青少年教育期望的階層差異
——基于家庭資本投入的微觀機制研究

朱曉文,韓 紅,成昱萱

(西安交通大學人文社會科學學院,陜西西安710049)

青少年的教育期望反映了個體在早期求學階段對學業(yè)的抱負以及對未來的憧憬和信念。國內外相關研究均表明個體在青少年時期的教育期望對其成長和發(fā)展起著至關重要的作用。首先,教育期望作為一種激勵性的心理動機,可以激發(fā)青少年在學業(yè)上的積極性,提升其學業(yè)持久性,有效避免輟學等不良校園事件的發(fā)生[1];教育期望越高的青少年往往有更好的學業(yè)表現(xiàn)、更高的認知和非認知能力[2-3]。此外,早期的教育期望被證明是預測個體未來教育獲得和社會地位獲得的一個有效而穩(wěn)定的指標[4-5]。最重要的是,在基于布勞-鄧肯地位獲得模型所構建的威斯康辛模型中,教育期望是父輩地位影響子女教育及地位獲得的關鍵中介變量之一,即父輩優(yōu)勢地位的代際傳遞或階層再生產(chǎn)有一部分是通過子女教育期望而實現(xiàn)的[6]。

正是由于教育期望對未來社會分層的重要決定作用,教育學和社會學領域的相關學者一直非常關注“哪些因素導致了青少年教育期望的差異”這一問題。和教育獲得類似,在影響青少年教育期望的眾多因素中,家庭社會經(jīng)濟地位被視為最基本的結構性因素。家庭地位越高,其子女對自身的教育期望就越高,這一結論不僅在威斯康辛的理論模型中有清晰的因果路徑,而且被大量的經(jīng)驗研究所證實[7-9]。當然,家庭對青少年教育期望的形塑不是直接發(fā)生的,也不是一蹴而就的,需要一系列中介機制經(jīng)過長期影響才能得以形成。雖然近幾年國內學者對影響青少年教育期望的家庭因素進行了詳盡地分析,但對其影響的過程機制尚未展開深入探討,相關實證檢驗也非常有限。為此,本文將在已有研究的基礎上,引入家庭資本投入這一理論視角,進一步揭示中國當代家庭是如何影響和塑造青少年自身教育期望的。資本理論是社會學探究社會現(xiàn)象的一個重要理論依據(jù),布迪厄(Bourdieu)將資本區(qū)分為經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本,認為家庭擁有的資本量是存在階層差異的,而且三種資本的不同配置會在教育場域中對子女產(chǎn)生差異化的影響[10],這種差異化的影響也包括對子女自身教育期望的影響。

本文采用中國教育追蹤調查(CEPS)2013—2014年基線數(shù)據(jù),嘗試回答以下問題:(1)在當前教育越來越成為實現(xiàn)向上流動的必經(jīng)之路、“教育焦慮”幾乎彌漫每個中國家庭的現(xiàn)實情境下,中國青少年的教育期望是否仍然存在顯著的階層差異?(2)如果有差異,這種差異是否由于不同階層在對子女教育過程中的資本配置或投入的差異而導致?本文的研究結果有助于了解當代中國青少年教育期望的分層情況及其形成的過程機制,對于更好地理解當代中國教育公平和代際流動具有重要意義。

一、文獻回顧和研究假設

(一)家庭與青少年教育期望

早在20世紀50—60年代,以威廉·塞維爾(William Sewell)為代表的威斯康辛學派就開始關注教育期望對教育獲得的作用以及影響教育期望的因素,由此展開了一系列的研究,積累了豐碩的成果。例如,塞維爾等[11]通過結構方程模型構建了家庭社會經(jīng)濟地位、子女智力水平、子女教育期望和大學教育獲得之間的因果路徑,分析結果表明:家庭地位和子女智力水平不僅對上大學有直接的顯著影響,而且還通過影響教育期望對其產(chǎn)生間接影響。特別是在布勞和鄧肯提出著名的地位獲得模型之后,威斯康辛學派把教育期望和重要他人等社會心理變量作為中介變量納入該模型,形成了著名的“威斯康辛地位獲得模型”[6]。該模型主要以社會心理為導向,把青少年在家庭和學校兩大場域中的社會化過程作為連接社會出身與成年后地位的主要機制。根據(jù)該模型,不同階層的青少年通過與教師、家庭成員和朋友的關系,以及對學業(yè)成績的自我認知,逐漸形成了他們早期對未來學校教育和職業(yè)前景的期望,這些期望的差異反過來又促使他們最終走向教育獲得和職業(yè)地位的分層。由于考慮了更細致的過程機制,該模型表現(xiàn)出比經(jīng)典地位獲得模型更強的解釋力,從而進一步深化了人們對教育獲得、職業(yè)獲得、代際流動和社會分層形成過程的理解。

從威斯康辛地位獲得模型中可以清晰地看到個體早期教育期望的形塑是相當復雜的,是多種因素綜合作用的結果,其中包括“個人因素”(智力水平和學業(yè)表現(xiàn))、“家庭因素”(家庭社會經(jīng)濟地位和父母對子女的期望和鼓勵)以及“學校因素”(教師的鼓勵和同伴的影響)等。這些因素或直接、或通過某種路徑間接影響著青少年的教育期望?；谠撃Ｐ?各國學者在過去幾十年從個體、家庭和學校三個層次對教育期望的影響因素進行了大量的經(jīng)驗研究。由于本研究聚焦于家庭塑造青少年教育期望的過程機制,因此接下來僅梳理影響教育期望的家庭因素。

