家庭人力資本投資對(duì)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)的影響

方超 黃斌

摘 要：基于家庭決策模型，構(gòu)建人力資本投資對(duì)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)影響的理論模型，利用中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心的中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CEPS），采用多層線性模型的回歸方法，實(shí)證探討了家庭人力資本投資對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：女生在語(yǔ)文、英語(yǔ)科目上的學(xué)業(yè)表現(xiàn)顯著優(yōu)于男生，而初三學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)則優(yōu)于初一學(xué)生；家庭人力資本存量與兒童學(xué)業(yè)成績(jī)表現(xiàn)出正相關(guān)性，但城鎮(zhèn)與農(nóng)村存在著一定的差異，而家庭經(jīng)濟(jì)條件則反向掣肘兒童學(xué)業(yè)成績(jī)的提升；課外補(bǔ)習(xí)班能夠提高城鎮(zhèn)學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，但補(bǔ)習(xí)質(zhì)量的城鄉(xiāng)差距卻不利于提高農(nóng)村學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)，并且課外支出并非表現(xiàn)為越多越好；家庭教育期望則正向顯著影響兒童學(xué)業(yè)成績(jī)。

中圖分類號(hào)：G40-054

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：10012435（2018）02011609

關(guān)鍵詞：家庭決策；人力資本投資；學(xué)業(yè)成績(jī)；多層線性模型

Abstract：Based on family decision model， use the CEPS data provided by the National Survey Research Center at Renmin University of China（NSRC）and multilevel liner model to study the influence of the family human capital investment on children's academic achievement. It is indicated that the results of female students and junior students are higher than those of male students；family human capital stock is positively related to children's academic achievement， but there is a significant difference between urban and rural areas， while family economic conditions have a negative impact on children's performance；cram school can improve the academic level of urban students， but it is not conducive to the improvement of rural students' scores， while extracurricular spending is not as good as possible；the expectation of family education has a positive influence on children's academic achievement.

一、學(xué)校、家庭與兒童學(xué)業(yè)成績(jī)

教育經(jīng)濟(jì)學(xué)界的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，兒童在學(xué)期間的學(xué)業(yè)水平對(duì)其未來(lái)的教育獲得與進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后的人力資本回報(bào)均有著重要影響。在學(xué)期間成績(jī)?cè)胶玫膶W(xué)齡兒童，更有可能接受更高層級(jí)的學(xué)歷教育，較高些受教育年限有利于人力資本積累，從而提高自身的勞動(dòng)生產(chǎn)率，同時(shí)也能獲得相當(dāng)可觀的教育回報(bào)，這對(duì)于農(nóng)村、低收入家庭青少年的影響尤為顯著。[1]867-875

1966年發(fā)布的《科爾曼報(bào)告》在討論學(xué)生成績(jī)的影響因素時(shí)，揭示了學(xué)校與家庭兩大關(guān)鍵性場(chǎng)域，也揭開(kāi)了兩大場(chǎng)域的研究爭(zhēng)論。[2]學(xué)校因素方面，相關(guān)研究大多基于Hanushek提供的教育生產(chǎn)函數(shù)[3]，它將學(xué)校教育活動(dòng)視作一種生產(chǎn)性過(guò)程，在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體下可表述為

為學(xué)生成績(jī)，public與private代表不同類型的學(xué)校教育投入（政府和市場(chǎng)），而β1與β2則為兩部門教育投入的彈性產(chǎn)出，而若能在學(xué)校教育質(zhì)量（投入）與學(xué)生成績(jī)（產(chǎn)出）間建立起相關(guān)關(guān)系或因果關(guān)系，則能證明諸如提高專任教師比重或小班化教學(xué)等能夠顯著提高學(xué)業(yè)水平，這對(duì)于教育政策制定者而言，就有著增強(qiáng)或削減某方面教育投入的實(shí)踐意義。但現(xiàn)實(shí)情況卻是，基于教育生產(chǎn)函數(shù)的學(xué)生成績(jī)研究，卻并未在學(xué)校投入“量”與學(xué)生成績(jī)“質(zhì)”間，達(dá)成穩(wěn)定、一致的結(jié)論，反而在一定程度上引發(fā)了“學(xué)校教育真的有用嗎？”的爭(zhēng)論。[4-5]

