家庭結(jié)構(gòu)對青少年學(xué)業(yè)能力影響的實(shí)證研究*
——基于國際學(xué)生評估項(xiàng)目（PISA2012）上海數(shù)據(jù)的分析

曹　謙

（清華大學(xué)社會(huì)學(xué)系，北京100084）

家庭結(jié)構(gòu)對青少年學(xué)業(yè)能力影響的實(shí)證研究*
——基于國際學(xué)生評估項(xiàng)目（PISA2012）上海數(shù)據(jù)的分析

曹謙

（清華大學(xué)社會(huì)學(xué)系，北京100084）

通過擬合模型發(fā)現(xiàn)，不論是獨(dú)生子女家庭類型，還是非獨(dú)生子女家庭類型中，與母親共同生活的子女學(xué)業(yè)能力都比那些缺失母親的子女要更好。但與此同時(shí)，母親對青少年學(xué)業(yè)能力的影響還受到兄弟姐妹家庭成員的約束，即使在沒有母親陪伴生活的條件下，獨(dú)生子女青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率仍高于那些來自有母親的非獨(dú)生子女家庭的青少年。雖然獨(dú)生子女政策引發(fā)了諸多的社會(huì)弊端，但是單從青少年學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)而言，獨(dú)生子女家庭的青少年享受了較為集中的家庭資源，從而使其學(xué)業(yè)能力的表現(xiàn)要比那些非獨(dú)生子女家庭更好。

國際學(xué)生評估項(xiàng)目；基礎(chǔ)教育；家庭結(jié)構(gòu)；學(xué)業(yè)能力；青少年

一、引言

國際學(xué)生評估項(xiàng)目簡稱為PISA（Programme for International Student Assessment），它是由經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Cooperation and Development，簡稱OECD）領(lǐng)導(dǎo)的學(xué)生能力國際評估項(xiàng)目。OECD秉持的信念是“今天的教育即明天的經(jīng)濟(jì)”。出于對發(fā)達(dá)國家基礎(chǔ)教育質(zhì)量的反思，為了進(jìn)一步改善教育政策，OECD于2000年正式實(shí)施了跨國學(xué)生評估，之后每隔三年評估一次。PISA項(xiàng)目所針對的是未來社會(huì)青年，他們在即將結(jié)束基礎(chǔ)教育前，應(yīng)已具備相關(guān)解決問題的基本能力，這是基礎(chǔ)教育的核心目標(biāo)。因此，PISA項(xiàng)目并不以單純的書本知識為核心，而是著重研究全球基礎(chǔ)教育末期15歲青少年在個(gè)人、工作和社會(huì)生活中能夠運(yùn)用已學(xué)知識和技能態(tài)度去解決相關(guān)問題的能力（張民選等，2011）。除此以外，PISA學(xué)生問卷還涉及諸多關(guān)于教育分層的分析變量，因此方便研究者了解全球基礎(chǔ)教育的公平性。

2009年中國上海地區(qū)15歲青少年學(xué)生首次參與PISA全球測試評估（陸璟，2009）。令人驚喜的是，2009年上海區(qū)學(xué)生在三項(xiàng)測試（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)）均斬獲冠軍，引起了全球基礎(chǔ)教育研究和社會(huì)人士的大討論。從2000年至2006年期間，芬蘭作為西方國家高質(zhì)量基礎(chǔ)教育的代表一直是學(xué)習(xí)的榜樣，一直被譽(yù)為世界基礎(chǔ)教育體系最好的國家（Sahlberg，2011）。然而，上海學(xué)生的優(yōu)秀表現(xiàn)打破了西方人所持有的刻板印象，甚至有學(xué)者認(rèn)為，這是全球基礎(chǔ)教育方向標(biāo)從西方芬蘭轉(zhuǎn)向東方上海的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，標(biāo)志著亞洲世紀(jì)的形成（Sellar and Bob，2013）。2012年P(guān)ISA測試結(jié)果再一次展現(xiàn)了上海學(xué)生的優(yōu)異表現(xiàn)。