家庭因素可歸結為結構性和過程性因素兩大類。結構性因素主要指家庭背景的相關變量,如家庭社會經(jīng)濟地位、家庭結構、戶籍狀況等,其中研究最多的是家庭地位。無論是采用基于父母教育、收入、職業(yè)等變量而構建的“家庭社會經(jīng)濟地位(SES)”綜合指標,還是采用單個地位指標,基于不同國家的研究幾乎都驗證了家庭地位對青少年教育期望的顯著正向影響。成長于高SES家庭的孩子的教育期望要顯著高于低SES家庭的孩子[12-13];父母教育程度越高,其子女對自身的教育期望也越高[14-15];父母的職業(yè)地位和子女教育期望呈現(xiàn)顯著的正向關系,父母為技術和管理精英的子女往往有更高的教育期望[16],但王甫勤等[5]的研究則發(fā)現(xiàn)不同職業(yè)階層出身的子女在大學教育期望上并沒有明顯的差異。文獻中有關家庭經(jīng)濟狀況影響的研究結論不太統(tǒng)一,既有正向顯著[17]和負向顯著[16]這樣對立的結論,也有不顯著和不穩(wěn)定的發(fā)現(xiàn)[15,18]。除了家庭地位,其它家庭結構因素如子女個數(shù)、單親家庭也是國內外學者關注的因素。針對中國城鄉(xiāng)二元結構的社會特點,國內學者非常關注戶籍對子女教育期望的影響并且所得結論基本一致,即教育期望存在顯著的城鄉(xiāng)差異,城市戶籍青少年的期望要高于農(nóng)村戶籍的青少年[19]。

過程性家庭因素指的是在家庭教育的過程中或者孩子在家庭這個場域的社會化過程中父母所提供的關愛和支持,比如父母教育期望、教養(yǎng)方式、親子互動、父母參與和鼓勵等等。與結構性因素的靜態(tài)不可逆的特征相反,過程性因素是動態(tài)的和可調節(jié)的,這對探尋提升青少年教育期望的干預措施具有重要的現(xiàn)實價值。

國內外眾多實證研究表明:父母教育期望對子女教育期望具有非常強的正向影響[5,20],當父母對子女有較高的期望時,就會投入更多的時間和精力去培養(yǎng)孩子,從而激勵子女的教育成就動機,提升孩子自身在教育上的追求。此外,父母對孩子教育的參與以及良好的親子互動也是提升子女教育期望的有效途徑之一[21-22]。一方面,父母在學業(yè)上對孩子的監(jiān)督和輔導越多,孩子對待學業(yè)的態(tài)度越積極,越可能降低其學業(yè)風險、獲得更好的學業(yè)成績,從而對自己產(chǎn)生更高的教育期望;另一方面,通過積極的親子互動和交流,父母可以把教育的價值和重要性傳遞給孩子,使孩子認識到教育對個體未來發(fā)展的積極回報,從而把高的教育期望內化于孩子的觀念之中。

(二)家庭地位影響青少年教育期望的過程機制

上述文獻中,學界對影響青少年教育期望的家庭因素進行了深入研究,形成了一些重要結論。那么,作為結構性的家庭地位是如何影響子女教育期望的呢?其背后的傳遞機制是什么?學者們對此既有理論上的闡釋,也進行了實證上的探索,但多是把一些過程性的家庭因素作為連接家庭地位和子女期望的中介變量。例如,威斯康辛學派的系列研究認為,父母教育期望和重要他人的影響是重要的中介機制[14]。一方面,社會地位越高的父母,對子女的教育期望也越高,期待子女通過獲取高的教育水平來實現(xiàn)優(yōu)勢地位的再生產(chǎn),因此對孩子教育的投入就更多,激勵子女產(chǎn)生大學教育期望的能力也越強,這些都有利于子女高教育期望的形成;另一方面,高地位家庭的孩子更有可能從父母、教師和同輩群體那里獲取鼓勵和支持,從而強化自己上大學的期望。蒂奇曼(Teachman)等[9]也給出了三種可能的影響路徑:其一,從基因遺傳的角度考慮,高階層家庭的父母多為高知家庭,其子女在智力水平、學業(yè)成績、競爭能力和成就動機等方面本身就占有優(yōu)勢,自然會對自己學業(yè)有更高的期望;其二,從家庭內部因素來看,高社會經(jīng)濟地位的家庭往往能夠提供更豐富的教育資源,更注重高質量的親子交流和互動,這些資源和活動均強調知識和學業(yè)成就的價值,從而在潛移默化中影響孩子的教育期望;其三,從家庭外部的宏觀社會環(huán)境來分析,地位高的家庭通過選擇好的社區(qū)和好的學校為孩子提供更好的物質條件和更優(yōu)秀的老師及同伴,在此環(huán)境中孩子更容易形成更高的教育期望。