正是由于單一的公共教育投入在提高學(xué)生成績(jī)方面存在爭(zhēng)論，推動(dòng)了學(xué)界的研究重心逐漸向家庭以及二者共同作用的場(chǎng)域轉(zhuǎn)移，并且多數(shù)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)均指向了家庭教育支出的效應(yīng)高于政府對(duì)學(xué)校教育的支出效應(yīng)。Coleman的研究發(fā)現(xiàn)，師資、圖書等學(xué)校投入對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響并不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著意義，包括諸如家庭教育活動(dòng)支出、培養(yǎng)子代的時(shí)間與精力等，能夠顯著提高子代的學(xué)業(yè)成績(jī)。[6]Parcel & Dufur的研究發(fā)現(xiàn)了學(xué)校與家庭場(chǎng)域均能顯著提高子代學(xué)習(xí)成績(jī)，但家庭因素的促進(jìn)作用要高于學(xué)校因素。[7]孫志軍構(gòu)建了家庭、學(xué)校的統(tǒng)一分析框架，發(fā)現(xiàn)父輩的人力資本存量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)校教育投入與兒童成績(jī)存在顯著的正相關(guān)性，并且持續(xù)增長(zhǎng)的政府教育投入對(duì)縮小因家庭背景引致的成績(jī)差距具有積極意義。[8]趙必華的研究指出“?！！辈町惤忉屃?2.66%的學(xué)齡兒童成績(jī)差距，而家庭背景則解釋了剩余的77.34%。[9]楊寶琰利用甘肅省的調(diào)研數(shù)據(jù)，揭示了家庭資本與經(jīng)濟(jì)資本作用于子代學(xué)業(yè)成績(jī)時(shí)的不同機(jī)制，父輩的人力資本直接影響子代學(xué)習(xí)成績(jī)，而社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位則通過(guò)中介作用間接影響子代學(xué)業(yè)成績(jī)。[10]

無(wú)論是針對(duì)家庭還是學(xué)校因素的研究，均能為公共政策制定者提供有益的借鑒，但在政策導(dǎo)向上卻面臨著是增強(qiáng)學(xué)校教育投入，還是擴(kuò)大家庭教育支出補(bǔ)貼的“向左走”或“向右走”的方向性抉擇。然而，就家庭因素而言，我們發(fā)現(xiàn)既有文獻(xiàn)在推導(dǎo)政策含義時(shí)，仍然存在著深度挖掘的空間，譬如部分研究以加里·貝克爾（Becker）的家庭決策模型為理論框架，但實(shí)際應(yīng)用過(guò)程中卻存在著簡(jiǎn)單嵌套的現(xiàn)象，并未將子代學(xué)業(yè)成績(jī)視作家庭效用的一部分；或者僅僅選取社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為家庭因素的代理指標(biāo)，從而造成理論與實(shí)證研究的脫節(jié)。

針對(duì)既有研究的不足，本研究擬借鑒并改進(jìn)家庭決策模型，利用CEPS教育追蹤數(shù)據(jù)，采用多層線性模型的回歸方法，討論家庭決策對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。

二、家庭決策模型

理論上講，父輩對(duì)子代的人力資本投資通常受到家庭收入水平、消費(fèi)習(xí)慣、資本市場(chǎng)完善程度等因素的掣肘，我們借鑒Solon提供的決策模型[11]，在不考慮信貸市場(chǎng)約束與遺贈(zèng)的情況下，家庭預(yù)算的效用函數(shù)可寫作：