青少年的學(xué)習(xí)生活中除了學(xué)校以外，家庭是青少年最密切相關(guān)的場所。家庭作為代際文化資本與經(jīng)濟(jì)資本等傳遞的主要媒介，其本身的家庭結(jié)構(gòu)對青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)也值得認(rèn)真探討。本文的研究目的是利用上海2012年的PISA數(shù)據(jù)來探討家庭結(jié)構(gòu)對學(xué)生學(xué)業(yè)能力影響的情況。研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女家庭與非獨(dú)生子女家庭結(jié)構(gòu)以及母親是否缺失對青少年學(xué)業(yè)能力影響較大。

二、文獻(xiàn)綜述

科爾曼很早就指出學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和家庭背景有著極大的關(guān)系（Coleman etal.，1966），此后這一觀點(diǎn)被眾多的實(shí)證研究印證。國內(nèi)學(xué)者對教育分層研究也大都基于父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景，階層差異會(huì)導(dǎo)致代際教育資源差異的理論假設(shè)。

作為本文重點(diǎn)討論的家庭結(jié)構(gòu)因素，以往的文獻(xiàn)也多有涉及。單親家庭的學(xué)生往往在學(xué)校測試中處于劣勢（Downey，1994；Rodgers and Rose，2001）。在核心家庭中，單親家庭對兒童教育的獲得負(fù)面影響較大（劉精明，2008）。2009年P(guān)ISA上海數(shù)據(jù)顯示，單親家庭學(xué)生數(shù)學(xué)成績顯著低于雙親家庭學(xué)生（侯玉娜、沈愛祥，2014）。除此以外，研究表明離異家庭的子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)要比非離異家庭子女差（Dronkers，1999）。父親缺失的家庭子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)比有父親的家庭要差，并且缺失父親的家庭對男孩子的負(fù)面影響高于女孩子（Sigle-Rushton and McLanahan，2004）。Downey（1994）研究指出盡管單親父親家庭的孩子比單親母親的家庭孩子要有更多的經(jīng)濟(jì)資源，但單親母親比單親父親更能夠給孩子提供人際關(guān)系資源（interpersonal resources），單親父親家庭的孩子學(xué)業(yè)表現(xiàn)并沒有比單親母親家庭要好。Ruben Anguiano（2004）區(qū)分了雙親家庭（Two-parent households）、雙親聯(lián)合家庭（extended two-parent households）、單親聯(lián)合家庭（extended family households），并論證了雙親家庭對學(xué)生完成高中學(xué)業(yè)起到顯著性積極影響。Holly Heard（2007）將家庭結(jié)構(gòu)分為親生父母家庭，親生母親及繼父家庭，親生父親及繼母家庭，單親母親家庭，單親父親家庭，無父母家庭，并指出種族差異對家庭結(jié)構(gòu)的影響有所作用，單親母親家庭結(jié)構(gòu)對黑人青少年的學(xué)習(xí)成績負(fù)面影響相對較弱，無父無母家庭結(jié)構(gòu)對西班牙青少年的學(xué)習(xí)成績負(fù)面影響相對較弱。Judith Blake（1981）研究了家庭子女?dāng)?shù)量對子女教育質(zhì)量的影響，指出家庭子女?dāng)?shù)越多反而不利于子女的教育發(fā)展，并在此基礎(chǔ)上提出了資源稀釋理論假設(shè)。中國社會(huì)中，家庭同胞數(shù)量對兒童教育機(jī)會(huì)的影響總體是負(fù)面的（劉精明，2008）。Lu Yao和Donald Treiman（2008）在中國的歷史背景下分析了家庭子女?dāng)?shù)量與教育獲得的關(guān)系，指出當(dāng)教育機(jī)會(huì)減少和需要競爭時(shí)，大家庭的孩子（尤其是女孩）獲得教育的機(jī)會(huì)會(huì)減少；當(dāng)教育擴(kuò)張并且教育費(fèi)用相對便宜時(shí)，家庭子女?dāng)?shù)越多的負(fù)效應(yīng)就消失了。不論在什么歷史時(shí)期（前社會(huì)主義，社會(huì)主義初期，“文革”時(shí)期，經(jīng)濟(jì)改革開放時(shí)期），男孩的受教育機(jī)會(huì)都不受家庭子女?dāng)?shù)的影響。女孩子的受教育機(jī)會(huì)在教育資源稀缺時(shí)受到家庭子女?dāng)?shù)的負(fù)面影響，但這種負(fù)效應(yīng)在“文革”時(shí)期由于倡導(dǎo)平等主義消失了（Lu&Treiman，2008）。兄弟姐妹數(shù)量越多，尤其當(dāng)她們有兄弟的情況下，女孩子受教育的時(shí)間相對男孩子要少（葉華、吳曉剛，2011）。