除了塞維爾等通過構建威斯康辛模型驗證了重要他人(父母、老師、同伴)在家庭地位和美國高中生教育期望之間的中介作用外[6,14],其他學者也陸續(xù)采用不同國家的數(shù)據(jù)檢驗了其他中介變量的顯著性。比如,馬奇班克斯(Marjoribanks)對澳大利亞青少年的系列研究發(fā)現(xiàn),家庭地位影響子女教育期望的中間機制包括孩子的學業(yè)成績、智力水平、自我概念、學校環(huán)境、家庭氛圍、童年期父母的參與和青少年期親子交流等眾多因素[23-24]。國內學者在近幾年也開始關注微觀機制的影響,比如劉保中等[21]重點考察了父母的學業(yè)期待和日常關懷對青少年教育期望的影響,基于結構方程模型的分析證實了父母受教育程度和家庭收入都通過父母參與這條路徑間接作用于子女的自我教育期望;楊中超[3]的研究發(fā)現(xiàn),家庭背景對子女發(fā)展除了直接影響之外,還會通過父母參與這一中介機制來激勵提升子女的自我教育期望水平。

從文獻梳理可以看出,雖然國內外學者通過實證資料回答了哪些家庭因素影響青少年教育期望的形塑,但家庭背景是如何影響教育期望的“黑匣子”并沒有完全被打開,而且已有的經(jīng)驗研究還比較局限和單一,幾乎都是從父母參與和親子互動等教育學的視角來研究的,缺乏其他領域的研究視角。本文試圖從社會學的家庭資本理論來分析,以豐富已有的研究發(fā)現(xiàn)。

(三)家庭資本與青少年教育期望

“資本”這一概念自從被構建以來,憑借其極強的解釋力在各個研究領域得到了廣泛的應用。布迪厄在《資本的形式》一文中指出資本具有多元性,可以劃分為經(jīng)濟、文化和社會資本三種類型,并強調資本是積累的勞動,任何類型的資本都需要投入時間和精力;資本有可能衍生利益回報,并有再生產(chǎn)和代際傳承的特性[10]。其中,家庭經(jīng)濟資本指的是家庭財富和收入,可以用貨幣來衡量其價值。文化資本通常被定義為那些被主流階層廣泛認可的文化信號(如態(tài)度、偏好、知識、物品等),用以區(qū)隔主流和非主流階層[25]。不同于前兩類資本,學界對社會資本概念的界定呈現(xiàn)出多樣化的特點,但在研究教育問題時,科爾曼(Coleman)和布迪厄的社會資本定義應用最廣。布迪厄在詮釋社會資本時更側重于網(wǎng)絡資源的作用,將其定義為個人通過體制化的社會關系網(wǎng)絡所能獲得的實際或潛在資源的集合,資源的擁有主要得益于行動者所擁有的由于相互認識或認可而結成的牢固的關系網(wǎng)絡[10];科爾曼則從社會結構和功能的角度來界定社會資本,更強調社會閉合的作用,家庭社會資本主要指的是代際間的交流、家長間的交往,以及家長和學校的溝通情況[26-27]。

布迪厄關于三種資本的區(qū)分啟發(fā)了諸多學者借助資本理論研究不同背景的家庭是如何運用各類資本來幫助子女取得更好的學業(yè)成就和更高的社會地位,或者說是如何經(jīng)由資本渠道實現(xiàn)階層再生產(chǎn)的。大量研究已經(jīng)證實了三種資本對教育機會、教育獲得和學業(yè)成就的顯著影響。近年來,研究者開始關注家庭資本對孩子教育期望的作用。例如,莫勒加德(M?llegaard)等[28]利用丹麥青少年追蹤數(shù)據(jù)分析了祖代和父代經(jīng)濟、文化和社會資本對孩子教育期望的影響,發(fā)現(xiàn)不僅父代的經(jīng)濟和文化資本的影響顯著,而且祖代文化資本對教育期望的隔代影響也比較顯著;阿勒法德利(Al-Fadhli)等[29]同時考慮了兩類資本,發(fā)現(xiàn)家庭社會資本和文化資本均對非裔美國青少年的教育期望有積極的作用。其他學者也相繼驗證了某一類資本對形塑青少年教育期望的顯著效應[16,22]。

圖1 青少年教育期望的研究框架

雖然研究者發(fā)現(xiàn)三種資本對教育期望有顯著的作用,但絕大多數(shù)研究都是圍繞某一種資本展開的。另外,研究者在分析家庭地位影響子女教育期望的作用機制時最為關注的是父母參與和親子互動[21-23],這些變量僅僅反映了家庭資本中的社會資本維度,并沒有把經(jīng)濟資本和文化資本同時考慮進去。根據(jù)布迪厄“資本多元性”的觀點,如若探討家庭資本對青少年教育期望的影響就不能局限于某一家庭資本類型上,而應全面探究經(jīng)濟、文化和社會資本三種類型家庭資本的影響及其中介機制[1]?；诖?本研究把三類資本作為不同類型的中介機制納入同一個分析框架,這樣不僅可以比較它們對青少年教育期望影響的強度和方向,還可以比較不同階層之間在三類資本投入上的不同和可能由此導致的子女教育期望的差異。具體分析框架如圖1所示。根據(jù)該框架,從文獻梳理的結果看,青少年教育期望和教育獲得及學業(yè)成績相似,也存在著顯著的階層差異,為此,提出本文的第一個假設:

假設1:較高階層青少年的教育期望要高于較低階層的青少年(對應圖1中的c和c’路徑)。

布迪厄認為,不同家庭擁有不同數(shù)量的家庭資本,高階層家庭在資本擁有量上是占據(jù)優(yōu)勢的,因此,投入到孩子身上的各類資本量也會相對較多。我國學者洪巖壁等[30]的研究發(fā)現(xiàn),中國家長在子女教育的文化資本投入上存在明顯的階層差異;吳愈曉等[31]的研究結果也表明社會經(jīng)濟地位越高的家庭,文化資本存量相對也越豐富。對其它兩類資本投入,也應該有相似的差異?；诖?提出本文的第二個假設:

假設2:較高階層家庭在子女教育上投入的各類資本(經(jīng)濟、文化、社會)都要高于較低階層家庭(對應圖1中的a1、a2、a3路徑)。

各類家庭資本投入對子女教育期望的形塑具有重要的提升作用。首先,對孩子教育的經(jīng)濟投入越多,就意味著可以通過支付擇校費和購買學區(qū)房等經(jīng)濟途徑為孩子選擇擁有優(yōu)質教育資源的學校,可以承擔課外高質量輔導機構的費用,這些投資將有助于提升孩子的學業(yè)成績,激發(fā)他們高的教育期望;而且充足的經(jīng)濟資本投入會使青少年感受到強大的物質支持,不必擔心教育成本,從而可以全身心地投入到學習中,無后顧之憂地追求高的教育期望。其次,文化資本越豐富的家庭所營造的文化氛圍就越好,在良好氛圍的熏陶下,孩子更容易形成對知識的認同和渴求,使讀書和追求高的學業(yè)抱負成為一種慣習;另外,學校文化往往代表的是主流文化,因此文化資本越多的孩子會更適應學校生活、更容易有好的學業(yè)表現(xiàn)。最后,家庭社會資本對教育期望的影響在于,一方面家長可以通過家庭內部的關系網(wǎng)絡(如親子互動)將自己的教育期望和關于教育的價值觀傳遞給孩子,并實現(xiàn)對孩子的監(jiān)督和輔導;另一方面,家長還可以通過家庭以外的社會網(wǎng)絡從其他父母或老師那里獲取更多有用信息,以更好地幫助孩子成長。這些有價值的信息都將有利于孩子高教育期待的塑造?；诖?提出本文的第三個假設:

假設3:家庭投入到子女教育的各類資本(經(jīng)濟、文化、社會)越多,其子女教育期望就越高(對應圖1中的b1、b2、b3路徑)。

布迪厄把家庭資本視為教育分層和階層再生產(chǎn)的工具,高階層的家庭總是想方設法通過這三種資本途徑把階層優(yōu)勢傳遞給下一代,以實現(xiàn)優(yōu)勢階層的再生產(chǎn)。階層較高的家庭對各類資本的擁有量相對較多,因此對子女教育投入的各類資本也會相對較多,這些更多的資本投入對形塑子代高教育期望發(fā)揮著積極的作用。據(jù)此提出本文的最后一個假設:

假設4:不同類型的資本(經(jīng)濟、文化、社會)在家庭階層和青少年教育期望之間均起到顯著的中介作用(對應圖1中的a1*b1、a2*b2、a3*b3三條中介路徑)。

二、數(shù)據(jù)來源、變量測量和研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國教育追蹤調查(China Education Panel Survey,CEPS)2013—2014年的基線調查數(shù)據(jù)。CEPS是由中國人民大學中國調查與數(shù)據(jù)中心設計和實施的大型追蹤調查項目,基線調查采用了多階段的概率與規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法,在全國范圍內抽取了28個縣級單位、112所中學、438個七年級和九年級的班級進行調查,被抽中班級的所有學生入樣,共計19 487名學生。CEPS收集了豐富的學生個人信息、家庭教育和學校教育情況,適合回答本文的研究問題。由于所用變量缺失值的存在,最終進入本研究分析模型的有效樣本量為16 315個。

(二)變量及測量

本文的因變量是學生的教育期望,根據(jù)問卷中“你希望自己讀到什么程度”這一問題來測量,對應的選項為教育程度,重新編碼為教育年限:現(xiàn)在就不要念了=7或9[注]對選擇該選項的七年級學生賦值為7,九年級學生賦值為9。、初中畢業(yè)=9、中專/技校=11、職業(yè)高中=11、高中=12、大學?？?15、大學本科=16、碩士=19、博士=23。之后得到取值為7—23的連續(xù)變量。

家庭階層是本文的核心自變量,根據(jù)問卷中父母的職業(yè)類別來區(qū)分學生來自哪個階層的家庭,選擇父親和母親中職業(yè)地位較高的一方作為其家庭地位進行測量。參照已有研究[13],將職業(yè)選項中的管理類(含國家機關事業(yè)單位領導、工作人員、企業(yè)公司中高級管理人員)和技術類(教師、工程師、醫(yī)生和律師等)職業(yè)歸為“精英階層”,其他職業(yè)類型歸為“非精英階層”,形成一個測量家庭階層的二分變量。

中介變量為三類家庭資本投入,包括家庭經(jīng)濟資本投入、家庭文化資本投入和家庭社會資本投入。家庭經(jīng)濟資本投入指的是家庭在子女教育上投入的經(jīng)濟資本,通過課外輔導班的花費來測量。CEPS詢問了家長“本學期,這個孩子校外輔導班或學習興趣班需要的總費用是多少”。由于該變量的分布偏態(tài)嚴重且有少量特別大的極端值,本文首先對超出20 000的極端值賦值為25 000,然后對變量取對數(shù)后進行標準化處理,得到一個標準化分值。