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本研究所用數(shù)據(jù)全部源自中國(guó)人民大學(xué)數(shù)據(jù)與調(diào)查中心提供的中國(guó)教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，CEPS）。中國(guó)教育追蹤調(diào)查以2013-2014學(xué)年為基線，以七年級(jí)（初中一年級(jí)）與九年級(jí)（初中三年級(jí)）兩個(gè)同期群為調(diào)查起點(diǎn)，選取人口平均受教育程度與流動(dòng)人口的比例作為分層變量，利用多階段概率與規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，經(jīng)過(guò)四階段抽樣，從全國(guó)隨機(jī)抽取了28個(gè)縣級(jí)單位（縣、區(qū)、市）作為調(diào)查點(diǎn)。該調(diào)查的開(kāi)展均以學(xué)校為基礎(chǔ)，在入選的縣級(jí)單位隨機(jī)選取112所學(xué)校、438個(gè)班級(jí)，抽中班級(jí)的全體學(xué)生均進(jìn)入樣本，調(diào)查對(duì)象涵蓋了學(xué)生、家長(zhǎng)、教師與校領(lǐng)導(dǎo)，涉及基線調(diào)研學(xué)生約2萬(wàn)名。此外，CEPS是第一個(gè)對(duì)初中教育階段采用科學(xué)抽樣方法的追蹤項(xiàng)目，較為全面的刻畫了我國(guó)義務(wù)教育的發(fā)展?fàn)顩r，也是現(xiàn)階段我們能夠找到的、最適宜本文研究的調(diào)查微觀調(diào)研數(shù)據(jù)。

（二）研究方法

與傳統(tǒng)回歸方法相比，多層線性模型（Hierarchical Linear Model，HLM）在處理嵌套數(shù)據(jù)時(shí)，能夠捕捉層次變量與擾動(dòng)項(xiàng)間的相關(guān)信息，提高個(gè)體估計(jì)效應(yīng)，為先驗(yàn)性假設(shè)提供更為精確的檢驗(yàn)。本文旨在探討家庭決策下的人力資本投資對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響，由于學(xué)業(yè)成績(jī)通常受到學(xué)校、家庭、學(xué)生個(gè)人等因素的掣肘，所以選用的CEPS追蹤數(shù)據(jù)存在學(xué)校、班級(jí)、家庭等層級(jí)的嵌套，而此時(shí)利用傳統(tǒng)計(jì)量方法很難處理不同層級(jí)且相互嵌套的數(shù)據(jù)。[13]；[14]35-40通過(guò)多層線性模型，將兒童教育的家庭人力資本等層級(jí)變量的方差和協(xié)方差進(jìn)行分解，利用截距項(xiàng)與斜率的變化關(guān)系，為子代學(xué)業(yè)成績(jī)提供更好的解釋。

（三）計(jì)量建模

首先，根據(jù)家庭決策對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響存在對(duì)學(xué)校層級(jí)的雙重嵌套，故建立兩層線性回歸模型（HLM2）：

（四）變量處理

CEPS追蹤數(shù)據(jù)提供了學(xué)生2013年秋季學(xué)期，語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)三門主干課程期中考試成績(jī)的原始分?jǐn)?shù)與標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)，我們將其加總并取平均后，依次構(gòu)建語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)以及平均成績(jī)標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)的兩層線性模型，以求得到更為穩(wěn)健的回歸結(jié)果。我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期存在城鄉(xiāng)二元分割，公共教育資源不均衡，因此在全樣本回歸的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步對(duì)城鄉(xiāng)差異造成的學(xué)業(yè)水平差距，采用分樣本回歸的方法分別探討。

理論上，家庭在學(xué)校之外的教育支出可視作父輩對(duì)子代的認(rèn)知能力投資，學(xué)齡兒童通過(guò)參加課外輔導(dǎo)或興趣班能夠拓展視野、提高學(xué)習(xí)成績(jī)。因此，我們選取父母問(wèn)卷中的A2與A3，即“本學(xué)期孩子是否上校外輔導(dǎo)班或興趣班”與“本學(xué)期孩子上校外輔導(dǎo)班或?qū)W習(xí)興趣班所需要的費(fèi)用”作為認(rèn)知能力的代理指標(biāo)，而這兩個(gè)指標(biāo)也可作為“影子教育”影響學(xué)業(yè)水平的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。圖1給出了家庭課外補(bǔ)習(xí)支出與語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)以及平均成績(jī)線性關(guān)系的散點(diǎn)回歸圖。

