“望子成龍”有效嗎？＊
——基于親子教育期望偏差對學業(yè)成績的影響研究

成剛 杜思慧 余倩

（北京師范大學教育學部,北京 10875）

一、問題提出

學業(yè)成績是評價學生學習狀況和教育教學質量的關鍵指標，通常被視為教育生產(chǎn)函數(shù)研究的經(jīng)典結果變量，與之有關的教育投入要素涉及個體、家庭、學校等多個層面。其中，教育期望（educational expectation）因其在反映教育態(tài)度、預測教育獲得方面的穩(wěn)定作用，已成為相關研究普遍使用的重要投入變量（Sewell et al.,2003;李波,黃斌,2020;胡詠梅,元靜,2021）。教育期望指個體、父母或教師對學習者未來學業(yè)成就的預期（Yamamoto &Holloway,2010），基于代際視角可分為父母教育期望和子女自我教育期望，即父母希望子女達到的受教育程度和子女希望自己達到的受教育程度。

父母與子女之間的教育期望差異本身也是影響子女學業(yè)表現(xiàn)的因素之一。子女自我教育期望代表著個體對學生角色的認同標準，父母教育期望作為來自重要他人的外部評價，對子女學業(yè)發(fā)展影響重大。大量研究證據(jù)發(fā)現(xiàn)，子女感知到的父母教育期望與其自我教育期望并不完全一致，親子教育期望偏差（parent-child discrepancies in educational expectations）普遍存在（Smith,1981;Wang &Benner,2014）。一方面，亞洲父母更加認同努力可以帶來成功，對子女抱有更高的教育期望（Stevenson &Stigler,1992），中國父母尤甚（周愛保,馬小鳳,青柳肇,2006）。受到儒家傳統(tǒng)的廣泛影響，大多數(shù)中國家長盼望子女學有所成、光耀門楣，“望子成龍”的迫切心愿使得父母教育期望及子女對其的感知高于子女自我教育期望（劉保中,2017），形成上偏型親子教育期望偏差。另一方面，部分家長受制于家庭資源而對子女期望偏低（李穎暉,王奕軒,2019），子女的對應感知并未達到自我教育期望，下偏型親子教育期望偏差由此出現(xiàn)。青少年時期，出于子女對獨立自主和自我認同的強烈追求，相關偏差可能表現(xiàn)得更為突出（Grotevant &Cooper,1986）。并且，由于青少年男女生在教育價值認知、學業(yè)表現(xiàn)、父母參與等方面的差異，該階段的親子教育期望偏差呈現(xiàn)出明顯的性別分化趨勢（周菲,程天君,2016）。

親子教育期望偏差并不總是合理的。與個體身心發(fā)展需求不符的親子教育期望偏差，極有可能無益于學業(yè)進步、心理健康，甚至形成阻力。因此，從微觀視角考察家庭系統(tǒng)中的教育期望投入要素、厘清不同親子教育期望偏差類型的合理性是激發(fā)積極期望效應的關鍵前提。但當下該主題尚未獲得充分關注，已有研究尤其是國內研究對此的討論并不多見（羅良,郭筱琳,2019）?，F(xiàn)階段，學界對教育期望與學業(yè)成績關系的探索仍以對父母教育期望、自我教育期望的獨立分析為主，并且聚焦于期望偏高對子女心理狀態(tài)的影響。此外，已有同主題文獻的實證方法相對單一，以方差檢驗、相關分析、基礎回歸為主，內生性問題難以得到有效處理，這也在一定程度上使得同類研究未達成一致結論。而由于研究者多將親子教育期望偏差視作中介變量代入實證分析，對親子教育期望與學業(yè)成績之間作用機制的闡述更是少之又少。因此，本文使用2014—2015 年中國教育追蹤調查（CEPS）數(shù)據(jù)，聚焦以下問題：就影響子女學業(yè)成績而論，哪些類型的親子教育期望偏差是合理的？不同類型親子教育期望偏差的合理性是否存在差異？親子教育期望偏差通過何種路徑影響學業(yè)成績？影響效應是否具有性別異質性？

本文力圖進行以下創(chuàng)新：首先，綜合考慮親子教育期望的多種組合類型，增加對期望不足即下偏型親子教育期望偏差的關注，較為全面地探討不同親子教育期望偏差類型對學業(yè)成績的影響差異。其次，更新實證策略，引入傾向得分匹配法（propensity score matching，PSM）進行數(shù)據(jù)處理，控制選擇偏誤和混淆變量的影響，對可觀測特征進行類隨機化均衡處理，同時重視遺漏變量問題，以獲得精確、可靠的估計結果。再次，納入中介效應分析探究親子教育期望偏差影響學業(yè)成績的具體機理，基于認同控制理論的基本思想，解構相關教育生產(chǎn)過程中的“黑箱”。最后，立足我國特定文化背景下教育期望與學業(yè)場域中的性別化現(xiàn)象，觀察男生、女生群體的學業(yè)成績受到親子教育期望偏差影響時的不同表現(xiàn)。