家庭文化資本投入包含四個指標——家庭藏書量、家庭教育資源、興趣班和文化活動參與。前兩個指標反映了家庭提供給孩子的客觀化(objectified)文化資本,后兩個指標則代表了內在化(embodied)文化資本。家庭藏書量是一個定序變量,根據(jù)學生在“你家里的書多嗎”題項上的回答,從“很少”到“很多”共五個等級,賦值1—5;家庭教育資源通過詢問學生是否有“獨立書桌”“電腦”和“網(wǎng)絡”來測量,“有”賦值為1,“沒有”賦值為“0”,相加得到取值為0—3的變量;學生參加課外興趣班的情況是一個計數(shù)變量,根據(jù)學生參加繪畫、書法、舞蹈、棋類、音樂或樂器等興趣班的數(shù)量來測量;文化活動參與情況根據(jù)學生和父母一起讀書,參觀博物館、科技館,看電影和演出等活動的頻率取均值得到,數(shù)值越大,表示參與文化活動越頻繁。最后將四個測量指標進行主成分分析,形成一個文化資本的因子分值。

家庭社會資本投入是基于科爾曼對社會資本的定義選取的中介變量,以CEPS問卷中有關代際互動的三組變量來測量。第一組為父母對子女的學業(yè)督促和輔導,學生問卷中對應兩個題項“上個星期,你的父母有沒有檢查你的作業(yè)”和“有沒有指導你的功課”,選項為“從未”“一到二天”“三到四天”和“幾乎每天”四個等級,賦值1—4,把這兩個題項的回答相加得到對社會資本第一個維度“學業(yè)監(jiān)督和輔導”的測量。第二組變量是父母和子女的交流情況,CEPS詢問了學生和其父母親分別和自己討論各類事情(如學校發(fā)生的事情、你與朋友的關系、你與老師的關系、你的心情和心事或煩惱)的頻率,共10個題項,每個題項采用三等級的李克特選項(從不、偶爾、經(jīng)常),賦值1—3,對這10個題項求均值作為對“親子交流”的測量。第三組變量是關于學生和父母的日常互動,CEPS主要詢問了學生和父母一起“運動”“看電視”“吃晚飯”的頻率,對應選項從“從未做過”到“每周一次以上”共6個等級,對三個題項取均值得到“親子互動”這一維度的變量值。同樣,本文對形成的三個維度的變量進行因子分析,構建一個測量家庭社會資本的標準化得分。

本文在選擇控制變量時既考慮了學生的基本人口學特性變量(包括性別、戶口、年級、獨生子女、家庭結構),同時也考慮了其它可能影響青少年教育期望的因素。人口學變量均為二分變量,具體編碼如下:性別(男=0、女=1),戶口(農(nóng)村=0、城鎮(zhèn)=1),年級(七年級=0、九年級=1),獨生子女(否=0、是=1),家庭結構(父母都在家=1,一方在家或都不在家=0)。其它控制變量包括學生層次的變量(認知能力、成績排名、父母教育期望、上進同伴)以及學校層次的變量(學校排名和區(qū)位),這些變量已被相關研究證明對學生教育期望有顯著影響,此外,這些因素也是家庭影響子女教育的可能中介變量。例如,根據(jù)威斯康辛模型,家庭通過父母期望和同伴鼓勵影響孩子自身教育期望,另外,來自高階層家庭的孩子學業(yè)表現(xiàn)可以更好,選擇的學?？赡芤哺?從而有利于高期望的形塑。其中,認知能力通過學生在CEPS設計的認知能力(包括語言、圖形、計算與邏輯三個維度)測驗上的IRT分數(shù)來測量;成績排名為學生對自己在班級排名的評估,從“不好”到“很好”共五個等級;父母教育期望和子女教育期望的選項設置相同,同樣按教育年限將其轉換為7—23的連續(xù)變量;對上進同伴變量,CEPS詢問了學生的好朋友中有積極行為(學習成績優(yōu)良、學習努力刻苦、想上大學)的朋友數(shù)量,選項為“沒有這樣的=1”“一到兩個這樣的=2”“很多這樣的=3”,將三類積極行為取均值,形成取值為1—3的變量。學校排名指該校在所在縣區(qū)的排名,從“最差”到“最好”共五個等級;學校區(qū)位根據(jù)具體選項合并為城市(中心城區(qū)和邊緣城區(qū))和農(nóng)村(城鄉(xiāng)結合部、鎮(zhèn)和農(nóng)村學校)兩大類。變量的描述性統(tǒng)計分析結果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結果

(三)分析步驟和方法

本文的實證分析分三步進行。第一步,采用獨立樣本T檢驗和多元線性回歸分析比較精英階層的孩子和非精英階層的孩子在教育期望和各類資本及其相應具體指標上是否存在顯著差異。T檢驗不考慮任何控制變量的影響,回歸分析則控制了學生的人口學特征變量。第二步,通過多層次線性回歸嵌套模型檢驗家庭階層和家庭資本投入對子女教育期望的獨立效應和交互效應,同時根據(jù)嵌套模型的結果初步判斷家庭資本投入是否是階層影響子女教育期望的中介機制。具體而言,本文選用兩層的隨機截距模型,第一層為學生層次模型,因變量為學生教育期望,自變量為三類資本投入,控制變量僅加入學生層次的變量;第二層為學校層次模型,學生層次模型的截距隨學校的不同而發(fā)生變化,并考慮學校層次變量(區(qū)位和排名)對截距的影響,但學生層次自變量的斜率是固定的,不隨學校變化而變化。第三步,前一步中的逐步回歸方法是檢驗中介效應的傳統(tǒng)方法,為了更準確地檢驗中介效應的顯著性以及比較三種資本中介效應的大小,本文進一步采用主流的基于回歸的Bootstrap多重中介檢驗方法[32]。Bootstrap檢驗法通過從樣本數(shù)據(jù)中重復抽樣,根據(jù)每次抽樣對中介效應(圖1中的a*b)進行估計,建立置信區(qū)間,當置信區(qū)間不包含時則說明中介效應是顯著的。Bootstrap中介分析通過PROCESS宏命令來實現(xiàn),設定重復抽樣的次數(shù)為10 000次。

