父母的教養(yǎng)方式對(duì)青少年人力資本形成的影響

張皓辰，秦雪征

（北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100871）

一、導(dǎo) 言

古語(yǔ)云：“至要莫如教子?！备改傅募彝ソ逃龑?duì)青少年人力資本的形成發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，而后者也一直是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注的重要話題。不少文獻(xiàn)從人力資本跨代傳遞的角度入手，考慮父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件等因素對(duì)子女發(fā)展情況（如健康、教育、收入等）的影響（Goode等，2014；Qin等，2016）。家庭對(duì)孩子的教育支出及其對(duì)孩子人力資本塑造的作用，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中也有相關(guān)研究（Mauldin等，2011；Chi和Qian，2016）。除了考察家庭環(huán)境等外部因素的影響，經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)對(duì)家庭內(nèi)部人力資本的產(chǎn)生和積累機(jī)制也有關(guān)注，比如考察父母對(duì)孩子教育投入的時(shí)間與精力、父母關(guān)于養(yǎng)育孩子的價(jià)值觀等因素對(duì)孩子發(fā)展的影響（Zick等，2001；Gniewosz和Noack，2011）。然而，在家庭內(nèi)部的人力資本生產(chǎn)機(jī)制中，有一個(gè)因素在經(jīng)濟(jì)學(xué)中較少被關(guān)注，這就是父母的教養(yǎng)方式。對(duì)于父母的教養(yǎng)方式及其對(duì)孩子發(fā)展的重要作用，心理學(xué)和教育學(xué)文獻(xiàn)有著廣泛的研究（徐慧等，2008；Smetana，2017），但這方面的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)尚少。本文旨在填補(bǔ)這一領(lǐng)域的研究空白，即通過對(duì)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析，考察教養(yǎng)方式對(duì)子女發(fā)展的影響。

教養(yǎng)方式（parenting style）是發(fā)展心理學(xué)中的重要話題。最初由Baurmind（1971）提出了這一概念，將教養(yǎng)方式按照其總體特征劃分為權(quán)威型（authoritative style），專制型（authoritarian style）和溺愛型（permissive style）三種類型，后來Maccoby和Martin（1983）在此基礎(chǔ)上，用相互正交的兩個(gè)維度對(duì)教養(yǎng)方式的定義進(jìn)行了擴(kuò)展，即“要求”（demandingness）和“反應(yīng)性”（responsiveness），進(jìn)而通過兩個(gè)維度的交互作用，在原有三種類型基礎(chǔ)上界定了第四種教養(yǎng)方式類型，即忽視型（rejecting-neglecting style）。其中，要求（demandingness）代表父母是否對(duì)孩子的行為建立適當(dāng)?shù)臉?biāo)準(zhǔn)，并且堅(jiān)持要求孩子去達(dá)到這些標(biāo)準(zhǔn)，可以體現(xiàn)為設(shè)立常規(guī)的任務(wù)要求，設(shè)立優(yōu)秀的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)孩子日常活動(dòng)（如睡眠、看電視時(shí)間等）的規(guī)定和限制；而反應(yīng)性（responsiveness）則表示父母對(duì)孩子接受和愛的程度及對(duì)孩子需求的敏感程度，可以體現(xiàn)為鼓勵(lì)孩子獨(dú)立的活動(dòng)，鼓勵(lì)孩子的語(yǔ)言表達(dá)，提出要求時(shí)伴隨理由和解釋以及父母的利益不占統(tǒng)治地位等方面。根據(jù)這兩個(gè)維度的交互作用，我們可以將教養(yǎng)方式劃分成四種類型：權(quán)威型，專制型，溺愛型以及忽視型。權(quán)威型的教養(yǎng)方式是高要求與高反應(yīng)性相結(jié)合，父母對(duì)孩子的行為有明確的限定，但是在限定范圍內(nèi)又給孩子自主選擇的權(quán)利，對(duì)孩子的接受和鼓勵(lì)程度較高；專制型的教養(yǎng)方式是高要求與低反應(yīng)性的結(jié)合，父母希望孩子對(duì)自己的要求言聽計(jì)從，無(wú)條件強(qiáng)制執(zhí)行，通過嚴(yán)厲管教來保障要求的實(shí)施，缺少對(duì)孩子的鼓勵(lì)和關(guān)愛；放縱型或溺愛型的教養(yǎng)方式是低要求與高反應(yīng)性并存，父母對(duì)孩子行為的約束和控制較少，給孩子很大的自主權(quán)，同時(shí)給予孩子較高的關(guān)照和溫暖；而忽視型的教養(yǎng)方式則既缺乏對(duì)孩子的嚴(yán)格要求和限制，也很少給予孩子必要的鼓勵(lì)和支持。教養(yǎng)方式類型的劃分方法如圖1所示。（Lamborn等，1991；Steinberg等，1994）

越來越多的實(shí)證研究關(guān)注教養(yǎng)方式對(duì)孩子發(fā)展的影響機(jī)制，其中也包括個(gè)別的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)。比如在孩子的學(xué)業(yè)發(fā)展方面，Blondal和Adalbjarnardottir（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)威型的教養(yǎng)方式下，父母提高參與度有助于降低孩子的輟學(xué)率；Feinstein和Symons（1999）通過實(shí)證研究說明，父母教養(yǎng)行為是家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件影響孩子表現(xiàn)的渠道，父母參與程度與孩子的學(xué)業(yè)成績(jī)正相關(guān)；Lizzeri和Siniscalchi（2008）則通過建立經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型來刻畫父母監(jiān)督下的孩子學(xué)習(xí)過程，并在父母保護(hù)孩子和讓孩子試錯(cuò)的權(quán)衡中解出最優(yōu)的教養(yǎng)方法。此外，孩子的心理健康也是衡量其人力資本的重要指標(biāo)。在心理健康方面，Dooley和Stewart（2007）基于美國(guó)全國(guó)青少年追蹤調(diào)查（NLSCY）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入了父母教養(yǎng)方式變量之后，家庭收入對(duì)孩子的情緒-行為表現(xiàn)并沒有顯著影響，而教養(yǎng)方式則對(duì)孩子的表現(xiàn)有顯著作用。