文章后續(xù)結構安排如下：第二部分圍繞親子教育期望偏差與學業(yè)成績間的關系進行文獻綜述，提出研究假設；第三部分介紹研究數(shù)據(jù)與方法；第四部分呈現(xiàn)實證結果；第五部分解釋作用機制；第六部分歸納研究結論，提出對策建議。

二、文獻綜述與研究假設

（一）親子教育期望偏差與學業(yè)成績

現(xiàn)階段，闡述親子教育期望偏差影響學業(yè)成績乃至個體發(fā)展的專門理論尚未形成（羅良,郭筱琳,2019），但國內外研究者已引入社會學領域的認同控制理論（Identity Control Theory，ICT）對期望問題進行理論解讀（Stryker &Burke,2000;Gallagher,2016）。理論提出者Burke 等人認為，個體傾向于從他人那里尋求與他們看待自我的方式相一致的社會反饋。與自我觀點一致的他人反饋能夠使個體獲得自我認同，而不一致的反饋，無論是超出還是低于自我觀點，都會使個體的認同過程受到干擾乃至中斷，造成心理紊亂乃至不良表現(xiàn)。如果反饋沖突來自重要他人，個體將經(jīng)歷更大程度的焦慮與痛苦（Burke,1991;Burke,Peter,&Stets,2009）。

在教育期望應用情境下，父母教育期望即為來自重要他人的反饋，子女自我教育期望則是個體對學生角色的認同標準。當二者未能統(tǒng)一，即親子教育期望偏差存在時，個體將面臨欠佳的心理體驗，由此帶來的行為結果極有可能包括不夠理想的學業(yè)成績。已有研究結果能夠在一定程度上支持上述推論，例如，Hao 和Bonstead-Bruns（1998）使用美國大規(guī)模教育調查數(shù)據(jù)得出的分析結論表明，親子教育期望偏差對青少年的閱讀、數(shù)學及平均學分績點有顯著負向影響，藺秀云等（2009）基于北京市流動兒童數(shù)據(jù)、李適源和劉愛玉（2019）基于國內全國性青少年教育調查數(shù)據(jù)得出的實證結論與之基本一致。據(jù)此，提出本文的第一條研究假設：

假設1：親子教育期望偏差對青少年的學業(yè)成績有顯著負向影響。

（二）不同親子教育期望偏差類型與學業(yè)成績

按照認同控制理論，認知差異的作用效果可能會因差異方向不同而有所不同（Burke,1991）。整體而言，自我認同標準未能達到他人反饋時，個體可能會產(chǎn)生強烈的羞恥感和挫敗感。而自我認同標準高于他人反饋時，個體可能僅會產(chǎn)生不適感（Stets &Burke,2005）。

現(xiàn)有的親子教育期望偏差研究結論已經(jīng)證實，不同方向的親子教育期望偏差對學業(yè)成績的影響程度存在差異。Wang 和Benner（2014）面向美國青少年的分析結果顯示，感知到的父母教育期望高于自我教育期望的個體學業(yè)成績顯著較低，而感知到的父母教育期望低于自我教育期望甚至對子女學業(yè)成績有輕微的正向影響。國內文獻側重于對偏高的父母教育期望進行獨立研究，例如龔婧等（2018）對國內大規(guī)模青少年調研數(shù)據(jù)進行處理，發(fā)現(xiàn)較高的父母教育期望僅在特定區(qū)間內存在皮格馬利翁效應，過度高的父母教育期望會對子女學業(yè)成績產(chǎn)生消極影響。方晨晨（2018）使用不同數(shù)據(jù)資料的實證結果則表明，較高的父母教育期望對子女學業(yè)成績有顯著正向影響。相關研究尚未達成一致結論，有待后續(xù)驗證。

總的來看，以強烈的“望子成龍”心態(tài)為典型表現(xiàn)的上偏型親子教育期望偏差意味著子女尚未達到父母為子女制定的“應然目標”，難以彌合目標差異、擔憂父母期望落空等心態(tài)不利于良好學業(yè)成績的生成。下偏型親子教育期望偏差則表明子女學業(yè)表現(xiàn)已經(jīng)超出父母預期，子女心態(tài)相對平和輕松，這一狀態(tài)下的期望偏差對學業(yè)成績的影響效應可能隨之削弱。綜上，提出第二條研究假設：