總的來看，對家庭結(jié)構(gòu)對子女教育的影響分析基本分為三大類別，一類是關(guān)注單親和雙親家庭對子女的影響，一類是家庭兄弟姐妹的數(shù)量對子女教育的影響，還有一類就是關(guān)心父母離異的家庭對孩子的負(fù)面學(xué)業(yè)影響。這些研究要么是單方面的關(guān)注到獨(dú)生子女與獨(dú)生子女的差異，要么是單方面的關(guān)注父母缺失情況對學(xué)生的影響，均未能綜合考慮到獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女家庭中父母缺失情況的交叉影響關(guān)系。這將是本文的研究重點(diǎn)與突破點(diǎn)。

三、研究假設(shè)、數(shù)據(jù)和變量處理

非獨(dú)生子女家庭具體可以分為兩類，一類是家里僅有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)【I】），另一類是既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)【II】）。父母、祖父母是否缺失將嵌套在獨(dú)生子女家庭和非獨(dú)生子女家庭結(jié)構(gòu)中討論。本文利用2012年上海市PISA原始數(shù)據(jù)，在控制父輩教育水平、職業(yè)地位、家庭物質(zhì)條件后，對上海市15歲青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)行分析，以此希望進(jìn)一步了解家庭結(jié)構(gòu)中父母、兄弟姐妹、祖父母及其他家人與青少年共同生活對他們學(xué)業(yè)能力的影響。本文的具體假設(shè)如下：

假設(shè)1：在家里與父親一起生活對學(xué)業(yè)能力有顯著影響；

假設(shè)2：在家里與母親一起生活對學(xué)業(yè)能力有顯著影響；

假設(shè)3：在家里與兄弟一起生活對學(xué)業(yè)能力有顯著影響；

假設(shè)4：在家里與姐妹一起生活對學(xué)業(yè)能力有顯著影響；

假設(shè)5：在家里與祖父母一起生活對學(xué)業(yè)能力有顯著影響。

本文所利用的數(shù)據(jù)是來自O(shè)ECD2012年P(guān)ISA上海市原始數(shù)據(jù)中的學(xué)生問卷。該問卷收集了參加測試的學(xué)生相關(guān)背景信息和測試結(jié)果。2012年上海市共有155所學(xué)校的6374名15歲學(xué)生實(shí)際參加PISA測試（田凌暉，2014），整理發(fā)布的PISA2012數(shù)據(jù)中上海市樣本量為5177名。筆者對缺失值進(jìn)行重新編碼處理后，保證了樣本量沒有發(fā)生變化，并在模型中控制了缺失值。