三、數(shù)據(jù)分析結果

(一)青少年教育期望和家庭資本投入的階層差異

表2呈現(xiàn)了精英階層和非精英階層在子女教育期望以及在子女教育上投入的各類資本差異。首先,T檢驗的結果表明精英階層子女的平均教育期望(17.85年)顯著高于非精英階層子女的期望(16.28年);即便在控制了學生的性別、戶口、年級、獨生子女、父母都在家等變量,精英階層子女的平均教育期望仍然顯著高于非精英階層子女(b=0.755)。因此,假設1得到驗證。

表2 教育期望和家庭資本投入的階層差異分析結果

注:***表示p<0.001;T檢驗是對精英階層和非精英階層在各個變量均值的比較檢驗;回歸系數(shù)是家庭階層對各個變量的OLS回歸系數(shù),同時控制了學生的人口學特征變量。

其次,精英階層家庭在子女教育上投入的每一類資本都要顯著高于非精英階層家庭。例如,精英階層和非精英階層家庭經(jīng)濟資本投入的均值分別為0.52和-0.15,差異為0.67;在控制相關變量的情況下,差異降低到0.377,但持續(xù)顯著。另外,由于文化資本和社會資本投入由多個指標構建而成,本文也比較了兩個階層在具體指標上的差異。如表2所示,精英階層在七項指標上均占據(jù)優(yōu)勢地位,結果驗證了假設2。

值得注意的是,三類資本投入均為標準化得分,在同一個尺度上,因此可以比較精英和非精英階層在三類資本投入上的差異?？梢钥闯?兩個階層在文化資本投入上的差異最大(0.72和-0.22),其次為經(jīng)濟資本投入(0.52和-0.15),差異最小的是社會資本投入(0.33和-0.09)。這個發(fā)現(xiàn)也部分支持了洪巖壁等[30]的研究結論,即當前中國階層在對子女教育投入的文化資本和經(jīng)濟資本上呈現(xiàn)出更明顯的區(qū)隔,但在社會資本上階層之間的分隔相對較小。

(二)家庭階層和資本投入對青少年教育期望的影響

表3報告了六個多層次線性回歸隨機截距模型的分析結果。在運行這幾個模型之前,本文首先運行了沒有任何自變量的零模型(null model),根據(jù)方差成分分解計算得出學校間的方差成分占總差異的比例(Intra-Class Correlation,ICC)等于0.090,說明學生教育期望差異中約9%是由于不同學校造成的。因此,多層次模型比線性回歸模型更為合適。

表3中的模型1為基準模型,僅加入家庭階層作為自變量,模型2在模型1的基礎上加入第一組控制變量即學生的基本人口學特征變量,可以看出多層次模型的結果和表2中的T檢驗和線性回歸結果一致,即無論是控制還是不控制人口學特征變量,精英階層子女的教育期望都顯著高于非精英階層。多層次分析的結果進一步驗證了假設1。另外,除戶籍之外的其它幾個控制變量都顯著,女生的教育期望要高于男生;七年級學生的教育期望要高于九年級;獨生子女的教育期望要高于非獨生子女;父母都在家的孩子的教育期望要高于父母一方在家或者雙方都不在家的孩子。

模型3在模型2的基礎上加入了第二組控制變量。首先,從估計的回歸系數(shù)結果可以發(fā)現(xiàn),這一組變量對學生教育期望的影響都非常顯著。在控制了其他變量的情況下,學生的認知能力和成績排名越高,其對自身的教育期望就越高;父母的教育期望對子女的教育期望有顯著的正向影響;上進同伴越多,學生的期望就越高;城市學校學生的教育期望要高于農(nóng)村學校的學生;好學校學生的教育期望要顯著高于質量差學校的學生。其次,與模型2相比,家庭階層對應的回歸系數(shù)從0.810降低到0.269,根據(jù)傳統(tǒng)的逐步回歸中介檢驗方法,這個結果表示加入的這組變量是精英階層形塑子女高教育期望的部分路徑,精英階層與非精英階層相比,其子女在學業(yè)上更占優(yōu)勢,父母對子女的期望也更高,上好學校的機會更多,擁有上進同伴的數(shù)量更多,這些都有利于他們高期望的塑造。

模型4是在模型2的基礎上加入本文重點考慮的三個資本投入變量。結果顯示:三類資本對應的回歸系數(shù)都在0.001的水平上正向顯著,說明在控制學生人口學特征屬性的情況下,家庭在子女教育上投入的各類資本越多,