假設2：與下偏型親子教育期望偏差相比，上偏型親子教育期望偏差對子女學業(yè)成績的負面影響更大。

（三）親子教育期望偏差影響學業(yè)成績的作用機制

伴隨著認同控制理論的深入發(fā)展，認同過程中的情緒反應受到廣泛關注，即認同標準與他人反饋的錯配如何通過一系列復雜的情緒表現(xiàn)作用于個體的外在行為（Stets &Burke,2005）。親子教育期望偏差研究已出現(xiàn)相關的心理學闡釋。例如，Gallagher（2016）指出，感知到的父母教育期望高于自我教育期望，具有致使青少年抑郁水平大幅上升的潛在風險，并且父母雙方過高的教育期望將會產(chǎn)生疊加作用，但感知到的父母教育期望低于自我教育期望并未對抑郁水平產(chǎn)生顯著影響（Gallagher,2016）。亦有研究提出，超過子女能力限制的父母期望將難以成為子女實際達到的目標，不合理的上偏期望易為子女帶來壓力過大、自我評價較低、積極情感水平更低、消極情感水平更高等多方面的不良影響（趙芳,趙燁燁,2005;郭筱琳等,2019）。由此看來，極有可能存在一些心理要素在親子教育期望偏差與學業(yè)成績之間發(fā)揮中介作用。

子女因父母教育期望感受到的心理壓力程度是其對他人反饋的直接和初始反應。在學業(yè)場域中，這種壓力更具體地表現(xiàn)為學業(yè)負擔，即學生對學習任務的主觀體驗。初中生的學業(yè)負擔主要通過情緒層面體現(xiàn)（艾興,王磊,2016），更為寬泛的負向情緒概念是一系列負面情緒的集合，能夠更加全面、準確地反映學生個體的生活狀態(tài)。上述三個變量均存在于家庭這一特定的教育場景之中，又能夠通過“壓力-效率”倒U 型關系（Yerkes &Dodson,1908）與學業(yè)投入、學業(yè)表現(xiàn)緊密相連，因而經(jīng)歷不合理親子教育期望偏差的個體更有可能面臨相關困擾，難以實現(xiàn)理想的學業(yè)產(chǎn)出（Macher et al.,2012）。如圖1 所示，親子教育期望偏差可能通過心理壓力、學業(yè)負擔和負向情緒最終作用于學業(yè)成績。據(jù)此，提出第三條研究假設：

圖1 親子教育期望偏差影響學業(yè)成績的作用機制

假設3：心理壓力、學業(yè)負擔和負向情緒在親子教育期望偏差和學業(yè)成績之間起中介作用。

（四）親子教育期望偏差影響學業(yè)成績的性別差異

考慮到我國特定文化背景下代際教育期望的性別差異，親子教育期望偏差影響學業(yè)成績的群體異質性值得深入探究。

大量實證結果表明，我國父母的教育期望存在男性偏好，對男孩的期望值通常高于女孩（楊習超,姚遠,張順,2016），與之相反，子女教育期望表現(xiàn)出“女高男低”趨勢（黃超,吳愈曉,2016）。此外，由于社會文化對女性有更加順從的要求，并且青少年女生的觀點采擇（perspective taking）能力本就更強，能夠更好地推斷父母的內部心理活動，因此女生的自我教育期望更可能接近感知到的父母教育期望，處于親子教育期望一致狀態(tài)（羅良,郭筱琳,2019）。亦有研究表明，男孩與父母的知覺差異顯著大于女孩與父母的差異（李彩娜,鄒泓,2007），因此男生更傾向于處于親子教育期望偏差特別是上偏的狀態(tài)，面臨心理壓力、學業(yè)負擔、負向情緒方面的困擾。與此同時，就學業(yè)成績而言，中學階段學業(yè)落后是我國“男孩危機”（boy crisis）的突出表現(xiàn)形式（李文道,趙霞,2010），男生青少年的學業(yè)成績整體低于女生。在親子教育期望偏差以及青少年男女生學習狀態(tài)存在性別差異的情況下，本文提出第四條研究假設：

假設4：與女生相比，男生的學業(yè)成績更易受到親子教育期望偏差的影響。

三、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自中國人民大學調查與數(shù)據(jù)中心設計實施的“中國教育追蹤調查”（以下簡稱CEPS）2014—2015 學年數(shù)據(jù)。該項目自2013 年開始面向28 個縣級單位（縣、區(qū)、市）調查點的學生及其家長、教師、學校展開，是目前教育領域最具全國代表性的數(shù)據(jù)資料之一。

本文以2014—2015 年調查中成功追訪個體的學生問卷作答結果為主要依據(jù)，結合2013—2014 年基線調查情況，對缺失的家庭背景、認知能力前測得分等信息進行匹配。剔除關鍵信息缺失個體后，最終選定分析樣本7884 個。

（二）變量說明

1.被解釋變量

學業(yè)成績是本文的被解釋變量。在數(shù)據(jù)處理過程中，為綜合衡量學生教育成就，該變量被具體操作化為樣本學生2014—2015 學年秋季學期期中考試語文、數(shù)學、英語三科成績的均值。為統(tǒng)一分數(shù)范圍，直觀反映學業(yè)成績相對位置，本文使用分學校計算得出的各科目Z 分數(shù)（均值=0，標準差=1）參與均值化處理，使得解釋變量的回歸系數(shù)能夠以標準差為單位解釋學業(yè)成績的變化。