性別變量沒有缺失值，女學(xué)生共有2637人（50.94%），男學(xué)生共有2540人（49.06%）。PISA2012上海數(shù)據(jù)中有單獨(dú)對家庭中與父母，兄弟姐妹、祖父母及其他人生活的數(shù)據(jù)信息（見圖1）。在家里與母親共同生活的共有4835名青少年（93.39%），沒有與母親共同生活的有252名（4.87%），沒有回答的占到了1.74%。在家里與父親共同生活的青少年有4477人（86.48%），沒有和父親一起生活的有511人（9.87%），沒有回答的占到了3.65%。在家里與兄弟一起生活的有589人（11.38%），沒有與兄弟一起生活的有3655人（70.60%），沒有回答的有933人（18.02%）。在家里與姐妹一起生活的有558人（10.78%），沒有和姐妹一起生活的有3665人（70.79%），沒有回答的有954人（18.43%）。在家里與祖父母一起生活的有1645人（31.78%），沒有與祖父母一起生活的有2768人（53.47%），沒有回答的有764人（14.76%）。在家里與其他人一起生活的有393人（7.59%），沒有與其他人一起生活的有3781人（73.03%），沒有回答的有1003人（19.37%）。

父親教育水平中，擁有高中或中專學(xué)歷的比例最高，占到了25.88%（1340人），其次是小學(xué)畢業(yè)的占到了25.34%（1312人），再次是大學(xué)及本科以上學(xué)歷的，占到了22.64%（1172人）。母親教育水平中，小學(xué)畢業(yè)的比例最高，占到了28.59%（1480人），其次是高中或中專學(xué)歷的，占到了23.05%（1194人），再次是本科及以上學(xué)歷，占到了19.32%（1000人）。

家庭物質(zhì)條件狀況在PISA2012數(shù)據(jù)中是處理后的數(shù)值型變量，有效樣本為5170人，均值是-0.44，標(biāo)準(zhǔn)差為0.9，最小值為-4.48，最大值為3.96。父母最高職業(yè)狀況在PISA2012數(shù)據(jù)中是處理后的數(shù)值型變量，有效樣本為5094人，均值是50.87，標(biāo)準(zhǔn)差為19.4，最小值為11.01，最大值為88.96。在對這兩個(gè)變量進(jìn)行缺失值處理時(shí)，創(chuàng)建了新的二分變量（1缺失--0不缺失），然后將原有變量中的缺失值用最小值填補(bǔ)，并將新創(chuàng)建的缺失值變量放入模型中，以控制缺失值的效應(yīng)?？傮w來看，這兩個(gè)變量的缺失值數(shù)量都較小。

PISA學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)分為三個(gè)部分（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)），每一部分共有5個(gè)合理值（Plausible values）。一般在研究時(shí)均采用第一個(gè)合理值作為分析變量，2012年的測試結(jié)果如表1。通過Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)能力與閱讀能力的相關(guān)系數(shù)為0.894，數(shù)學(xué)能力與科學(xué)能力的相關(guān)系數(shù)為0.916，閱讀能力與科學(xué)能力的相關(guān)系數(shù)為0.901，均在0.01的水平上顯著。因此可以判斷出學(xué)生的三個(gè)方面的能力是緊密相關(guān)的，出于模型簡化考慮，最終將這三方面的學(xué)業(yè)表現(xiàn)綜合為一個(gè)因變量綜合成績（即數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)的平均值）。經(jīng)過模型擬合和檢驗(yàn)，OLS模型不適合分析，因此進(jìn)一步摸索采用logit模型，將綜合成績按照四分位數(shù)進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為定序變量學(xué)業(yè)表現(xiàn)（較差、中等偏下、中等偏上、優(yōu)秀），并最終將其作為以下分析模型Ologit的因變量。雖然將數(shù)值型變量做定序處理損失了數(shù)據(jù)本身的一些信息，但由于定序分類的原則是按照四分位數(shù)，因此也最大程度地保留了原始數(shù)據(jù)的基本信息，對研究結(jié)論不會(huì)產(chǎn)生較大的偏差。

四、建構(gòu)模型

筆者首先采用了Ologit模型1，將所有的控制變量與需要討論的家庭結(jié)構(gòu)自變量納入模型中，發(fā)現(xiàn)模型1擬合效果不好，然后逐步剔除一些不顯著的自變量。對四個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，模型2與模型3整體均在0.05顯著性水平上符合ologit模型的比例優(yōu)勢假定條件（proportional odds assumption）。模型4整體在0.01顯著性水平上符合ologit模型的比例優(yōu)勢假定條件，并且模型4中除了母親教育水平，其他變量均在0.05上符合比例優(yōu)勢假定條件?；谝酝墨I(xiàn)中父輩職業(yè)和家庭物質(zhì)條件對子女教育的影響，四個(gè)模型均將父輩教育、職業(yè)和家庭物質(zhì)條件作為控制變量。除此以外，在所有模型均對缺失值進(jìn)行了控制。