由于補(bǔ)習(xí)班支出水平在一定程度上與父輩的經(jīng)濟(jì)條件呈正相關(guān)，也就是經(jīng)濟(jì)學(xué)界所指的內(nèi)生性問(wèn)題。相對(duì)于低收入或貧困家庭，經(jīng)濟(jì)條件較好的父母更有能力“脫離”公共教育的信貸約束，向子代提供額外的補(bǔ)習(xí)班費(fèi)用。因此，我們?cè)诳刂聘赣H人力資本水平的基礎(chǔ)上，將家庭教育期望納入模型，以主觀方面的認(rèn)知能力投資作為補(bǔ)習(xí)班支出與否的有效補(bǔ)充。

此外，我們?cè)谌珮颖净貧w中選取子代的戶籍（農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)）、性別（男女）、年級(jí)（初一與初三）、家庭經(jīng)濟(jì)狀況（貧困與非貧困）等變量構(gòu)建控制變量組，以進(jìn)一步控制兒童個(gè)體特征差異對(duì)成績(jī)的擾動(dòng)。表1匯報(bào)了所涉變量的賦值與基本統(tǒng)計(jì)信息。

四、經(jīng)驗(yàn)研究與結(jié)果分析

（一）全樣本回歸

CEPS追蹤數(shù)據(jù)提供的學(xué)校類型分別為公立學(xué)校、民辦公助、普通民辦學(xué)校、民辦打工子弟學(xué)校以及其他五種類型，我們首先以學(xué)校類型作為層次變量，對(duì)全樣本進(jìn)行兩層線性模型回歸，模型（1）-（4）分別以學(xué)生的語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)以及平均成績(jī)的標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)作為被解釋變量，考察隱含兒童個(gè)體特征的家庭決策對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響，LR檢驗(yàn)的皮爾遜系數(shù)在1%水平上顯著，表明Lay1的截距在Lay2中的方差顯著，因而適宜在層二模型中繼續(xù)探討家庭決策對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響，說(shuō)明本文對(duì)兩層線性模型構(gòu)建的適應(yīng)性，表2給出了兩層線性模型的回歸結(jié)果。

我們首先觀察兒童的個(gè)體特征變量，即性別、年級(jí)與戶籍變量對(duì)學(xué)業(yè)水平的影響。個(gè)別變量的回歸結(jié)果負(fù)向顯著，男童的語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)以及平均成績(jī)?cè)谌珮颖鞠嘛@著低于女童，也就是說(shuō)控制其他條件不變的情況下，初中女生以標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)衡量的學(xué)業(yè)水平要高于男生?；貧w系數(shù)表明，男生在語(yǔ)文（-5.498）與英語(yǔ)（-5.483）成績(jī)上存在較大差距，但數(shù)學(xué)成績(jī)上的學(xué)業(yè)差距卻顯著縮小至（-0.740）。由于先天稟賦的不同，男性的邏輯思維能力強(qiáng)于女生，但在語(yǔ)言表達(dá)能力上則遜于女性。因此，性別間的先天稟賦差異，是引致男生與女生在語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)成績(jī)差距的動(dòng)因，這也與理論預(yù)期較為一致。

我們對(duì)年級(jí)與戶籍變量均作了0與1二元啞變量的設(shè)置，其中，1表示九年級(jí)與非農(nóng)戶口，0則表示七年級(jí)與農(nóng)業(yè)戶口。在年級(jí)變量上，除英語(yǔ)成績(jī)外，年級(jí)虛擬變量的回歸結(jié)果正向顯著，說(shuō)明全體初三學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)要好于初一學(xué)生，即成績(jī)與年齡正相關(guān)性（圖2），而初三也是九年制義務(wù)教育的完成階段，初三學(xué)生也面臨著第一次“教育分流”——中考，對(duì)于中考?jí)毫Φ母兄?，刺激初三學(xué)生的學(xué)習(xí)意愿與動(dòng)力，是九年級(jí)學(xué)生成績(jī)優(yōu)于七年級(jí)學(xué)生的動(dòng)因。戶籍變量方面，非農(nóng)戶口表征的城鎮(zhèn)學(xué)齡兒童的學(xué)業(yè)成績(jī)優(yōu)于農(nóng)業(yè)戶口表征的農(nóng)村學(xué)齡兒童，并且在英語(yǔ)成績(jī)上差距明顯。