2.核心解釋變量

親子教育期望偏差是本文的核心解釋變量，該變量表示以子女自我教育期望為參照，子女感知到的父母教育期望偏離的具體方向。

為判斷樣本個體的親子教育期望偏差類型，本文將學生問卷中“你父母對你的教育期望”“你希望自己書讀到什么程度”兩道題目的作答結果由低至高有序排列，進行比較與歸類。若感知到的父母教育期望等于子女自我教育期望，則個體所屬類別為“無偏型親子教育期望偏差”（以下簡稱“期望無偏型”）；若感知到的父母教育期望高于子女自我教育期望，則個體所屬類別為“上偏型親子教育期望偏差”（以下簡稱“期望上偏型”）；若感知到的父母教育期望低于子女自我教育期望，則個體所屬類別為“下偏型親子教育期望偏差”（以下簡稱“期望下偏型”）。

需要說明的是，本文未使用父母實際教育期望與子女自我教育期望進行比較，即未選用家長問卷中“家長希望孩子讀到什么程度”一題作答結果參與核心解釋變量的計算處理。原因在于：其一，子女感知到的父母教育期望是父母實際教育期望與子女自我教育期望間的媒介，是教育期望代際傳遞的中間環(huán)節(jié)。認同控制理論明確提出，個體心理環(huán)境中的輸入必須是以感知（perceived）形式出現(xiàn)的，正是子女感知到的父母教育期望與子女自我教育期望之間的差異，能夠直接造成內心沖突，從而影響學業(yè)表現(xiàn)。其二，CEPS 家長問卷僅由學生的一名家庭成員填寫，該填寫者僅可能是父母雙方中的一者，或是祖父母、其他親屬等家庭成員之一，作答結果無法反映父母教育期望的真實情況。

為詳細考察組間差異，本文基于上述分組構建兩個新類別：“期望有偏型”和“期望非上偏型”。前者由“期望上偏型”和“期望下偏型”兩類樣本共同構成，后者由“期望無偏型”和“期望下偏型”兩類樣本共同構成。本文重點關注四組比較：期望有偏型vs.期望無偏型，期望下偏型vs.期望無偏型，期望上偏型vs.期望無偏型，期望上偏型vs.期望非上偏型①。各組比較僅由參與比較的兩類樣本組成，并含有反映樣本親子教育期望偏差類型的虛擬變量，前一類樣本賦值為1，后一類樣本賦值為0。各組內部分別比較全樣本、男生樣本、女生樣本的估計結果，以探討性別差異。

3.控制變量

本文選擇的控制變量主要來自學生個體和家庭層面。學生層面的變量包括性別、戶口、獨生子女，并基于認知能力對學業(yè)成績的穩(wěn)定預測作用（梁興麗等,2020），引入基線調查中的認知能力測試得分作為學生學習能力的代理變量，削弱計量處理中潛在的內生性問題。家庭層面的變量包括父母婚姻狀態(tài)、父母受教育程度、家庭經(jīng)濟條件、家庭藏書量、父母職業(yè)聲望。表1 對相關變量進行了詳細的操作化說明。

表1 控制變量說明

（三）分析策略

1.普通最小二乘估計

以OLS 為基準估計，初步判斷親子教育期望偏差與學業(yè)成績之間的關系。在各組比較中依次設定如下模型：

其中，Zgradei表示學生i的平均標準化成績，ExpDcrpi表示反映親子教育期望偏差類型的虛擬變量，Ci表示控制變量，ε是隨機誤差項。

2.傾向得分匹配

需要注意的是，自選擇偏誤問題（self selection bias）是考察親子教育期望偏差影響學業(yè)成績時需要謹慎處理的核心問題之一，即干預實施之前，處理組和控制組群體就在會對研究結果產(chǎn)生影響的一些方面有所不同。例如，在教育期望研究中，學者普遍認為教育價值觀（梁文艷,葉曉梅,李濤,2018;余秀蘭,2020）、家庭遷移背景（馬俊龍,2017;王毅杰,黃是知,2019）等因素能夠同時對父母教育期望和子女自我教育期望產(chǎn)生顯著影響，而處理組和控制組群體可能本身就在相關方面存在殊異。此外，由于研究數(shù)據(jù)可能存在樣本選擇偏誤（sample selection bias），本文所用樣本可能在教育期望方面存在非隨機性。OLS 難以克服與之相關的內生性問題，因果推斷的內在效度無法保證。

為解決上述問題，本文選用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）進行糾正，通過反事實框架構建與事實相反的假想狀態(tài)，將特定類型的教育期望偏差視作干預，并度量此種干預帶來的處理效應。該方法既能實現(xiàn)處理組、控制組群體協(xié)變量的平衡分布，應對直接拆分樣本等非隨機因素造成的抽樣波動和估計偏誤，又能夠在不受函數(shù)形式、誤差項分布等限制的情況下處理內生性，所得結果具有更強的可信度。