圖1 父母教養(yǎng)方式四種類型劃分的圖示

此外，還有一些研究將教養(yǎng)方式與其他影響孩子成長(zhǎng)的因素聯(lián)合起來考察，比如父母的教育水平和家庭的收入水平等。一些研究表明，父母的教養(yǎng)行為是家庭背景影響孩子發(fā)展的中介橋梁，不利的經(jīng)濟(jì)條件、父母較低的教育水平，可能通過作用于父母的教養(yǎng)方式進(jìn)而對(duì)孩子的心理健康造成負(fù)面影響（McLeod和Shanahan，1993；Gonzales等，2011）。當(dāng)然，父母的教養(yǎng)方式也受到孩子行為表現(xiàn)的影響，這一點(diǎn)在心理學(xué)文獻(xiàn)中得到了較多理論和實(shí)證研究的支持（Kerr等，2012；Moilanen 等，2015）。同時(shí)，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，如 Burton 等（2002）用博弈論模型演繹了父母與孩子之間的雙向互動(dòng)關(guān)系，并對(duì)這種雙向因果關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證。

本文試圖考察的結(jié)果變量是青少年的人力資本。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，青少年時(shí)期是人力資本形成的最重要階段（Heckman和Kautz，2014）。Heckman和Mosso（2014）搭建了一個(gè)家庭內(nèi)人力資本形成的分析框架。其中，人力資本主要可分為認(rèn)知能力（cognitive skills）和非認(rèn)知能力（non-cognitive skills）兩個(gè)方面（Xiang和Yeaple，2018）。認(rèn)知能力主要從受教育（schooling）方面的指標(biāo)表現(xiàn)出來，對(duì)于上學(xué)期間的青少年來說，文獻(xiàn)中多用孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)作為對(duì)認(rèn)知能力的反映（Heckman，1995；Cunha和Heckman，2010）。對(duì)于非認(rèn)知能力，其涉及多方面的內(nèi)容，如自我控制、信任、社交和情緒等（Heckman 和Rubinstein，2001）。由于抑郁程度反映的心理健康水平直接影響了社會(huì)情緒（socio-emotional）表現(xiàn)，本文使用國(guó)際通行的CES-D抑郁量表來度量孩子的心理健康水平，將其作為非認(rèn)知能力一個(gè)方面的代理變量。在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的實(shí)證研究方法，考察父母的教養(yǎng)方式對(duì)青少年子女學(xué)業(yè)成績(jī)和心理健康兩方面發(fā)展水平的影響。我們用兩種方法對(duì)教養(yǎng)方式進(jìn)行衡量，一個(gè)是父母在要求和反應(yīng)性這兩個(gè)維度上的得分值，另一個(gè)是在兩個(gè)維度基礎(chǔ)上劃分出的四種教養(yǎng)方式類型。我們發(fā)現(xiàn)，父母在要求和反應(yīng)性上的分值越高，其子女的學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)胶?，尤其是要求維度的正向影響更為顯著。孩子的心理健康狀況則只與父母的反應(yīng)性得分呈正相關(guān)關(guān)系，而父母在要求維度的分值增加容易對(duì)孩子的心理健康造成負(fù)向的影響。根據(jù)我們的分析，教養(yǎng)方式可能是人力資本代際傳遞的一個(gè)重要渠道。同時(shí)，我們還分性別和城鄉(xiāng)對(duì)各分樣本進(jìn)行了回歸，發(fā)現(xiàn)教養(yǎng)方式的作用在不同性別之間以及城鄉(xiāng)之間有著較為顯著的差異。

二、數(shù)據(jù)介紹

（一）數(shù)據(jù)來源與變量構(gòu)造。本文所用的數(shù)據(jù)來自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年、2012年和2014年的數(shù)據(jù)。這項(xiàng)調(diào)查由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施，在2010年、2012年和2014年依次開展了三輪全國(guó)范圍的入戶調(diào)查，覆蓋中國(guó)25個(gè)省份，每次調(diào)查的樣本大約包括15 000個(gè)住戶，每個(gè)樣本住戶中的各個(gè)家庭成員都會(huì)成為受訪對(duì)象進(jìn)入樣本。調(diào)查分別在社區(qū)層面、家庭層面和個(gè)人層面進(jìn)行，個(gè)人層面的問卷又分為成人問卷和少兒?jiǎn)柧?，問卷問題涵蓋社會(huì)經(jīng)濟(jì)、人口和健康等多個(gè)領(lǐng)域。

關(guān)于本文所關(guān)注的教養(yǎng)方式，CFPS少兒?jiǎn)柧淼纳賰鹤源鸩糠郑▋H由10到15歲的少兒作答）中有考察父母參與度的教養(yǎng)方式量表，在父母代答部分中也有關(guān)于父母教養(yǎng)方式的問題（Parker等，1979；喻文姍等，2017）。我們將這些問題與心理學(xué)文獻(xiàn)中關(guān)于教養(yǎng)方式的界定方法相結(jié)合，從要求（demandingness）和反應(yīng)性（responsiveness）兩個(gè)維度，根據(jù)心理學(xué)主流文獻(xiàn)給出的界定，對(duì)教養(yǎng)方式的兩個(gè)維度進(jìn)行細(xì)分，構(gòu)造能劃分教養(yǎng)類型的教養(yǎng)方式量表。