如表2所示，模型1中自變量性別對學(xué)生的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)并不顯著。剔除性別自變量后，模型2中學(xué)生是否與父母生活，是否與祖父母生活，是否與其他人生活均不顯著。但是考慮到以往研究資料中母親的重要性，保留母親在模型3中，剔除了是否與祖父母生活，是否與父親生活，是否與其他人生活自變量。模型3中發(fā)現(xiàn)父親的教育水平大都不顯著，因此進(jìn)一步剔除父親教育水平，形成模型4。模型5中，加入是否與父親生活自變量，但與父親生活自變量依然不顯著（模型5沒有列出）。因此表1中僅列出了4個(gè)模型必要結(jié)果。模型2比模型1的BIC'值小8.522，模型3比模型2的BIC'值小46.965，模型4比模型3的BIC'值小31.457。綜合以上結(jié)論，最終筆者采用了模型4作為了最終的擬合模型。

對模型4中家庭物質(zhì)條件和父母職業(yè)條件進(jìn)行控制（均值），并對母親教育水平分別進(jìn)行了控制后，計(jì)算出了學(xué)生學(xué)業(yè)能力的概率預(yù)測結(jié)果（見表3）?？紤]到ologit模型的特征，不同家庭結(jié)構(gòu)的概率增長趨勢在母親教育的各個(gè)階段一致，因此僅就母親教育水平為高中或中專畢業(yè)時(shí)做了圖1，以此直觀展現(xiàn)不同家庭結(jié)構(gòu)對青少年的學(xué)業(yè)能力的影響情況。

五、結(jié)果分析討論

劉精明（2008）研究結(jié)果顯示家庭中有祖父母對孩子教育機(jī)會(huì)有積極影響，但本研究結(jié)果表明青少年是否與祖父母共同生活對他們的學(xué)業(yè)能力沒有顯著性影響，即傳統(tǒng)的中國代際互惠的積極效用并不顯著。青少年與祖父母共同生活也不存在顯著負(fù)面影響。與此同時(shí)，青少年是否與其他人共同生活（比如保姆）對他們的學(xué)業(yè)能力也并沒有顯著性影響。

表2　上海市15歲學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)Ologit模型

Downey（1994）研究指出母親能夠提供更多的人際關(guān)系資源，在中國的語境中，我們可以理解為母親能夠?qū)η嗌倌晏峁└嗟那楦兄С峙c呵護(hù)，以促進(jìn)其學(xué)業(yè)能力的發(fā)展。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，青少年是否與母親共同生活的確對青少年的學(xué)業(yè)能力起到顯著性影響。獨(dú)生子女家庭中，與母親共同生活的獨(dú)生子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力高于那些缺失母親的獨(dú)生子女（見表3、圖1、圖2）。不論是那些僅有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)【I】，還是那些既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)【II】），與母親共同生活的青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力在各自的類別中都要高于那些不與母親共同生活的（見表3、圖1、圖2）。這一研究結(jié)論充分證實(shí)了母親對青少年學(xué)業(yè)能力發(fā)展的重要性。