傾向得分匹配法的具體使用思路為：通過logit 模型得到滿足某種教育期望比較類型的條件概率，即“傾向得分”，而后分別運用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配進行配對并進行檢驗。研究重點關注處理組平均處理效應（average treatment effects for the treated，ATT），即不同類型的教育期望偏差干預能夠為接受者帶來多大程度的成績變化。

使用Zgrade1i表示滿足某種教育期望偏差比較類型的學生的標準化成績，Zgrade0i表示不滿足該比較類型的學生的標準化成績，Ti=1 表示學生i 滿足某種教育期望偏差比較類型，Ti=0 表示不滿足該比較類型。那么，在控制可觀測特征Ci之后，有：

3.中介效應分析

為深入探究親子教育期望偏差影響青少年學業(yè)成績的作用機制，本文運用偏差校正的百分位Bootstrap 法進行中介效應檢驗。該方法是現(xiàn)階段最為理想的中介效應檢驗策略，能夠模擬從總體中抽取大量樣本的過程，在大樣本、無先驗信息的條件下具有非?？捎^的統(tǒng)計功效（方杰，張敏強，2012）。相應的統(tǒng)計分析借助SPSS23.0 以及Hayes（2018）編寫的Process 宏程序，在重復取樣次數(shù)為5000，置信區(qū)間為95%的設定下完成。

依據(jù)研究假設，本文重點考察心理壓力、學業(yè)負擔、負向情緒三個變量是否具有中介作用。參照薛海平和張媛（2019）、李長洪和林文煉（2019）等學者的處理方式，本文使用子女對父母教育期望的反饋表示心理壓力③，使用學習語文、數(shù)學、英語三門科目的平均吃力程度表示學業(yè)負擔④，使用過去七天內出現(xiàn)沮喪、不快樂、生活沒有意思、悲傷的平均頻率表示負向情緒⑤。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計結果

表2 報告了各變量的描述性統(tǒng)計結果。期望無偏型學生（5 130 個，65.07%）是研究樣本的構成主體，期望下偏型學生（1 551 個，19.67%）略多于期望上偏型學生（1 203 個，15.26%）。親子教育期望偏差類型不同，子女學業(yè)表現(xiàn)不同。整體來看，期望無偏型學生的平均標準化成績最高，期望下偏型學生次之，期望上偏型學生最低。

表2 描述性統(tǒng)計結果

此外，三種類型的學生的性別構成、戶口構成、家庭經(jīng)濟條件、父母受教育程度、父母職業(yè)聲望存在差異。一些主要特征表現(xiàn)為：其一，相較于女生，男生更多地處于期望上偏狀態(tài)。期望上偏型學生中六成為男生，期望無偏型與期望下偏型學生中的男女比例基本對等。這可能是因為，我國傳統(tǒng)社會的性別偏好、家庭教育中的性別化實踐，以及勞動力市場中的女性劣勢使得父母更傾向于對男生抱有偏高的教育期望（黃超,吳愈曉,2016），而社會文化對女性的順從要求等因素推動著女生達到親子教育期望一致的狀態(tài)。其二，非獨生子女更多地處于期望上偏狀態(tài)。期望上偏型學生中僅有36.7%是獨生子女，其余63.3%為非獨生子女。資源稀釋理論（resource dilution explanation）認為增加的子女數(shù)量會攤薄家庭教育資源，降低父母對子女的教育期望（Downey,2001），也有研究指出兄弟姐妹數(shù)量增多會拉低子女的教育期望和教育獲得（Blake,1981）。本文的數(shù)據(jù)特征表明，子女數(shù)量增加可能造成子女自我教育期望更大程度的下降。其三，家庭社會經(jīng)濟地位偏低的學生更多地處于期望上偏狀態(tài)。期望上偏型學生中，有60.1%為農(nóng)業(yè)戶口。期望無偏型學生在家庭經(jīng)濟、文化資本方面的整體條件最為優(yōu)越，期望下偏型學生次之，期望上偏型學生居于末位。造成這一現(xiàn)象的可能原因是，社會經(jīng)濟地位偏低家庭的父母對自身弱勢有切身體會，更迫切地希望子女通過教育渠道改善生活條件，實現(xiàn)社會流動（余秀蘭,2020），而社會經(jīng)濟地位偏低家庭中的子女則因同伴文化層次較低、追求教育的實用理性等原因，自我教育期望水平偏低（丁百仁,王毅杰,2016）。