量表中關(guān)于“要求”和“反應(yīng)性”各有5個(gè)問題，6個(gè)問題出自父母代答部分，4個(gè)出自少兒自答部分。①關(guān)于問卷問題的具體形式，家長(zhǎng)代答部分的例如“您經(jīng)常要求這個(gè)孩子完成家庭作業(yè)嗎？”“當(dāng)看電視與孩子學(xué)習(xí)沖突時(shí)，您會(huì)經(jīng)常放棄看您自己喜歡的電視節(jié)目以免影響其學(xué)習(xí)嗎？”，少兒自答的部分例如“請(qǐng)根據(jù)過去12個(gè)月的情況，選擇你家長(zhǎng)對(duì)待你的方式：……當(dāng)你做得不對(duì)時(shí)，家長(zhǎng)會(huì)問清楚原因，并與你討論該怎樣做”?！耙蟆钡?個(gè)問題反映父母對(duì)孩子日常行為規(guī)范的標(biāo)準(zhǔn)是否夠高，要求和控制是否嚴(yán)格，包括父母對(duì)孩子下學(xué)期考試平均成績(jī)的期望，以及父母要求孩子完成作業(yè)、檢查家庭作業(yè)、阻止或終止孩子看電視和限制孩子看的電視節(jié)目類型的頻率。我們將5個(gè)問題進(jìn)行計(jì)分處理，以便后續(xù)量化。關(guān)于下學(xué)期平均成績(jī)（滿分100分）這個(gè)問題，我們根據(jù)樣本分布特征，將小于70分記為0，往后每10分為一檔，100分單獨(dú)為一檔，其值記為1到4。②在3 209個(gè)觀測(cè)值中，期望為100分的就有848個(gè)，占到總體的26.4%，因此將此單獨(dú)作為一檔；期望在70分以下的只有73個(gè)觀測(cè)值，因此不再細(xì)分。涉及頻率的四個(gè)問題，由低到高共有5個(gè)選項(xiàng)，我們將其賦值為0到4，其中0=從不，1=很少（每月1次），2=有時(shí)（每周1次），3=經(jīng)常（每周2到4次），4=很經(jīng)常（每周5到7次）。將5個(gè)問題所得答案的分值加總，得到反映父母對(duì)孩子要求程度的連續(xù)變量demandingness，取值范圍為0到20。關(guān)于“反應(yīng)性”的問題也有5個(gè)，反映父母對(duì)孩子的關(guān)愛和接受程度，對(duì)孩子需求的反應(yīng)程度，具體包括家長(zhǎng)做以下幾件事的頻率：為了不影響孩子學(xué)習(xí)放棄自己喜歡看的電視節(jié)目、孩子犯錯(cuò)時(shí)問清楚原因并討論怎樣做、鼓勵(lì)孩子獨(dú)立思考問題、要求孩子做事時(shí)說明原因、喜歡和孩子說話交談。同樣地，頻率答案設(shè)置均為5個(gè)選項(xiàng)，從低到高賦值為0到4，即0=從不，1=很少，2=有時(shí)，3=經(jīng)常，4=很經(jīng)常。將5個(gè)問題所得答案的分值加總，得到反應(yīng)性的得分值responsiveness，取值范圍同樣為0到20。

我們參考Kristjana和Sigrun（2009）給出的劃分方法，根據(jù)demandingness和responsiveness這兩個(gè)分值，得到反映樣本父母所屬的教養(yǎng)方式的類型（虛擬變量）。具體來說，首先依據(jù)2010年，2012年和2014年每年的CFPS截面數(shù)據(jù)計(jì)算出樣本父母在demandingness和responsiveness這兩個(gè)變量上的中位數(shù)，然后將得分值小于或等于該中位數(shù)的樣本劃分為低類型，將得分值高于該中位數(shù)的樣本劃分為高類型，最后結(jié)合“要求”和“反應(yīng)性”兩個(gè)維度的類型給出該父母的教養(yǎng)方式類型（虛擬變量）。由此，高要求和高反應(yīng)性的父母被劃分為權(quán)威型（authoritative），高要求和低反應(yīng)性的劃分為專制型（authoritarian），低要求和高反應(yīng)性為溺愛型（permissive），低要求和低反應(yīng)性為忽視型（neglecting）。在以教養(yǎng)方式類型為自變量的回歸中，我們將專制型教養(yǎng)方式作為基準(zhǔn)組，在回歸中加入表示另外三種類型的虛擬變量。

關(guān)于主要因變量，即孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)和心理健康狀況，CFPS問卷中也有相關(guān)的問題予以衡量。對(duì)于孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)，我們根據(jù)三年問卷中共有的原則，使用父母對(duì)孩子的數(shù)學(xué)成績(jī)和語(yǔ)文成績(jī)的評(píng)價(jià)這兩道問題進(jìn)行衡量。其中，評(píng)價(jià)的等級(jí)有四個(gè)，由低到高賦值為0到3（0=差，1=中，2=良，3=優(yōu)），再將數(shù)學(xué)成績(jī)和語(yǔ)文成績(jī)的等級(jí)對(duì)應(yīng)的數(shù)值相加，得到一個(gè)從0到6的離散變量academic，數(shù)值越高表示孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶?。子女的心理健康狀況我們使用CFPS少兒自答問卷中CES-D量表來衡量。CES-D是心理學(xué)中廣泛使用的抑郁量表，其問題設(shè)計(jì)貼近日常生活，形象具體，容易得到高質(zhì)量的回答，能較好地反映受訪者的心理健康狀況。具體地，在2010年和2014年的少兒?jiǎn)柧碇?，各?個(gè)問題考察孩子的心理健康狀況，都是關(guān)于孩子在過去一個(gè)月內(nèi)感到某種負(fù)面情緒的頻率，①例如“最近1個(gè)月，你感到情緒沮喪、郁悶、做什么事情都不能振奮的頻率”，“最近1個(gè)月，你感到坐臥不安、難以保持平靜的頻率”。每個(gè)題設(shè)置5個(gè)選項(xiàng)，我們將頻率由高到低賦值為0到4，其中0=幾乎每天，1=每周兩三次，2=每月兩三次，3=每月一次，4=從不。將6個(gè)題的分值加總，得到反映孩子心理健康的指標(biāo)cesd，是一個(gè)從0到24的虛擬變量，取值越高表示心理健康狀況越好。在2012年的少兒?jiǎn)柧碇?，CES-D問卷的呈現(xiàn)形式有所不同，共有20個(gè)問題，問孩子在過去一周內(nèi)某種感受或行為出現(xiàn)的頻率，其中4個(gè)問題針對(duì)積極情緒，16個(gè)問題針對(duì)消極情緒。每個(gè)題設(shè)置4個(gè)選項(xiàng)，賦值為0到4，對(duì)于消極情緒的部分，賦值為0=大多數(shù)時(shí)候有（5?7天），1=經(jīng)常有（3?4 天），2=有些時(shí)候（1?2 天），3=幾乎沒有（不到一天）；對(duì)于積極情緒的部分，賦值方式相反，0=幾乎沒有（不到一天），1=有些時(shí)候（1?2天），2=經(jīng)常有（3?4天），3=大多數(shù)時(shí)候有（5?7天）。將20個(gè)題的得分加總，得到一個(gè)從0到60的連續(xù)變量cesd_2012，數(shù)值越高代表孩子的心理健康程度越好。為了便于對(duì)三年數(shù)據(jù)中的CES-D指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)一，我們?cè)诿磕甑慕孛鏀?shù)據(jù)中取CES-D的百分位數(shù)值cesd_pctile。一個(gè)樣本對(duì)應(yīng)的CES-D百分位數(shù)值就是具有這個(gè)數(shù)值和小于這個(gè)數(shù)值的樣本數(shù)量占當(dāng)年截面數(shù)據(jù)中總樣本數(shù)量②這里的當(dāng)年截面數(shù)據(jù)內(nèi)總樣本數(shù)量指的是經(jīng)過我們樣本選取之后的樣本數(shù)量，而非整個(gè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中的樣本總數(shù)，后面將詳細(xì)介紹樣本選取的過程。的百分比，這個(gè)數(shù)越大表明個(gè)體的心理健康狀況比同年樣本中的其他個(gè)體相對(duì)更好。