子女對自身的教育期望就越高。假設3得到驗證。與此同時,家庭階層對應的回歸系數(shù)從模型2的0.810降低為0.536,但仍然顯著,說明在控制學生人口學變量的情況下,家庭資本投入在階層對子女教育期望的影響中扮演著中介作用。

表3 青少年教育期望影響因素的多層線性模型分析結果

注:*表示p<0.05、**表示p<0.01、***表示p<0.001;括號內為標準誤。

為了檢驗三類資本投入的作用是否會隨著其它中介變量的加入而消失,本文在模型3的基礎上加入三個資本變量,形成模型5?？梢钥吹?即使考慮到其它如學生學業(yè)表現(xiàn)、父母期望、同伴、學校等因素的影響,三類資本投入對子女教育期望的凈影響仍然保持在0.001水平上顯著,進一步驗證了假設3。同時也可以看出:資本中介變量的加入使得階層的影響從模型3中的0.269減小到0.175,顯著性從0.001水平上的顯著降低到0.01的顯著,表明三類資本投入是獨立于學業(yè)表現(xiàn)、父母期望、同伴、學校的中介機制。這個結果也驗證了假設4。

模型6是在模型5的基礎上加入了家庭階層和三類資本投入的交互項。結果顯示,三類資本中只有文化資本投入的交互項系數(shù)顯著,且為正,說明文化資本對精英階層子女教育期望的積極作用要顯著高于非精英階層,但家庭投入的經(jīng)濟資本和社會資本對兩個階層的孩子教育期望的影響均沒有顯著差異。為了直觀地呈現(xiàn)三類資本投入對子女教育期望影響的階層差異,本文對模型6的結果進行了后續(xù)估計,并繪制了在控制其它變量的情況下每一類資本效應的回歸線圖,結果如圖2所示。從圖2可以清晰地看到:無論是對精英還是非精英階層,每類資本投入的回歸斜率均為正,說明對所有孩子而言,家庭資本投入均有助于孩子自身教育期望的提升;文化資本對應的兩條回歸直線斜率相差最大,精英階層對應的斜率要大很多,說明文化資本對精英階層子女教育期望的提升作用更大,或者說文化資本對精英階層的回報更高。

(三)家庭資本投入的多重中介分析

前述對三類資本中介效應的分析是基于傳統(tǒng)的逐步檢驗法,當前學界主流的方法是Bootstrap和Monte Carlo的中介效應方法,這兩種方法不僅可以對圖1中的中介效應(a*b)直接進行檢驗,而且在不滿足正態(tài)分布的情況下可以得出更加準確的檢驗結果。此外,對多重中介路徑的效應還可以進行比較檢驗。表4呈現(xiàn)了在控制學生人口學特征變量的情況下,家庭資本投入的多重中介效應的分析結果。

圖2 家庭資本投入對教育期望效應的階層差異

從表4可以看出:家庭階層對子女教育期望的總效應(圖1的c路徑)可以分解為直接效應(c’路徑)和通過三條資本投入路徑形成的總的間接效應(即總中介效應),總的間接效應又可進一步分解為每一種資本投入中介產(chǎn)生的單個間接效應。對總效應和直接效應的顯著性通過基于t檢驗的95%置信區(qū)間來檢驗,但對間接效應或中介效應(H0:a*b=0)的檢驗則采用95%的Bootstrap置信區(qū)間。表中所有置信區(qū)間均不包含,說明各類效應都是顯著的。其中,間接效應的顯著性結果表明來自不同階層家庭的子女的教育期望的差異有一部分的確是通過投入三類資本間接發(fā)生作用的,本文的假設4得到進一步驗證。從效應系數(shù)來看,三類資本傳遞的總的中介效應(0.257)占總效應(0.782)的約33%,也就是說,精英和非精英階層子女教育期望的差異有33%是由于投入三類資本的差異而造成的,直觀地說明了家庭資本投入是階層影響孩子教育期望的重要過程機制。

另外,從表4還可以看出不同類型資本的間接效應并不均等。在三類資本造成的總的教育期望差異(0.257)中,約56%(0.143/0.257)是通過“文化資本投入”這條路徑傳遞的,或者說是由于家庭投入的文化資本差異而造成的;而通過“經(jīng)濟資本”和“社會資本”傳遞的間接效應占比分別為29%(0.074/0.257)和15%(0.040/0.257)。這個結果說明在家庭資本投入中,文化資本投入是最重要的中介變量,家庭階層對子女教育期望的影響更多是通過“文化資本”的間接路徑來完成的,其次是經(jīng)濟資本,最后是社會資本。與非精英階層的家庭相比,精英階層家庭主要通過投入更多的文化資本來形塑子女高的教育期望,這也支持了布迪厄的文化再生產(chǎn)理論對中國家庭的適用性。

