基于Logit模型的中學(xué)生高等教育意愿研究

呂泰彧

（華東政法大學(xué) 社會發(fā)展學(xué)院，上海 201620）

一、引言

日本作家矢倉久泰（1982）曾經(jīng)這樣描述教育的作用：“（過去）農(nóng)民的兒子只能是農(nóng)民，商人的兒子只能是商人，而士族的兒子也必將成為士族，一個人職業(yè)和社會身份要靠門第門閥，命里注定……教育開辟了可以靠‘學(xué)問’這種新的實力而發(fā)跡的道路?！盵1]（2）在當代社會，已經(jīng)不能僅僅將教育理解為培養(yǎng)專業(yè)人才的手段，它實際上兼具著社會結(jié)構(gòu)再生產(chǎn)和社會階層調(diào)整功能。新韋伯主義的柯林斯就認為學(xué)校傳授的內(nèi)容與其說是專業(yè)知識不如說是身份文化[2]（66）。在我國，黨和政府一向把高等教育的普及視作政府責(zé)任——通過高等教育的大眾化提升人口素質(zhì)，也是阻斷貧困的代際傳遞、全面消除貧困的希望所在。教育的種種社會和政治層面意義，使得有關(guān)教育問題的研究，尤其是高等教育接受的研究已不囿于教育學(xué)領(lǐng)域，而是成為了眾多社會學(xué)者關(guān)注的話題。

盡管有關(guān)高等教育的研究正在不斷得到重視，但是由于教育獲得的追蹤數(shù)據(jù)收集周期較長，且存在著種種困難，許多學(xué)者選擇引入了教育意愿（educational aspiration/desires）的概念進行相關(guān)研究。教育意愿，也稱教育愿望、教育欲望、教育抱負，它指的是一個人在接受教育后，對個人在教育方面自我期許將達到何種成就目標的程度[3]。Vijayendra Rao（2004）說：“追求期望的能力本質(zhì)上是一種由闡明規(guī)范和公理方面的經(jīng)驗引導(dǎo)的調(diào)節(jié)特定需求和愿望之間的靈活的導(dǎo)向能力?！盵4]（68）在教育領(lǐng)域，這種導(dǎo)向能力不僅反映了個人的行動能力，在教育領(lǐng)域也是反映社會地位的指標——“對社會地位最低的人來說，接受高等教育的主觀愿望比客觀機會還要少[5]（6）。澳大利亞人類學(xué)家Kipnis（2011）也曾經(jīng)用這個術(shù)語來形容他在當代中國所觀察到的對教育質(zhì)量和成就的巨大需求[6]（218）。同時，已有的研究也證實了教育意愿確實會影響到學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)與最終教育獲得[7]（192）[8]（91）。

目前，圍繞教育意愿的研究已經(jīng)有了數(shù)量豐富的成果，但是現(xiàn)有的許多研究實際上忽視了高等教育的特殊性，而是簡單地將高等教育視作基礎(chǔ)教育的延續(xù)。本研究的目的就在彌補前人研究的不足，以高等教育意愿為被解釋變量，采用中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心發(fā)布的中國教育追蹤調(diào)查（CEPS），以同伴影響、老師關(guān)注、父母參與三方面的相關(guān)指標作為核心解釋變量，通過Logit回歸分析，發(fā)現(xiàn)影響中學(xué)生高等教育意愿的影響因素，進而為削減教育代際傳遞效應(yīng)、提升中學(xué)生高等教育意愿、實現(xiàn)教育的機會均等提出針對性建議。

二、文獻回顧

（一）同伴行為對教育意愿的影響

當前，中西方的大量研究已經(jīng)證明了同伴群體對青少年的影響——只是這種研究更加廣泛地是被用來解釋抽煙、酒駕、吸毒、危險性行為等方面的越軌行為，針對教育意愿的研究數(shù)量上相對較少，如Haller等人（1960）通過經(jīng)驗數(shù)據(jù)驗證了同伴的作用，得到了青少年教育意愿很大水平上取決于個人所處社會化關(guān)系中的結(jié)論[9]（295）。 Kellie（2013）則從正面考察了同齡人積極行為對青少年的影響，他的研究發(fā)現(xiàn)，同伴積極行為如志愿慈善活動或?qū)W術(shù)表現(xiàn)也會對同伴產(chǎn)生積極影響[10]。 Alexander（1964）對 30所高中的1401名高年級男生的教育抱負和成就進行了社會調(diào)查發(fā)現(xiàn)：如果青少年最好的朋友不打算上大學(xué)，他也會表現(xiàn)出更弱的高等教育教育意愿，如果他的朋友想去的話，他更有可能去參加[11]（568）。那么應(yīng)該如何解釋這種同伴影響呢？B.B.Brown和A.D.Larson（2009）認為：青春期是一個人最容易受到同齡人壓力影響的時期，這種同齡人壓力通常與青少年冒險事件有關(guān)，因為這些活動通常只會發(fā)生在同齡人的身邊[12]（95）。J.R.Harris（2003）的群體社會化發(fā)展理論則基于過程視角，認為同伴在青少年發(fā)展和社會化過程中起著至關(guān)重要的作用，這種影響也是潛移默化的，直到同齡人進入成年后，這種影響的重要性會有所下降[13]（18）。