為初步了解親子教育期望偏差與學業(yè)成績的關系，本文以期望無偏型為參照，進行不同期望偏差類型學生學業(yè)成績的組間比較，結果見表3。對全體樣本而言，期望有偏型（-0.099）、期望上偏型（-0.250）學生的學業(yè)成績均顯著低于期望無偏型學生（0.051），期望下偏型學生的學業(yè)成績（0.019）略低于期望無偏型學生，但差異不顯著。其中，期望上偏型學生的成績差值最大（-0.301）。分性別的檢驗結果表明，男生群體的整體學業(yè)成績（-0.234）低于女生群體（0.247），并且期望有偏型、期望下偏型、期望上偏型男生的成績差值（-0.146，0.026，-0.279）均在絕對值水平上高于同組別女生（-0.099，-0.025，-0.216）。期望下偏型類別中，男女生群體的成績差值方向相反。因此我們推測，青少年學業(yè)成績受到親子教育期望偏差特別是期望上偏的負向沖擊，且男生受到的影響程度更大。后文將通過計量模型對此進行詳細驗證。

表3 分組別學業(yè)成績比較

（二）OLS 估計結果

通過OLS 回歸考察不同親子教育期望偏差類型的學業(yè)成績是否存在顯著差異，結果見表4（1）欄。在四組比較中，僅期望下偏組與期望無偏組比較的系數(shù)結果不顯著。綜合其余三組回歸結果，親子教育期望偏差顯著負向影響學業(yè)成績，期望有偏型學生的學業(yè)成績比期望無偏型學生低0.086 個標準差。分偏差類型來看，期望下偏對學業(yè)成績無顯著影響，期望上偏的影響效應為負且顯著，期望上偏型學生的學業(yè)成績比期望無偏型學生低0.189 個標準差，比期望非上偏型學生低0.185 個標準差。

表4 最小二乘回歸（OLS）和處理組平均處理效應（ATT）結果

分性別的估計結果進一步說明，男女生群體中都存在親子教育期望偏差對學業(yè)成績的影響。期望上偏型與期望無偏型學生的對比結果顯示，期望上偏型男生的學業(yè)成績比期望無偏型男生顯著低0.211 個標準差，而期望上偏型女生的學業(yè)成績僅比期望無偏型女生顯著低0.158 個標準差。在期望上偏型與期望非上偏型學生的比較中，男生、女生的回歸系數(shù)分別為-0.212 和-0.148。相比之下，期望下偏對學業(yè)成績的影響效應均較小且不顯著，未顯示出確定方向。

但是，OLS 回歸作為一種典型的參數(shù)估計方法，可能存在前文提及的內生性問題。為此，本文進一步借助PSM 方法對樣本數(shù)據(jù)進行處理，以得到更為可靠的估計結果。

（三）PSM 估計結果

運用Logit 模型估計控制混淆變量后學生個體滿足某種親子教育期望偏差類型的傾向得分。結果表明，男生、非獨生子女、家庭藏書量偏少的個體更易出現(xiàn)期望上偏狀態(tài)，進一步強化了描述性統(tǒng)計部分的相應結論。相比之下，對期望下偏產(chǎn)生顯著影響的因素較少。根據(jù)預測的傾向得分結果，分別選用最近鄰匹配（caliper=0.01，k=4）、半徑匹配（caliper=0.01）、核匹配三種匹配方法進行后續(xù)分析。估計平均處理效應前的檢驗結果顯示，傾向得分在處理組與控制組中具有足夠大的共同支撐域，僅損失少量樣本，共同支撐假設成立。匹配后處理組和對照組的平衡性檢驗結果顯示，所有變量匹配后的標準化偏差均小于10%，即匹配過程實現(xiàn)了數(shù)據(jù)有效平衡。

表4（4）至（6）欄呈現(xiàn)了基于匹配后樣本計算得出的平均處理效應（ATT）結果。對個體特征、家庭特征進行控制后，三種匹配方法的估計結果的符號、大小、顯著性水平基本一致。期望有偏型與期望無偏型學生的全體比較結果顯示，期望有偏型學生的學業(yè)成績分別比期望無偏型學生顯著低0.115、0.090、0.083 個標準差。具體來看，期望上偏型學生的學業(yè)成績較期望無偏型學生顯著低0.185 至0.219 個標準差，較期望非上偏型學生顯著低0.184 至0.192 個標準差。期望下偏型學生的學業(yè)成績略低于期望無偏型學生，但對應結果不顯著。

PSM 估計結果同樣表明，期望上偏對男生、女生學業(yè)成績的影響程度不同。在期望上偏型與期望無偏型學生的比較中，期望上偏型男生的學業(yè)成績以0.209 至0.234 個標準差低于期望無偏型男生，而期望上偏型女生的學業(yè)成績僅以0.155 至0.170 個標準差顯著低于期望無偏型女生。在期望上偏型與期望非上偏型學生的比較中，男生組的最近鄰匹配和半徑匹配結果為-0.211，核匹配結果為-0.214，均在絕對值水平上顯著高于女生組的匹配結果-0.185、-0.156、-0.147。以上估計結果均在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計學意義，因此，期望上偏對男生群體學業(yè)成績的沖擊程度更大。