我們將樣本限制在10到15歲的青少年，因?yàn)橹挥羞@個(gè)年齡段的孩子會(huì)做少兒自答問卷，而教養(yǎng)方式和心理健康情況的度量都離不開少兒自答問卷中的信息。另外，由于所用數(shù)據(jù)橫跨2010年，2012年和2014年三年，10到15歲的樣本流失比較嚴(yán)重，為了保證樣本盡量大，將這三年的數(shù)據(jù)合并使用，形成混合截面數(shù)據(jù)。同時(shí)，將在關(guān)鍵變量如教養(yǎng)方式指標(biāo)、學(xué)習(xí)成績(jī)、CES-D指標(biāo)等有信息缺失的樣本去掉，最終得到3 209個(gè)觀測(cè)值作為研究樣本，該樣本覆蓋全國(guó)26個(gè)省份。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析。首先，按照上文所屬的劃分方法，我們得到四種教養(yǎng)方式類型在各年份截面數(shù)據(jù)中的分布情況，如表1所示。可以看出，四種教養(yǎng)方式在各年份數(shù)據(jù)中的分布結(jié)構(gòu)大致均衡，權(quán)威型和忽視型的占比各在30%左右，而專制型和溺愛型的占比在20%上下。

表1 四種教養(yǎng)方式類型在各年份截面數(shù)據(jù)中的分布情況

除了上文提到的核心變量（教養(yǎng)方式，學(xué)習(xí)成績(jī)和心理健康）之外，我們還控制了反映家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的變量，以及性別、年齡、城鄉(xiāng)和區(qū)域等基本的控制變量。其中，我們用家庭年收入考察家庭的經(jīng)濟(jì)條件，這個(gè)家庭年收入的計(jì)算經(jīng)過CFPS項(xiàng)目組調(diào)整，在三年的截面數(shù)據(jù)之間是可比的（具體的調(diào)整辦法見許琪和張春泥（2017）），將此收入取對(duì)數(shù)，作為反映家庭經(jīng)濟(jì)條件的指標(biāo)。關(guān)于父母的教育程度，我們采用父母的受教育年限來度量。這樣，就有了ln_income，fatheredu，motheredu這三個(gè)反映家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的變量。此外，在后面的回歸中還用到了如下控制變量：孩子的性別male（男性為1，女性為0）、孩子的年齡child_age、父母雙方的年齡father_age、mother_age、家里的孩子個(gè)數(shù)n_child，以及表示城鄉(xiāng)的虛擬變量urban（在城市為1，在鄉(xiāng)村為0）、表示區(qū)域的虛擬變量east（中國(guó)東部地區(qū)為1，其他地區(qū)為0）和west（中國(guó)西部地區(qū)為1，其他地區(qū)為 0）。

考察四種教養(yǎng)方式下因變量的特征，我們發(fā)現(xiàn)權(quán)威型教養(yǎng)方式下孩子的平均學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)u(píng)價(jià)值為3.88，心理健康指標(biāo)的平均百分位數(shù)值為42.29，均高于另外三種教養(yǎng)方式。而溺愛型教養(yǎng)方式下孩子兩方面表現(xiàn)的均值分別為3.64和41.12，高于專制型和忽視型。此外，就學(xué)習(xí)成績(jī)而言，忽視型教養(yǎng)方式下平均的學(xué)習(xí)成績(jī)最差，值為3.01；而就心理健康而言，也是忽視型教養(yǎng)方式產(chǎn)生的結(jié)果最差，平均的CES-D百分位數(shù)值只有37.48。

此外，我們考察家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件相關(guān)的變量與教養(yǎng)方式可能的相關(guān)性。就收入而言，忽視型樣本組的平均收入水平稍低，收入的對(duì)數(shù)值為9.92；父母的受教育程度中，權(quán)威型教養(yǎng)方式的父母受教育程度略高于另外三種，分別為平均10.81年和10.01年，而忽視型教養(yǎng)方式的父母受教育程度則在四種類型中最低，平均為9.92年和8.17年。