表3　學(xué)生學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)預(yù)測概率

但與此同時(shí)，我們應(yīng)注意到獨(dú)生子女家庭的青少年，不論其母親是否缺失，他們的學(xué)業(yè)能力都高于那些來自非獨(dú)生子女家庭的孩子。中國在1980年發(fā)表了《中共中央關(guān)于控制中國人口增長問題致全體黨員、共青團(tuán)員的公開信》，倡導(dǎo)獨(dú)生子女政策。隨后，該政策被強(qiáng)制化，衍生了強(qiáng)制墮胎、人口老齡化、失獨(dú)老人等諸多社會(huì)問題。但不可否認(rèn)的是，獨(dú)生子女政策的確使得家庭的資源更為集中在一個(gè)孩子身上，父母往往將畢生的期望都寄托在唯一的孩子身上。在上海這樣的大城市，父母對孩子的培養(yǎng)模式不像農(nóng)村那樣簡單。在農(nóng)村，父母往往只是將學(xué)生送往學(xué)校念書，基礎(chǔ)教育的功能基本是由學(xué)校完成。而在城市，父母還會(huì)考慮到子女參加各種輔導(dǎo)培訓(xùn)班和興趣愛好特長，比如琴棋書畫、跆拳道等等。城市父母對孩子的期望不是簡單地把孩子生出來，而是更多地考慮到孩子以后的發(fā)展。作為獨(dú)生子女，由于家庭資源的集中性，他們往往可以獲得更多的教育投資，使其學(xué)業(yè)能力高于那些非獨(dú)生子女的青少年。

不論青少年是否與母親共同生活，有兄弟的非獨(dú)家庭【I】青少年的學(xué)業(yè)能力高于那些有姐妹的非獨(dú)家庭【I】青少年。以往研究（葉華、吳曉剛，2011；Lu&Treiman，2008）表明女孩的受教育機(jī)會(huì)在教育資源稀缺的情況下很可能受到兄弟的負(fù)面影響。但本研究顯示，當(dāng)青少年與母親或者不與母親生活時(shí)，那些與兄弟一起生活的青少年都要比那些與姐妹一起生活的青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)優(yōu)秀和中等偏上的概率要高，沒有出現(xiàn)很強(qiáng)的負(fù)面影響，相反是積極的正向作用。兄弟作為男性，相對于姐妹而言，一般在家庭中往往被視作“小男子漢”，或許能在家庭中起著很好的榜樣作用。

不論青少年是否與母親共同生活，來自有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭【I】的青少年比來自既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭【II】青少年的學(xué)業(yè)能力要更好。一般而言，既有兄弟又有姐妹的家庭規(guī)模比只有兄弟或者姐妹的家庭規(guī)模要大。從稀釋理論看，過多的家庭子女?dāng)?shù)會(huì)稀釋掉單個(gè)家庭的教育資源，導(dǎo)致其個(gè)體青少年學(xué)業(yè)能力發(fā)展的相對不足。

［1］郝大海.中國城市教育分層研究（1949—2003）［J］.中國社會(huì)科學(xué)，2007，（6）：94-107，206.

［2］洪巖璧，錢民輝.中國社會(huì)分層與教育公平：一個(gè)文獻(xiàn)綜述［J］.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2008，（4）：64-76.

［3］侯玉娜，沈愛祥.學(xué)校資源對上?；A(chǔ)教育質(zhì)量與公平的影響——基于國際學(xué)生評估項(xiàng)目（PISA2009）數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.教育學(xué)術(shù)月刊，2014，（9）：38-45.

［4］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(huì)科學(xué)，2006，（4）：97-109.

［5］劉崇順，布勞·戴德.城市教育機(jī)會(huì)分配的制約因素——武漢市五所中學(xué)初中畢業(yè)生的調(diào)查分析［J］.社會(huì)學(xué)研究，1995，（4）：101-107.

［6］劉精明.中國基礎(chǔ)教育領(lǐng)域中的機(jī)會(huì)不平等及其變化［J］.中國社會(huì)科學(xué)，2008，（5）：101-116.

［7］劉精明.能力與出身：高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)分配的機(jī)制分析［J］.中國社會(huì)科學(xué)，2014，（8）：109-128.

［8］陸璟.PISA2009上海實(shí)施報(bào)告［J］.教育發(fā)展研究，2009，（24）：72-75.

［9］陸璟.上?；A(chǔ)教育公平的實(shí)證研究［J］.教育研究，2013，（2）：77-84.

