

[6]Zhan, Min. Assets, Parental Expectations and Involvement, and Children’s Educational Performance[J]. Children and Youth Services Review,2006,28(8):961-975.

[7]Seginer, Rachel. parents’ Educational Expectations and Children’s Academic Achievements: A Literature Review[J]. Merrill-Palmer Quarterly,1983,29(1):1-23.

[8]Stevenson, H. W., Stigler, J. W. The Learning Gap: Why Our Schools are Failing and What We can Learn form Japanese and Chinese Education[M]. New York :Touchstone，1992.

[9]李春玲.社會政治變遷與教育機(jī)會不平等：家庭背景及制度因素對教育獲得的影響(1940-2001)[J].中國社會科學(xué),2003(3):86-98.

[10]李 煜.制度變遷與教育不平等的產(chǎn)生機(jī)制：中國城市子女的教育獲得(1966-2003)[J].中國社會科學(xué),2006(4):97-109.

[11]劉精明.勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)變遷與人力資本收益[J].社會學(xué)研究,2006(6):89-119.

[12]吳愈曉.中國城鄉(xiāng)居民教育獲得的性別差異研究[J].社會,2012(4):112-137.

[13]趙延?xùn)|,洪巖壁.社會資本與教育獲得：網(wǎng)絡(luò)資源與社會閉合的視角[J].社會學(xué)研究,2012(5):47-68.

[14]王甫勤,時(shí)怡雯.家庭背景、教育期望與大學(xué)教育獲得基于上海市調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].社會,2014(1):175-195.

[15]劉保中,張?jiān)略?李建新.社會經(jīng)濟(jì)地位、文化觀念與家庭教育期望[J].青年研究,2014(6):46-55.

[16]周裕欽,廖品蘭.出身背景、教育程度及對子女教育期望之關(guān)聯(lián)性研究[J].教育與心理研究,1997(20):112-137.

[17]周 皓.家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、教育期望、親子交流與兒童發(fā)展[J].青年研究,2013(3):11-26.

(責(zé)任編輯 王婷婷)

Family Background, Parental Expectations and Child’s CognitiveAbilities:Empirical Evidence from China Education Panel Survey

ZHANG Qi-lin, LI Peng

(SocialSecurityResearchCenter,WuhanUniversity,Wuhan430072,Hubei，China)

The OLS Regression Model was used to analyze the data of Grade 7 and Grade 9 students in China Education Panel Survey. The study found no significant effect of family economic conditions and the father’s career on the child’s career cognitive ability; but a significant effect of mother’s occupation on cognitive ability of children in the low grades and a significant “negative-positive-negative” inverted “U” shaped changes.In the high grades, this trend was not significant in the child’s cognitive ability unless the mother’s occupation was “farmer”, i.e. they are negatively correlated; Both parents’ education showed a significant impact on child’s cognitive ability and a “positive-negative-positive” “U” type change. In addition, parental education expectation and career expectation have a very significant positive impact on the cognitive ability of students in both grades.

family background; education expectation; career expectation; children cognitive ability

2016-11-10

張奇林(1969-)，男，湖北省洪湖市人，武漢大學(xué)社會保障研究中心教授，博士生導(dǎo)師，主要從事社會保障理論與政策研究； 李 鵬(1986-)，男，河南省鄧州市人，武漢大學(xué)社會保障研究中心博士生，主要從事社會保障理論與政策研究。

教育部人文社科重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“中國社會救助制度改革研究”(15JJD630009)

C913.5

A

10.3963/j.issn.1671-6477.2017.03.0015