三、回歸方法

（一）基準(zhǔn)回歸模型。

1. 以學(xué)習(xí)成績(jī)作為因變量。在學(xué)習(xí)成績(jī)作為因變量時(shí)，我們使用如下的OLS模型作為基準(zhǔn)回歸的模型：

其中，academic表示孩子的真實(shí)學(xué)習(xí)成績(jī)。PS表示父母的教養(yǎng)方式，分別用“要求-反應(yīng)性”兩個(gè)維度的連續(xù)變量以及“權(quán)威型-專制型-溺愛型-忽視型”四種類型的虛擬變量表示。SES代表家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件，包括家庭年收入的對(duì)數(shù)和父母的受教育年限等變量。X為其他控制變量，包括性別、年齡、城鄉(xiāng)、區(qū)域信息以及年份虛擬變量。

同時(shí)，考慮到學(xué)習(xí)成績(jī)變量academic是一個(gè)從0到6的離散排序變量，而OLS將排序視作基數(shù)來處理，可能導(dǎo)致估計(jì)的偏差，因此，我們還使用了排序響應(yīng)回歸這一非線性模型進(jìn)行最大似然估計(jì)（MLE），將其作為對(duì)OLS結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①具體地，在Ordered Probit模型中，我們構(gòu)造一個(gè)連續(xù)的潛變量academic*，令其為各個(gè)自變量的線性函數(shù)，并根據(jù)其取值在不同區(qū)間的概率得出實(shí)際因變量academic取不同數(shù)值的概率，從而進(jìn)行極大似然估計(jì)。

2. 以心理健康狀況作為因變量。對(duì)于心理健康指標(biāo)，我們使用的是CES-D數(shù)值在當(dāng)年截面數(shù)據(jù)中的百分位數(shù)，這是一個(gè)連續(xù)的變量，其取值在0到100之間。我們?cè)诨鶞?zhǔn)回歸中也使用OLS模型進(jìn)行估計(jì)：

其中，PS為教養(yǎng)方式變量，SES為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量，X為其他控制變量，這些變量的定義方式與上述相應(yīng)回歸模型相同。此外，考慮到會(huì)有一部分樣本個(gè)體的取值都為100，對(duì)應(yīng)的是在問卷回答中心理健康狀況最好的樣本，也就是數(shù)據(jù)的分布會(huì)在區(qū)間的上限100處有一個(gè)集聚。對(duì)于這樣的數(shù)據(jù)特征，我們也依據(jù)文獻(xiàn)慣例，使用Tobit模型估計(jì)作為對(duì)OLS結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。②具體地，在Tobit模型中，我們分別針對(duì)cesd_pctile=100和cesd_pctile < 100兩種情形寫出樣本觀測(cè)點(diǎn)的概率密度函數(shù)（為各個(gè)自變量的函數(shù)），從而構(gòu)造樣本似然函數(shù)并進(jìn)行極大似然估計(jì)。

（二）工具變量回歸。以上模型均假定父母的教養(yǎng)方式是外生的，但實(shí)際上相應(yīng)的回歸可能會(huì)受到內(nèi)生性問題的影響。這種內(nèi)生性來自兩個(gè)方面：一是一些不可觀測(cè)的變量（家風(fēng)、基因遺傳、能力等）可能同時(shí)影響父母的教養(yǎng)方式與孩子的表現(xiàn)；二是孩子的發(fā)展水平和行為表現(xiàn)也會(huì)促使父母對(duì)教養(yǎng)方式進(jìn)行調(diào)整，從而導(dǎo)致反向因果問題，而這一點(diǎn)已經(jīng)在心理學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)界得到廣泛認(rèn)同（Burton等，2002；Kerr等，2012；Moilanen 等，2015）。

為了解決上述可能存在的內(nèi)生性問題，我們使用受訪者所在社區(qū)（或村落，以下統(tǒng)稱社區(qū)）的教養(yǎng)方式特征作為工具變量（IV）。具體來講，考慮到教養(yǎng)方式是一種文化現(xiàn)象，具有地域性的特征，即同一地區(qū)的教育文化很可能表現(xiàn)出一定的共同性，同一社區(qū)或村落里不同家庭的教養(yǎng)方式也有其相似之處，因此個(gè)體父母的教養(yǎng)方式往往受到社區(qū)共同教養(yǎng)方式的直接影響；另一方面，其他家庭父母的教養(yǎng)方式一般不會(huì)直接影響本家庭子女的人力資本發(fā)展水平。③同時(shí)，我們也嘗試了其他的模型設(shè)定方法，包括在工具變量中加入c_demandingness×c_reponsiveness這個(gè)交叉項(xiàng)或加入c_demandingness2和c_reponsiveness2這兩個(gè)二次項(xiàng)形成過度識(shí)別的模型，其回歸結(jié)果與我們展示在后文表5中恰好識(shí)別的回歸結(jié)果類似?；诖诉^度識(shí)別模型，我們進(jìn)行了過度識(shí)別約束檢驗(yàn)，原假設(shè)為工具變量都是外生的，檢驗(yàn)得到的p值都大于0.1，不能拒絕原假設(shè)，說明所使用的工具變量滿足外生性假定。這種教養(yǎng)方式在地域上的集聚性被心理學(xué)界的大量研究所證實(shí)，例如Dwairy等（2006）就用在阿拉伯的青少年調(diào)查數(shù)據(jù)說明教養(yǎng)方式特征在各個(gè)地域之間具有明顯的差異性，Valentino等（2012）也從虐待兒童的視角研究了社區(qū)層面的特征與教養(yǎng)方式的關(guān)聯(lián)。由此，我們?cè)谝骴emandingness和反應(yīng)性responsiveness兩個(gè)維度上取社區(qū)層面平均值，得到反映社區(qū)教養(yǎng)方式特征的兩個(gè)變量c_demandingness和c_responsiveness。其公式為：