（四）穩(wěn)健性檢驗

PSM 處理結果表明，使用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配三種方法得出的結果在方向、大小上基本一致，能夠說明研究結果的穩(wěn)健性較好。為深入考察實證結果的穩(wěn)健性情況，本文采用替換變量的方法進行檢驗。選用同期數(shù)學成績標準分作為被解釋變量平均標準化成績的替代變量，進行OLS 和PSM 處理后，所得結果見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果（以數(shù)學成績標準分為被解釋變量）

據(jù)表可知，與前文估計結果相比，親子教育期望偏差變量對應系數(shù)的符號、大小非常接近，且顯著性水平未發(fā)生明顯變化。因此，本文采用的實證模型穩(wěn)健性良好。

五、機制分析

綜合全體樣本的OLS 和PSM 估計結果可知，親子教育期望偏差顯著負向影響青少年的學業(yè)成績，這與Hao（1998）、藺秀云（2009）、李適源（2019）的研究結論基本一致，研究假設1 得到驗證。分類型比較結果顯示，上偏型親子教育期望偏差對學業(yè)成績有顯著的負向影響效應，下偏型親子教育期望偏差的影響效應不顯著，研究假設2 部分得證。分性別比較結果表明，與女生相比，男生群體的學業(yè)成績更易受到期望上偏的沖擊，研究假設4 也得到部分支持?；谏鲜霭l(fā)現(xiàn)，本文進一步使用Bootstrap 法驗證上偏型親子教育期望偏差和學業(yè)成績之間的中介作用，模型設定以期望上偏為解釋變量，學業(yè)成績?yōu)楸唤忉屪兞?，心理壓力、學業(yè)負擔、負向情緒為中介變量，個體、家庭特征等控制變量與前文各模型保持一致。檢驗結果的判斷標準為，如果估計系數(shù)的95%置信區(qū)間不包含0，則中介效應顯著。

使用期望上偏型樣本和期望無偏型樣本得出的檢驗結果如表6 所示。在期望上偏可能影響學業(yè)成績的三條間接路徑中，各路徑的95%置信區(qū)間均未包括0。并且，期望上偏作為個體心理比較的產(chǎn)物，對學業(yè)成績有直接且顯著的負向影響。因此，心理壓力、學業(yè)負擔和負向情緒均能夠作為獨立的中介變量預測學業(yè)成績，在上偏型親子教育期望偏差和學業(yè)成績間起部分中介作用，效應大小依次為-0.013、-0.062、-0.011，研究假設3 部分得證。

表6 中介效應檢驗結果

研究樣本的調查數(shù)據(jù)進一步表明，期望上偏型、期望無偏型、期望下偏型個體在心理壓力、學業(yè)負擔和負向情緒水平方面均存在顯著差異（F=106.189，p＜0.01；F=72.518，p＜0.01；F=33.057，p＜0.01）。期望上偏型個體的心理壓力水平最高，期望無偏型個體次之，期望下偏型個體最低。在學業(yè)負擔和負向情緒方面，由高至低排序依次為期望上偏型個體、期望下偏型個體和期望無偏型個體。各事后檢驗結果均在5%及以下水平上顯著。我們推測，期望上偏型青少年學業(yè)表現(xiàn)不佳可能與過高學業(yè)及心理壓力導致的學習效率偏低和學業(yè)投入不足有關，長此以往，相關個體極有可能出現(xiàn)自我效能感欠佳（朱曉斌,王靜麗,2009）、意志控制偏差（潘斌等,2016）、幸福感不足（賈瑜,2020）等更為嚴峻的心理問題。

需要說明的是，期望下偏型個體各中介變量取值相對合理、下偏型親子教育期望偏差對學業(yè)成績的影響效應不顯著，并不意味著感知到的父母教育期望低于子女自我教育期望是合理的。一方面，研究數(shù)據(jù)顯示，與其他個體（3.078）相比，期望下偏型個體更傾向于認為父母對自己的未來沒有信心（3.034）（t=2.172，p＜0.05）⑥，偏低的父母信心不利于子女積極信念的形成（賀光燁,李博雅,2020）。另一方面，父母教育期望與父母教育卷入顯著正相關（Wu et al.,2018），因此，親子教育期望偏差下偏極有可能預示著父母教育卷入程度不足，這既不利于子女學業(yè)效能感及成績表現(xiàn)的良性提升（郭筱琳等,2017），也將更深層次的影響子女的認知能力和社會性技能的健康發(fā)展（羅良,2011）。