其次，父親教育年限表征的家庭人力資本投資，與家庭經(jīng)濟(jì)狀況共同構(gòu)成了家庭特征變量。在CEPS問(wèn)卷中，父親受教育程度為定序變量，我們按照文盲、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)、研究生及以上的不同教育層級(jí)，將父親教育年限定義為0、6、9、12、16與20年。[15]除語(yǔ)文成績(jī)影響為負(fù)以外，家庭人力資本存量對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響為正，表明父親受教育程度越高、教育年限越長(zhǎng)，子代越有可能取得較好的學(xué)業(yè)成績(jī)，但家庭人力資本對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的正向影響未能通過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)的顯著性檢驗(yàn)，因而需要新的證據(jù)再檢驗(yàn)。

理論上，家庭經(jīng)濟(jì)狀況與學(xué)業(yè)水平正相關(guān)。經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位較高的家庭，父輩易于將自身的受教育經(jīng)歷傳遞給子代，向子代灌輸好好學(xué)習(xí)的觀念，同時(shí)提供較為優(yōu)越的物質(zhì)基礎(chǔ)。然而，在全樣本回歸中非貧困家庭的回歸系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明非貧困家庭子代的學(xué)業(yè)成績(jī)相對(duì)于貧困家庭而言，并未體現(xiàn)出理論上的優(yōu)勢(shì)，可能的原因有二：第一，由于CESP教育追蹤數(shù)據(jù)并未涵蓋家庭收入數(shù)據(jù)，因而我們對(duì)貧困與非貧困的界定取自學(xué)生問(wèn)卷中的自評(píng)，即“目前你家的經(jīng)濟(jì)狀況如何”，將回答“非常困難”與“比較困難”的樣本設(shè)置為貧困組，而將“中等”“比較富裕”與“很富?！痹O(shè)置為非貧困組。初中生在主觀評(píng)價(jià)家庭經(jīng)濟(jì)條件時(shí)的片面性，則可能造成經(jīng)驗(yàn)研究與理論預(yù)期相反的局面；第二，家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響屬于可觀測(cè)因素，但諸如先天稟賦、個(gè)體的學(xué)習(xí)意愿、動(dòng)力以及努力程度等則屬于不可觀測(cè)的因素，一種可能的解釋是：貧困家庭的子代寄希望通過(guò)自身的努力改變命運(yùn)，因而在學(xué)習(xí)上的意愿、努力程度上高于非貧困家庭，致使貧困家庭子代的學(xué)業(yè)成績(jī)更好，通俗點(diǎn)講即“讀書改變命運(yùn)”這一觀念的代際傳遞性。

最后，家庭決策模型下，父輩對(duì)子代的人力資本投資由是否上補(bǔ)習(xí)班、補(bǔ)習(xí)班支出與家庭教育期望三方面構(gòu)成。從回歸結(jié)果可知，上課外補(bǔ)習(xí)班或課外興趣班能夠提高學(xué)齡兒童的數(shù)學(xué)、英語(yǔ)以及平均成績(jī)，即“影子教育”作為學(xué)校教育的重要補(bǔ)充，在提高學(xué)生成績(jī)方面扮演著重要作用。然而，家庭在課外補(bǔ)習(xí)或興趣拓展上的支出并非越多越好，雖然估計(jì)系數(shù)較小，但補(bǔ)習(xí)班支出在1%水平上負(fù)向顯著，說(shuō)明家庭教育支出越多，則不利于提高子代學(xué)業(yè)成績(jī)。父輩對(duì)子代的教育期望為1-9的定序變量，分別為“現(xiàn)在就不讀了”“初中畢業(yè)”“中專/技校”“職業(yè)高中”“普通高中”“大學(xué)?？啤薄按髮W(xué)本科”“研究生”“博士”，而大約六成的父輩希望子女讀完大學(xué)本科，教育期望的回歸系數(shù)也在1%水平上正向顯著，表明父母對(duì)子代的教育期望越高，越有可能形成動(dòng)力機(jī)制，推動(dòng)子代學(xué)業(yè)水平的提高，