其中，i和j表示個(gè)體，c表示社區(qū)，t表示年份，nct代表t年份的數(shù)據(jù)中c社區(qū)內(nèi)的個(gè)體數(shù)量。即個(gè)體所居住的外在社區(qū)教養(yǎng)方式的要求程度，就是在當(dāng)年截面數(shù)據(jù)中，個(gè)體所在社區(qū)內(nèi)排除該個(gè)體之外的所有樣本的要求程度的算術(shù)平均，反應(yīng)性平均值的計(jì)算方法類似。為保證工具變量的外生性，在社區(qū)層面計(jì)算平均時(shí)，我們將個(gè)體本身的情況排除在外。

由于前面的基準(zhǔn)回歸使用的都是OLS模型，使用工具變量時(shí)，為便于與基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行比較，我們使用2SLS模型進(jìn)行估計(jì)。在一階段的回歸結(jié)果中，①由于篇幅所限，我們不在正文中用表格匯報(bào)一階段回歸結(jié)果，感興趣的讀者可以向作者索取，電郵：zhanghc@pku.edu.cn。對(duì)工具變量聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F值都大于10，表明此處不存在弱工具變量的問題（Stock和Yogo，2002）。

四、結(jié)果與討論

（一）主要回歸結(jié)果。

1. 教養(yǎng)方式對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的影響。首先關(guān)注將學(xué)習(xí)成績(jī)作為因變量的基準(zhǔn)回歸，這部分結(jié)果呈現(xiàn)在表2列（1）至列（4）中。在前兩列回歸中，我們將demandingness和responsiveness兩個(gè)連續(xù)變量作為核心自變量，表示父母教養(yǎng)方式要求和反應(yīng)性的程度大小。在第（1）列，只加入demandingness和responsiveness兩個(gè)變量和反映家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的三個(gè)變量，發(fā)現(xiàn)要求程度和反應(yīng)性程度對(duì)于孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)都有顯著的正向影響；在第（2）列，我們又加入了其他控制變量。隨著控制因素的增多，demandingness和responsiveness的系數(shù)絕對(duì)值有所減小，但依然保持高度的統(tǒng)計(jì)顯著性，體現(xiàn)了結(jié)果的穩(wěn)健性。在控制父母社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件及其他控制變量后，demandingness每提高1分，孩子學(xué)習(xí)成績(jī)academic的數(shù)值平均會(huì)上升0.039，父母的要求程度每提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)將提高約0.08個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差；類似地，反應(yīng)性程度每提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)提高約0.13個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。這說明，父母對(duì)孩子設(shè)置更高的要求，給予孩子更多的關(guān)懷，都對(duì)孩子學(xué)習(xí)成績(jī)的提高具有明顯的促進(jìn)作用。

表2 教養(yǎng)方式對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的影響

在表2的最后兩列中，我們匯報(bào)了使用前面所述的工具變量方法控制內(nèi)生性之后的回歸結(jié)果。這時(shí)，反應(yīng)性程度responsiveness的作用不再顯著，而要求程度demandingness的系數(shù)仍然顯著為正。這與我們?cè)诨鶞?zhǔn)回歸中得到的結(jié)果有所不同，即考慮教養(yǎng)方式對(duì)孩子學(xué)習(xí)成績(jī)的影響時(shí)，父母對(duì)孩子要求的嚴(yán)格程度是影響孩子學(xué)習(xí)成績(jī)的主要因素。

2. 教養(yǎng)方式對(duì)心理健康的影響。以下，我們考察將孩子的心理健康指標(biāo)（即孩子的CESD數(shù)值在當(dāng)年截面數(shù)據(jù)中的百分位）作為因變量時(shí)的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果呈現(xiàn)在表3中。

在表3的列（1）、列（2）中我們加入demandingness和responsiveness兩個(gè)變量來表示父母的教養(yǎng)方式，其他變量添加和模型設(shè)定方法與表2的前兩列相同。我們發(fā)現(xiàn)，對(duì)于孩子的心理健康而言，要求程度的作用不再顯著，即設(shè)置更高的要求可能并不會(huì)對(duì)孩子的心理健康產(chǎn)生重要影響，而此時(shí)，反應(yīng)性的系數(shù)則顯著為正。其他條件不變時(shí)，反應(yīng)性程度的值每提高1分，其對(duì)應(yīng)的CES-D百分位數(shù)值上升大約0.37個(gè)百分點(diǎn)。隨著控制變量的加入，反應(yīng)性的系數(shù)有所減小，但依然保持統(tǒng)計(jì)顯著性。這表示，父母對(duì)孩子給予更多的關(guān)愛和反應(yīng)有助于孩子的心理健康發(fā)展；而孩子的心理健康水平可能與父母要求的嚴(yán)格程度無(wú)關(guān)。

與表2類似，在表3的（3）、（4）列中，我們將表示教養(yǎng)方式類型的虛擬變量authoritative，permissive和neglecting作為核心自變量加入回歸，將專制型作為基準(zhǔn)組。這時(shí)我們發(fā)現(xiàn)，就孩子的心理健康而言，權(quán)威型和溺愛型的教養(yǎng)方式都顯著優(yōu)于專制型的教養(yǎng)方式，而忽視型的教養(yǎng)方式則與專制型的教養(yǎng)方式無(wú)顯著差異。從邊際效應(yīng)上看，與專制型的父母相比，在權(quán)威型和溺愛型教養(yǎng)方式下成長(zhǎng)的孩子的心理健康CES-D的百分位數(shù)值平均要高出超過3個(gè)百分點(diǎn)。這也進(jìn)一步印證了我們?cè)诒?列（1）至列（3）的結(jié)果分析中得到的結(jié)論，即反應(yīng)性responsiveness這個(gè)維度是影響孩子心理健康的關(guān)鍵因素。也就是說，父母給予孩子更多關(guān)照，對(duì)孩子的表現(xiàn)做出更積極的反應(yīng)，能夠有效促進(jìn)孩子的心理健康發(fā)展。①此外，我們也在基準(zhǔn)回歸中對(duì)前面模型設(shè)定部分提到的非線性模型（Ordered Probit和Tobit模型）進(jìn)行了嘗試，所得的結(jié)果與我們用OLS得到的結(jié)果在系數(shù)符號(hào)和顯著性水平上基本一致。由于篇幅所限，這部分結(jié)果不在正文中匯報(bào)，有興趣者可聯(lián)系作者索取。