表4 家庭資本投入的中介效應檢驗結果:總效應、直接效應和間接效應

注:間接效應的置信區(qū)間是Bootstrap置信區(qū)間。

四、結論和討論

教育公平是社會公平的基石,教育不公平及其產(chǎn)生機制一直是社會學和教育學研究的經(jīng)典問題。本文試圖通過分析家庭階層、資本投入和子女教育期望的關系來探尋最終教育獲得不公平形成的早期機制,主要發(fā)現(xiàn)有以下四點:第一,當代中國青少年的教育期望仍然存在顯著的階層差異,精英階層子女的教育期望顯著高于非精英階層子女;第二,在子女教育上投入的各類資本同樣存在顯著的階層差異,精英階層家庭投入的經(jīng)濟資本、文化資本、社會資本都要高于非精英階層家庭;第三,家庭為子女教育投入的各類資本對青少年的教育期望均有顯著的積極影響,其中經(jīng)濟資本和社會資本的影響沒有階層差異,但文化資本對精英階層子女教育期望的影響要高于非精英階層,支持了文化再生產(chǎn)理論,而不是文化流動理論;第四,家庭資本投入是青少年教育期望形成分層的重要中介機制,精英階層子女高教育期望的形塑一部分是通過家庭為孩子教育投入更多的經(jīng)濟、文化、社會資本而實現(xiàn)的。并且,在三類資本中,文化資本投入是最重要的中介傳遞機制,這也驗證了布迪厄的觀點“文化資本是階層再生產(chǎn)的最重要也是最為隱秘的方式”。

本文的主要貢獻在于引入資本理論的研究視角,并根據(jù)布迪厄“資本多元性”的觀點,把三類不同的資本納入同一個研究框架來分析,這樣不僅可以全面了解家庭資本投入對青少年教育期望的影響,而且能夠比較不同資本影響的相對大小。威斯康辛模型驗證了重要他人(父母、同伴、老師)在家庭地位和子女教育期望之間的重要中介作用,之后的相關研究也探索了其他中介變量的作用,但還沒有學者同時把三類資本作為中介機制來考慮。因此,本研究得到的“家庭資本投入是獨立于已有中介機制的重要過程機制”的結論,是對威斯康辛模型和已有研究的重要補充,把家庭如何影響子女教育期望的“黑匣子”開啟得更多了些。

此外,本研究把三類資本納入同一個分析框架,可以對不同資本進行比較,這也是以往研究無法得到的。本文發(fā)現(xiàn),雖然三類資本投入都對子女教育期望有顯著的積極作用,但文化資本的影響及其中介效應是最強的,并且文化資本對高階層的子女影響更強,或者說高階層子女從文化資本投入中受益最多。該結論再次印證了文化資本作為最隱秘的階層再生產(chǎn)工具在中國基礎教育場域的重要作用。最重要的是,本文關于文化資本的結論是在和其它兩類資本比較的前提下得到的,比以往僅分析文化資本影響的相關研究更具說服力。

由于個體早期的教育期望對教育獲得穩(wěn)定的預測作用,青少年教育期望的階層差異說明教育分層實際上在早期就已經(jīng)開始發(fā)生。高階層家庭為了保持地位優(yōu)勢,在子女教育上的投資可以說是不計代價,絕不容許自己孩子輸在起跑線上。當前出現(xiàn)的中產(chǎn)階級的教育焦慮、熾熱的擇校、瘋狂的課外補習等無不體現(xiàn)出中國家庭對孩子早期教育的極端重視。那么,在如此殘酷的現(xiàn)實情境下,如何幫助低階層子女突破家庭階層的制約,在教育競爭中占據(jù)一席之地呢?首先,從家庭的角度,低階層家庭應盡可能地發(fā)揮家庭資本的能動性。受經(jīng)濟條件所限,低階層家庭很難為孩子提供和高階層同樣多的經(jīng)濟資本和文化資本,但在社會資本投入上完全可以趕上。從圖2社會資本效應的回歸圖可以看出,雖然交互項的檢驗不顯著,但從趨勢上看,社會資本對非精英階層子女的回報略高于精英階層。因此,低階層家長應該充分認識到社會資本投入對孩子的積極作用,多和孩子交流談心,多陪伴和幫助孩子,給予孩子多些鼓勵,從而幫助孩子提升教育抱負。其次,除家庭之外,學校是孩子成長的第二場域。而吳愈曉等[13]的研究發(fā)現(xiàn)當前中國學校有明顯的階層分割現(xiàn)象,優(yōu)質階層的孩子集中在優(yōu)質的學校中,而較低階層的孩子聚集在質量較差的學校。所以說,中國低階層孩子正在承受著家庭和學校的雙重劣勢,長此以往,實現(xiàn)中國教育公平的目標將會遙遙無期。為了讓低階層家庭的孩子享受到同樣優(yōu)質的教育資源,政府應該均衡分配教育資源,縮小校際之間的差異。同時,學校要重視文化資本對孩子成才的重要意義,為孩子提供豐富的文化資源和文化活動,讓低階層孩子在學校這一場域中獲取更多的文化資本,從而彌補家庭資本投入的不足。最后,在社區(qū)治理的過程中,政府可以投資建立像美國那樣的社區(qū)圖書館,并定期免費提供文化活動,讓低階層子女從社區(qū)的文化資源中受益,從而提升他們的教育期望,通過教育改變自己的命運。

最后需要指出,本研究關注的是階層之間的差異,未來研究可以對每個階層內部的差異進行更加細微地分析,特別是對低階層群體。雖然非精英階層子女的平均教育期望顯著低于精英階層子女,但不可否認的是,在低階層群體內部,孩子們的教育期望也存在很大差異性,有很多來自低階層家庭的孩子對自己有很高的期待,并且靠著自己的努力實現(xiàn)了夢想。因此“到底哪些因素影響著低階層子女對自身的教育期望”是一個值得進一步研究的問題,未來可以從多維度(家庭、學校、公共政策等)來分析其影響因素,這對于在政策層面如何采用救濟的方式稀釋家庭因素的影響將具有建設性的價值。