［10］田凌暉.超越分?jǐn)?shù)：從PISA數(shù)據(jù)看上?；A(chǔ)教育公平［J］.教育發(fā)展研究，2014，（12）：11-16.

［11］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(huì)，2014，（1）：175-195.

［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(huì)，2012，（4）：112-137.

［13］葉華，吳曉剛.生育率下降與中國男女教育的平等化趨勢［J］.社會(huì)學(xué)研究，2011，（5）：153-177.

［14］張民選，等.專業(yè)視野中的PISA［J］.教育研究，2011，（6）：3-10.

［15］張翼.中國人社會(huì)地位的獲得——階級繼承和代內(nèi)流動(dòng)［J］.社會(huì)學(xué)研究，2004，（4）：76-90.

［16］Downey，Douglas B.“The school performance of children from single-mother and single-father families：Economic or interpersonal deprivation？”. Journal of Family Issues，1994，15（1）：129-147.

［17］Dronkers，Jaap.“The effects of parental conflicts and divorce on the well-being of pupils in Dutch secondary education”.European Sociological Review，1999，15（2）：195-212.

［18］Hassan，Jamila Elhag.Parents'socioeconomic status and children's academic performance.Norwegian Social Research，Norway，2009.

［19］Heard，Holly.E.“The Family Structure Trajectory and Adolescent School Performance：Differential Effects by Race and Ethnicity”.Journal of Family Issues，2007，28（3）：319-354.

［20］Huang，Lihong.“The Contribution of Home Background to Student Inequality in Secondary Schools in Norway”.In Mcinerney，D.M.，Van Etten，S.，and Dowson，M.（eds.）：Standards in education：Research on sociocultural influences on motivation and learning.Greenwich，CT，USA：IAP.Information Age Publishing.2007.

［21］Lu，Yao and Treiman，Donald J.“The Effect of Sibship Size on Educational Attainment in China：Period Variations”.American Sociological Review. 2008，73（5）：813-834.

［22］Lucas，Samuel R.“Effectively maintained inequality：education transitions，track mobility，and social background effects”.American Journal of Sociology，2001，106（6）：1642-1690.

［23］Marks，Gary N.“Evaluating Effectively maintained inequality：School and post-school transitions，socioeconomic background，academic ability and curricular placement”.Social Science Research，2013，42（6）：1635-1649.

［24］Raftery，Adrian E.，and Michael，Hout.“Maximally Maintained Inequality：Expansion，Reform，and Opportunity in Irish Education，1921-75.”Sociology of Education，1993，66（1）：41-62.

［25］Rodgers，K.Boyce，and Hilary A.，Rose.“Personal，F(xiàn)amily，and School Factors Related to Adolescent Academic Performance”.Marriage and Family Review.2001，33（4）：47-61.

［26］Sahlberg，Pasi.Finnish Lessons：What Can the World Learn from Educational Change in Finland？.New York：Teachers'College Press.2011.

［27］Sellar，Sam，and Bob，Lingard.“Looking East：Shanghai，PISA 2009 and the reconstitution of reference societies in the global education policy field”.Comparative Education，2013，49（4）：464-485.

［28］Sigle-Rushton，W.，and McLanahan，S.“Father absence and child well-being：A critical Review”.In D.Moynihan，T.Smeeding，and L.Rainwater（Eds.），The future of the familyNew York：Russell Sage Foundation.2004：116-155.

［29］Tre iman，Donald J.，and Kambor，Yip.“Educational and Occupational Attainment in 21countries.”In Melvin L.Kohn（ed.），Cross-National Research in Sociology，Beverly Hills，Calif.：Sage，1989.

（責(zé)任編輯木木）

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清華大學(xué)人文社科振興基金后期支持項(xiàng)目“教育公平與社會(huì)分層研究”（2010WKHQ008）

曹謙（1986—），江蘇南通人，清華大學(xué)社會(huì)學(xué)系博士生，新疆大學(xué)社會(huì)學(xué)系講師，主要研究方向：教育社會(huì)學(xué)。