立足性別視角的研究假設4 同樣能夠通過上述中介機制得到合理解釋。心理壓力方面的全樣本結果顯示，相較于女生（2.820），男生的壓力水平（2.988）顯著高出0.178 個單位（t=6.898，p＜0.01），而在期望上偏型樣本中，這一差值增大至0.232 個單位，期望上偏型男生的壓力水平（3.402）依舊顯著高于期望上偏型女生（3.170）（t=3.356，p＜0.01），學業(yè)負擔和負向情緒方面的檢驗也呈現(xiàn)出類似趨勢。以上發(fā)現(xiàn)與已有文獻中青少年男生感受到更高父母壓力的結論有效呼應（王立金等,2018），并強化了中介機制的有效性。此外，研究數(shù)據(jù)能夠證明青少年群體中男生學業(yè)危機現(xiàn)象的存在，男生的學業(yè)平均標準化成績（-0.234）顯著低于女生（0.247）（t=-22.878，p＜0.01）。已有研究表明，在成績劣勢與心理、情緒壓力的共同作用下，青少年男生的學業(yè)自我概念較低（郭成,周仁會,李振興,2018），這也將成為他們實現(xiàn)學業(yè)成績突破的一大難關。

六、結論與建議

本文使用2014—2015 年“中國教育追蹤調查”統(tǒng)計數(shù)據(jù)，探討親子教育期望偏差對青少年學業(yè)成績的影響，實證結果顯示：（1）親子教育期望偏差顯著負向影響青少年的學業(yè)成績；（2）以強烈的“望子成龍”心愿為典型表現(xiàn)的上偏型親子教育期望偏差并不合理，對子女學業(yè)成績有顯著負向影響，而下偏型親子教育期望偏差與學業(yè)成績之間不存在顯著關系；（3）心理壓力、學業(yè)負擔和負向情緒在上偏型親子教育期望偏差和學業(yè)成績之間起部分中介作用；（4）與女生相比，男生的學業(yè)成績更易受到上偏型親子教育期望偏差的負向沖擊。

基于以上結論，本文為青少年家庭教育提出如下建議：一方面，家長群體應正視親子教育期望偏差對學業(yè)成績及個人發(fā)展的重要影響，不盲目追求教育的外在效應，深入理解教育的內在價值，盡可能充分了解并客觀評價子女的學業(yè)能力、未來方向，形成合理適度的教育期望、理性平和的教育心態(tài)。青少年時期是個體認同建立和價值形成的重要階段（Erikson,1959），家長群體更應重視親子互動，平等對話，及時溝通，有效調節(jié)子女的心理壓力、學業(yè)負擔和負向情緒。通過趨向一致的親子教育期望激發(fā)正向的期望效應，在幫助子女取得良好學業(yè)成績的同時，塑造積極的自我認識與價值取向。另一方面，家長群體應對男孩的教育期望問題給予更多關注，針對男生群體更為強烈的獨立性需求和叛逆行為，主動調整教育方式，增進親子交流，減輕心理負擔，以幫助他們克服學業(yè)困難，樹立教育信心，助力健康成長。

最后，本文尚存在兩點局限：一是著重關注親子教育期望偏差類型，而未對偏差程度進行專門考量，因而對親子教育期望偏差影響學業(yè)成績作用機制的解釋值得進一步豐富；二是選用的估計策略雖然能在一定程度上通過實現(xiàn)樣本有效配對規(guī)避選擇偏差問題，但仍難以完全克服內生性問題，研究結論的因果解釋效力仍有提升空間。后續(xù)研究可通過聚焦期望偏差程度、使用大規(guī)模追蹤數(shù)據(jù)、引入準實驗方法等路徑獲得更加詳實、嚴謹?shù)膶嵶C結論。

（成剛工作郵箱：cg@bnu.edu.cn）

注釋：

①理論意義上，僅需要對前三組比較進行考量。但多數(shù)文獻重視對父母教育期望偏高及過高現(xiàn)象（對應本文所指的期望上偏型個體）進行獨立考察，因此本文添加第四組比較，方便進行研究結果間的對比與討論。

②參照李春玲（2005）、崔盛和宋房紡（2019）的處理思路，以工作種類為基礎進行三級編碼。具體對應關系為：農(nóng)民/無業(yè)、失業(yè)、下崗=1，教師、工程師、醫(yī)生、律師/技術工人/生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工/商業(yè)與服務業(yè)一般職工/個體戶=2，國家機關事業(yè)單位領導與工作人員/企業(yè)/公司中高級管理人員=3。

③按照“你對這種期望（父母對你的教育期望）感到”一題作答結果，由“毫無壓力”至“壓力很大”有序編碼（1-5）。

④按照“你現(xiàn)在學語文/數(shù)學/英語感覺吃力嗎”三題作答結果，由“一點也不吃力”至“特別吃力”有序編碼（1-4），取算數(shù)平均值。

⑤按照“在過去七天內，你是否有沮喪/不快樂/生活沒有意思/悲傷難過的感覺”四題作答結果，由“從不”至“總是”有序編碼（1-5），取算數(shù)平均值。由于CEPS 追訪調查學生問卷中刪除了對抑郁狀態(tài)的考察題項，本文與李長洪和林文煉（2019）選用的負向情緒代理變量稍有差異。

⑥按照“你父母對你的未來是否有信心”一題作答結果，由“根本沒有信心”至“很有信心”有序編碼（1-4）。