（二）分樣本回歸

在分樣本回歸中，我們同樣以學(xué)校類型作為模型（1）-（4）的層級(jí)變量，將戶籍為非農(nóng)戶口的定義為城鎮(zhèn)學(xué)生，而農(nóng)業(yè)戶口的定義為農(nóng)村學(xué)生，遵循城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異與教育資源分配的非均衡性，分析城鎮(zhèn)與農(nóng)村組內(nèi)家庭人力資本投資對(duì)子代學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。各模型LR檢驗(yàn)的皮爾遜系數(shù)均在1%水平上顯著，表明兩層線性模型在分樣本回歸中，對(duì)于解決學(xué)校與家庭因素的雙重嵌套同樣具有適切性，SD（截距）與SD（方差）為零模型中的隨機(jī)效應(yīng)，表3給出了兩層線性模型對(duì)分樣本回歸的結(jié)果。

無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，女生的學(xué)業(yè)成績(jī)顯著優(yōu)于男生，尤其在語(yǔ)文和英語(yǔ)成績(jī)上，但城鄉(xiāng)男生與女生在數(shù)學(xué)成績(jī)上的學(xué)業(yè)差距呈縮小的態(tài)勢(shì)。初三學(xué)生在語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)和平均成績(jī)上的表現(xiàn)全面好于初一學(xué)生。因此，在兒童特征變量上，分樣本的回歸結(jié)果與全樣本回歸近似，而這也從另一方面驗(yàn)證了前文對(duì)于先天稟賦與“教育分流”推論的有效性。家庭變量方面，以父親受教育年限表征的家庭人力資本存量對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生的影響卻存在顯著差異，城鎮(zhèn)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)與父親教育年限在統(tǒng)計(jì)上顯著正相關(guān)，農(nóng)村學(xué)生顯著負(fù)相關(guān)，而估計(jì)系數(shù)則表明，父親教育年限對(duì)子代數(shù)學(xué)與英語(yǔ)成績(jī)的影響較大。

家庭人力資本投資對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響亦表現(xiàn)出一定的城鄉(xiāng)差異。除模型（1）外，參加課外補(bǔ)習(xí)班或興趣班能夠提高城鎮(zhèn)學(xué)生的數(shù)學(xué)與英語(yǔ)成績(jī)，而估計(jì)系數(shù)則表明課外補(bǔ)習(xí)班對(duì)英語(yǔ)成績(jī)的促進(jìn)作用（0.514），高于對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的促進(jìn)作用（0.371），并且該效應(yīng)通過(guò)了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)。對(duì)農(nóng)村家庭而言，參加課外補(bǔ)習(xí)班或興趣班卻不利于成績(jī)的提高，可能的原因在于受家庭經(jīng)濟(jì)條件的負(fù)向掣肘，參加補(bǔ)習(xí)班以及額外的家庭教育支出無(wú)形中增添了農(nóng)村學(xué)生的心理壓力，壓力的感知與情緒轉(zhuǎn)化的滯后造成了農(nóng)村學(xué)生參加補(bǔ)習(xí)班反而不利于成績(jī)提高的后果。更為重要的是，與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村公共教育資源分配除了在總量上存在差距以外，在教育質(zhì)量的有效供給上亦存在著不容忽視的現(xiàn)實(shí)差距，并且教育質(zhì)量上的城鄉(xiāng)差距不僅體現(xiàn)在公共教育系統(tǒng)中，更進(jìn)一步地向“影子教育”延展，即相較于城鎮(zhèn)，農(nóng)村地區(qū)的校外補(bǔ)習(xí)質(zhì)量可能相對(duì)較差。因此農(nóng)村地區(qū)教育供給中質(zhì)量較差的課外補(bǔ)習(xí)水平，造成了現(xiàn)階段農(nóng)村學(xué)齡兒童參與課外補(bǔ)習(xí)班抑制學(xué)業(yè)水平的不利局面。但需要指出的是，有關(guān)這一推論未能得到既有的證據(jù)作為支撐，故需要利用新近的資料予以證偽。