在表3的最后兩列中，我們匯報(bào)了工具變量2SLS回歸結(jié)果。一方面，responsiveness的系數(shù)依然顯著為正；另一方面，demandingness的系數(shù)顯著為負(fù)，也就是說，家長(zhǎng)對(duì)孩子要求越嚴(yán)格，可能越不利于孩子的心理健康發(fā)展。在基準(zhǔn)回歸中，我們發(fā)現(xiàn)專制型（高要求、低反應(yīng)性）教養(yǎng)方式下成長(zhǎng)的孩子其心理健康表現(xiàn)顯著低于高反應(yīng)性的權(quán)威型和溺愛型，也就是孩子的心理健康與父母對(duì)孩子的要求程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果在控制了內(nèi)生性后依然穩(wěn)健。

（二）分樣本回歸結(jié)果分析。

1. 根據(jù)性別劃分子樣本?？紤]到男孩和女孩在面對(duì)的教養(yǎng)方式以及行為表現(xiàn)上有較為明顯的差異，我們以性別為依據(jù)進(jìn)行分樣本回歸，考察教養(yǎng)方式的作用機(jī)制在男孩和女孩之間的差異性。為便于比較，所使用的模型與基準(zhǔn)回歸中的設(shè)定相同。相應(yīng)結(jié)果呈現(xiàn)在表4中。

表4 以性別為依據(jù)的分樣本回歸結(jié)果

在表4的列（1）至列（4）中，我們考察以學(xué)習(xí)成績(jī)?yōu)橐蜃兞康姆謽颖净貧w結(jié)果。其中，前兩列以demandingness和responsiveness作為核心解釋變量，第（3）、（4）列以教養(yǎng)方式類型的虛擬變量authoritative，permissive和neglecting作為核心解釋變量，所有的回歸中都加入了反映家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的變量以及其他控制變量。第（1）列和第（3）列是男孩的樣本，第（2）列和第（4）列是女孩的樣本。第（1）列的結(jié)果顯示，對(duì)于男孩來說，要求程度和反應(yīng)程度都與學(xué)習(xí)成績(jī)有顯著的正相關(guān)關(guān)系，要使男孩學(xué)習(xí)成績(jī)好，既需要較強(qiáng)的控制，也需要較多的關(guān)懷。第（3）列的回歸結(jié)果顯示，權(quán)威型、專制型和溺愛型三者沒有顯著差別，只有要求和反應(yīng)性都低的忽視型導(dǎo)致的學(xué)習(xí)成績(jī)顯著低于另外三種。而對(duì)于女孩的樣本，結(jié)論則不盡相同。要求和反應(yīng)性兩個(gè)維度之中，只有表示反應(yīng)性的responsiveness顯著為正，即女孩學(xué)習(xí)成績(jī)的好壞和家長(zhǎng)對(duì)孩子要求的嚴(yán)格程度關(guān)系不大，而主要與父母對(duì)孩子的關(guān)心和反應(yīng)程度相關(guān)。在第（4）列的結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)專制型和忽視型對(duì)于女孩的學(xué)習(xí)成績(jī)的影響無(wú)顯著差別，而權(quán)威型和溺愛型這兩種高反應(yīng)性的教養(yǎng)方式類型所對(duì)應(yīng)學(xué)習(xí)成績(jī)顯著高于低反應(yīng)性的兩種類型。這與第（2）列的結(jié)果一致。

以心理健康作為因變量的回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表4的后四列中?？梢园l(fā)現(xiàn)，不論男孩女孩，其心理健康都與教養(yǎng)方式的要求程度沒有顯著關(guān)系，而與反應(yīng)性有顯著的正相關(guān)關(guān)系。從系數(shù)和顯著性上來看，這一關(guān)系對(duì)于男孩更強(qiáng)，對(duì)于女孩則相對(duì)較弱，特別是在第（8）列的回歸中，不同教養(yǎng)方式下的女孩在心理健康表現(xiàn)不存在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著差別。而對(duì)于男孩，則遵循了基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的模式，即更多的關(guān)心和反應(yīng)有利于促進(jìn)男孩的心理健康發(fā)展。

2. 根據(jù)城鄉(xiāng)劃分子樣本?？紤]到我國(guó)城鄉(xiāng)家庭在社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件和文化特征方面有著顯著的差異，城市和鄉(xiāng)村地區(qū)教養(yǎng)方式及其影響也可能有所不同，我們根據(jù)CFPS劃分城鄉(xiāng)虛擬變量urban（1=城市，0=鄉(xiāng)村）進(jìn)行分樣本回歸。這部分回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表5中。

表5 以城鄉(xiāng)為依據(jù)的分樣本回歸結(jié)果

在表5的列（1）至列（4）中，我們發(fā)現(xiàn)對(duì)于城市家庭而言，學(xué)習(xí)成績(jī)與要求程度demandingness沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，而與反應(yīng)性程度responsiveness有顯著的正相關(guān)關(guān)系。在第（3）列中，權(quán)威型和溺愛型的教養(yǎng)方式下，孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)顯著優(yōu)于專制型和忽視型。而在農(nóng)村，要求和反應(yīng)兩個(gè)維度均對(duì)孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)有顯著的正向影響。四種教養(yǎng)方式的比較中，權(quán)威型最優(yōu)，忽視型最差，專制型和溺愛型居中。這樣的結(jié)果可能在一定程度上反映了城鄉(xiāng)在教育質(zhì)量上的差異：在城市，中小學(xué)的教學(xué)質(zhì)量較高，學(xué)校對(duì)孩子的學(xué)習(xí)習(xí)慣和內(nèi)容已經(jīng)提出了較高的要求，因此父母對(duì)孩子的要求程度不再發(fā)揮顯著作用，而父母對(duì)孩子的關(guān)照和反應(yīng)則發(fā)揮著更強(qiáng)的作用；在農(nóng)村情況則有所不同，孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)提高需要父母的關(guān)心和反應(yīng)的同時(shí)，也需要父母提出較為嚴(yán)格的要求，以彌補(bǔ)學(xué)校教育的不足。