最后，家庭教育期望對(duì)各科成績(jī)的影響均為正向顯著，農(nóng)村家庭的估計(jì)系數(shù)顯著低于城鎮(zhèn)家庭。我們認(rèn)為，這是由于城鎮(zhèn)家庭對(duì)子代的教育期望更為具體和明確，但農(nóng)村家庭則寄希望子代通過(guò)教育改變命運(yùn)，但卻并未對(duì)子代的受教育程度提出明確、具體的要求。

五、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于家庭決策模型的構(gòu)建與改造，利用中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心（NSRC）提供的2013-2014年度中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CEPS），采用多層線性模型的方法，實(shí)證討論了家庭人力資本投資對(duì)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，女生、初三學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)顯著優(yōu)于男生與初一學(xué)生；第二，父親教育年限與子代學(xué)業(yè)成績(jī)間存在正相關(guān)性，城鎮(zhèn)家庭父親教育程度越高，則子代學(xué)業(yè)表現(xiàn)越優(yōu)異，但農(nóng)村家庭卻相反，而家庭經(jīng)濟(jì)條件卻反向影響子代學(xué)業(yè)成績(jī)；第三，參加課外補(bǔ)習(xí)班或輔導(dǎo)班能夠提高城鎮(zhèn)學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，并且對(duì)英語(yǔ)成績(jī)的提高尤為顯著，但由于壓力的感知與負(fù)面情緒轉(zhuǎn)化的滯后，農(nóng)村學(xué)生參加校外補(bǔ)習(xí)或輔導(dǎo)卻不利于學(xué)業(yè)水平的提高；最后，家庭教育期望對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響正向顯著，城鎮(zhèn)家庭對(duì)子代的教育期望更高也更為明確，因而在對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響方面大于農(nóng)村家庭。

（二）政策建議與延展討論

1.政策建議

自《科爾曼報(bào)告》以來(lái)，學(xué)界日趨證明公共教育投入與家庭的人力資本投資對(duì)于學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的提高均有著積極的影響。然而，就本文的研究結(jié)論而言，課外補(bǔ)習(xí)或者說(shuō)是“影子教育”雖然能夠提高學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，但教育質(zhì)量供給上的城鄉(xiāng)差距卻是不容忽視的現(xiàn)實(shí)。農(nóng)村地區(qū)課外補(bǔ)習(xí)供給在總量與質(zhì)量上落后于城鎮(zhèn)地區(qū)，客觀上造成了參與補(bǔ)習(xí)卻不利于提高農(nóng)村學(xué)生成績(jī)的尷尬局面。針對(duì)這一現(xiàn)狀，我們認(rèn)為“撤點(diǎn)并?！钡惹捌谙嚓P(guān)政策已經(jīng)為整合農(nóng)村教育資源、提升農(nóng)村學(xué)校辦學(xué)質(zhì)量做出了巨大的貢獻(xiàn)，而從學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)提高的視角出發(fā)，下一階段的政策著力點(diǎn)若從“校內(nèi)”拓展至“校外”，進(jìn)一步強(qiáng)化農(nóng)村地區(qū)校外補(bǔ)習(xí)的參與率與質(zhì)量的提升，對(duì)于提高農(nóng)村學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，消彌成績(jī)上的城鄉(xiāng)差異可能不無(wú)裨益。此外，對(duì)于學(xué)校教育與課外補(bǔ)習(xí)而言，我們有理由認(rèn)為，公共財(cái)政、教育財(cái)政可適度改變既有的投入結(jié)構(gòu)，由學(xué)校投入向補(bǔ)貼家庭轉(zhuǎn)移，漸進(jìn)增強(qiáng)對(duì)于農(nóng)村、低收入家庭教育支出的補(bǔ)貼力度，一方面有利于提高農(nóng)村學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，增強(qiáng)農(nóng)村學(xué)生對(duì)于課外補(bǔ)習(xí)的選擇權(quán)，另一方面對(duì)于農(nóng)村地區(qū)義務(wù)教育的鞏固、高中教育的普及亦有著保障作用。

2.延展討論

學(xué)校、家庭是影響學(xué)生成績(jī)的兩大重要場(chǎng)域，本文基于微觀家庭決策模型討論了人力資本投資與學(xué)業(yè)成績(jī)的關(guān)系，我們雖然控制了父親受教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)兒童成績(jī)的影響，但并未在完全意義上解決內(nèi)生性問(wèn)題，而有關(guān)內(nèi)生性問(wèn)題，或者說(shuō)異質(zhì)型殘值的探討，則一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的熱點(diǎn)議題。因此，如何解決補(bǔ)習(xí)班支出、家庭經(jīng)濟(jì)條件與學(xué)業(yè)成績(jī)間的內(nèi)生性問(wèn)題，達(dá)成家庭決策下的人力資本投資與學(xué)業(yè)成績(jī)間的因果關(guān)系推斷，或許是該領(lǐng)域內(nèi)下一階段的研究方向。

參考文獻(xiàn)：

[1]Hanushek E A. School resources[M].Eric A. Hanushek and Finis Welch，eds. Hand book of economic of education：volume 2. Amsterdam，the Netherlands：Elsevier B.V.，2006.

[2]Colemen，J.S. Equality of educational opportunity[R].Washington，DC：U.S. Government Printing Office，1966.

[3]Hanushek E A. The economics of schooling：production and efficiency in public school[J].Journal of Economic Literature，1986，24（3）：1141-1177.

[4]Hanushek E A. Assessing the effects of school resources on pupil performance：an update[J].Education Evaluation and Policy Analysis，1997，19（2）：141-164.

[5]Krueger A B. Reassessing the review that American schools are broken[J].Economic Policy Review，1998，4（1）：29-46.

[6]Colemen，J.S. Social capital in the creation of human capital[J].American Journal of Sociology，1988，79（3）：s95-s210.

[7]Parcel，T.L.，Dufur，M. Capital at home and at school：effect on student achievement[J].Social Forces，2001，79（3）：881-912.

[8]孫志軍，劉澤云，孫百才.家庭、學(xué)校與兒童的學(xué)習(xí)成績(jī)——基于甘肅省農(nóng)村地區(qū)的研究[J].北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009（5）：103-115.

[9]趙必華.影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的家庭與學(xué)校因素分析[J].教育研究，2013（3）：88-97.

[10]楊寶琰，萬(wàn)明鋼.父親受教育程度和經(jīng)濟(jì)資本如何影響學(xué)業(yè)成績(jī)——基于中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析[J].北京大學(xué)教育評(píng)論，2015（2）：127-145.

[11]Solon，G. A model of intergenerational mobility variation over time and place[M].Cambridge：Cambridge University Press，2004.

[12]Becker，G.S.，Tomes，N. An equilibrium theory of the distribution of income and intergenerational mobility[J].Journal of Political Economy，1979，87（6）：1153-1189.

[13]Hofmann D.A. An overview of the logic and rationales of hierarchical linear models[J].Journal of Management，1997，23（6）：723-744.

[14]Ranudenbush S.W.，et al.HLM5：hierarchical linear models[M].Chicago：Scientific Software International，2000.

[15]方超，羅英姿.教育人力資本及其溢出效應(yīng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究——基于Lucas模型的空間計(jì)量分析[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2016（4）：21-29.

責(zé)任編輯：孔慶洋