而就心理健康而言，后四列的結(jié)果也顯示城鄉(xiāng)存在較大差別。城市的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相似，即孩子的心理健康狀況與反應(yīng)性程度呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)；對(duì)于孩子的心理健康而言，權(quán)威型和溺愛型優(yōu)于另外兩種教養(yǎng)方式類型。在鄉(xiāng)村，我們發(fā)現(xiàn)教養(yǎng)方式對(duì)孩子的心理健康沒有顯著的影響?？赡苡捎谵r(nóng)村家長(zhǎng)對(duì)孩子的心理健康重視普遍不夠，父母陪伴孩子的時(shí)間較少，對(duì)孩子的關(guān)照和反應(yīng)相比于城市更少，故而沒有通過教養(yǎng)方式的提升來促進(jìn)孩子心理健康的發(fā)展。

從整個(gè)分樣本回歸的結(jié)果來看，教養(yǎng)方式對(duì)男孩的效果要強(qiáng)于女孩，在城市的作用效果要強(qiáng)于農(nóng)村，這也反映出女孩群體及農(nóng)村家庭等弱勢(shì)群體在家庭教育方面需要得到更多的社會(huì)關(guān)注，相關(guān)政策需要加強(qiáng)對(duì)其父母教育方式和觀念的培養(yǎng)和重視，以縮小青少年的人力資本發(fā)展在性別和城鄉(xiāng)上的不平等。

五、結(jié) 論

本文的主要貢獻(xiàn)在于，通過教養(yǎng)方式這一新的視角，探索人力資本的代際傳遞在家庭內(nèi)部的形成機(jī)制。我們將心理學(xué)和教育學(xué)中研究較為廣泛的教養(yǎng)方式這一因素納入青少年人力資本形成的研究框架，探索教養(yǎng)方式在“要求”和“反應(yīng)性”這兩個(gè)維度上的差異，據(jù)此區(qū)分出的不同教養(yǎng)方式類型，并將學(xué)習(xí)成績(jī)和心理健康這兩個(gè)人力資本的重要方面作為因變量，考察教養(yǎng)方式對(duì)其產(chǎn)生的影響?；谥袊?guó)家庭追蹤調(diào)查三年的混合截面數(shù)據(jù)，我們的研究得到了以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，父母對(duì)孩子的要求和反應(yīng)性程度都對(duì)孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)有顯著的正向影響。權(quán)威型的教養(yǎng)方式能帶來最好的學(xué)習(xí)成績(jī)，溺愛型和專制型次之，忽視型的教養(yǎng)方式對(duì)孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)最為不利。同時(shí)，教養(yǎng)方式對(duì)孩子的心理健康也有顯著影響，反應(yīng)性程度與孩子的心理健康呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，而要求的嚴(yán)格程度可能不利于孩子的心理健康。權(quán)威型和溺愛型下孩子的心理健康狀況好于專制型和忽視型。這說明，父母一方面要加強(qiáng)對(duì)孩子的要求，另一方面還要加強(qiáng)對(duì)孩子的關(guān)愛和反應(yīng)。在中國(guó)“望子成龍”、從嚴(yán)治家的文化背景下，我國(guó)父母往往更加重視前者而忽略后者，從而在教養(yǎng)方式的選擇上可能對(duì)子女的發(fā)展帶來不利影響。

第二，分性別和城鄉(xiāng)的子樣本回歸結(jié)果展示出一系列能反映中國(guó)國(guó)情、具有特殊意義的結(jié)論。教養(yǎng)方式對(duì)子女人力資本的影響在不同性別群體和城鄉(xiāng)之間存在顯著差異。該影響在男孩的身上表現(xiàn)得更為明顯，要求和反應(yīng)性這兩個(gè)維度的指標(biāo)都對(duì)男孩群體有顯著作用；對(duì)于女孩而言，則只有反應(yīng)性對(duì)其學(xué)習(xí)和心理健康發(fā)揮顯著作用。從城鄉(xiāng)差異來看，農(nóng)村家庭的孩子其學(xué)業(yè)成績(jī)受到父母要求和反應(yīng)性的共同影響，呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而城市青少年樣本的學(xué)業(yè)成績(jī)則只受到父母反應(yīng)性的影響。在心理健康的發(fā)展方面，只有城市家庭的子女受到父母教養(yǎng)方式的顯著影響。經(jīng)過前文的分析，這些差別可能與城鄉(xiāng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)情況以及教育發(fā)達(dá)程度有關(guān)。

據(jù)此，我們建議：在學(xué)校教育之外，要更加重視家庭教育在青少年成長(zhǎng)中的作用，加強(qiáng)對(duì)父母教養(yǎng)方式的宣傳和培養(yǎng)，在整個(gè)社會(huì)傳播先進(jìn)的家庭教育理念，建設(shè)積極和睦的家風(fēng)，通過家庭教育的改善，支持青少年人力資本的積累及其質(zhì)量的提高；要加強(qiáng)家校共建，促進(jìn)家庭和學(xué)校之間的信息溝通，使父母了解孩子的情況，從而科學(xué)地設(shè)置要求，適度地給予反應(yīng)；要從家庭教育層面努力改善我國(guó)教育的城鄉(xiāng)不平等現(xiàn)象，加強(qiáng)對(duì)留守兒童以及農(nóng)村地區(qū)青少年的關(guān)注和培育，提高鄉(xiāng)村地區(qū)教育教學(xué)質(zhì)量，同時(shí)更多關(guān)注農(nóng)村青少年心理健康，提高農(nóng)村地區(qū)對(duì)家庭教育重要性的關(guān)注，使得父母的教養(yǎng)方式和質(zhì)量能隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展和文化普及而有所改善，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)教育不公平。