也有學(xué)者認為，同伴實際上是學(xué)校階層構(gòu)成（school socioeconomic composition）的一個部分，這類研究的主要觀點認為，個體所在的學(xué)校的階層構(gòu)成越高，則上進的同輩越多，從而會提高其自身的教育意愿[14]（129）、[15]（502）。 最后，國內(nèi)一些研究也對同伴影響的性別差異進了分析，黃超等人（2016）和李燁（2018）均認為女生會在上進同輩群體更有優(yōu)勢，但同伴的積極行為對男生教育意愿的正向影響效應(yīng)比對女生的正向影響效應(yīng)更加顯著[14]（129）、[16]（26）。

（二）教師關(guān)注對教育意愿的影響

教師關(guān)注的研究最早可以追溯到1948年社會學(xué)家默頓提出的“自我實現(xiàn)預(yù)言（self-fulfilling prophecy）”，并通過通俗口語化的表達，把這一概念推廣了開來，但這一概念在最初并不應(yīng)用于教育領(lǐng)域。所謂自我實現(xiàn)預(yù)言，是由對某個人的期望引起這個人的一些行為，而這些行為又符合了原來他人對他的期望。自我實現(xiàn)的預(yù)言是對未來的預(yù)言，確保了本身的正確性。1963年，心理學(xué)家多伊奇在研究青少年心理學(xué)的過程中發(fā)現(xiàn)“（學(xué)生）對學(xué)習(xí)的非常消極的態(tài)度正是在學(xué)校情境中逐步形成的[17]（55）”。這一結(jié)論在后來的實驗中得到了證實。在羅伯特·羅森塔爾和萊諾爾·雅各布森進行的“課堂里的皮格馬利翁”實驗中發(fā)現(xiàn)，教師的期望使得教師區(qū)別對待了被告知是高智商和有發(fā)展?jié)撃艿膶W(xué)生，使這些學(xué)生在這一學(xué)年都取得非常優(yōu)秀的成績［18］（13），這一效果在后來也被稱作羅森塔爾效應(yīng)，也是西方教師期望研究的開始。我國的相關(guān)研究數(shù)量還比較少，只有部分具有代表性如侯曉君（2001）通過實證調(diào)研發(fā)現(xiàn)教師的表揚是激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)動機的一個重要因素，他們的鼓勵有助于提高學(xué)生的教育意愿，他的研究強調(diào)了教師鼓勵的重要性［19］（159）。 梁寧建（1999）也提到教師會采取恰當?shù)姆绞街笇?dǎo)學(xué)生形成符合社會要求的正確的自我期望的心理品質(zhì)，并引導(dǎo)學(xué)生的期望[20]（221）。還有一些學(xué)者則將目光投向了更加宏觀的班級層面，他們認為以往的研究忽略了學(xué)校內(nèi)部存在的差異，特別是班級因素所發(fā)揮的作用。相反，他們把班級視作影響學(xué)生行為發(fā)展和教育意愿的關(guān)鍵[21]（207）、[22]（74）。

（三）父母參與對教育意愿的影響

父母參與（Parental Involvement），也譯作家長參與，父母卷入。學(xué)界的主流觀點一般認為父母參與會對兒童產(chǎn)生積極影響，擁有高父母參與度的兒童在社會行為發(fā)展上表現(xiàn)得更加成熟[23]（65），也展現(xiàn)出了更高的教育意愿[24]（166），這是因為“父母的參與培養(yǎng)了良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣的貢獻，特別是監(jiān)控動機、監(jiān)控情緒和管理時間策略”[25]（15）。在現(xiàn)階段，關(guān)于父母參與問題的研究重點主要在于父母起作用的過程，比如Ming-Te Wang等人（2014）的研究指出，父母在一些領(lǐng)域的關(guān)注會對兒童的教育意愿產(chǎn)生直接影響[26]（617），但是周菲、程天君（2016）卻認為父母的教育關(guān)注雖然會促進學(xué)生教育理念、期望的進步，但這是建立在其會提升學(xué)生學(xué)業(yè)成就的基礎(chǔ)上的[27]（14）。劉保中等（2015）則認為父母參與實際上只是父母受教育程度和家庭收入的中介變量，實際上起決定性作用的仍然是家庭的社會資本［28］（172）。 寧光杰、馬俊龍（2019）在一項針對留守兒童的研究中發(fā)現(xiàn)隨遷子女的教育意愿相對于留守子女更高：隨遷子女的教育意愿要比留守子女高1年多，并且提高了隨遷子女接受高等教育意愿近10個百分點[29]（149），這意味著即使不考慮父母的日常參與，僅僅是父母的陪伴所帶來的激勵效應(yīng)和同群效應(yīng)就已經(jīng)能夠大幅提升學(xué)生的教育意愿了。綜上所述，雖然在對父母參與對教育意愿作用機制的理解上存在差異，但是大多數(shù)學(xué)者仍然認同父母參與對教育意愿存在正向影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文統(tǒng)計回歸所用的數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心的“中國教育追蹤調(diào)查（2014—2015學(xué)年）”的統(tǒng)計成果。在學(xué)生問題方面，CEPS收集了教育期望、家庭狀況、老師關(guān)注、家長參與、同伴行為表現(xiàn)等信息，適合用來回答本文的研究問題。2014—2015學(xué)年，該調(diào)查對七、九年級學(xué)生進行了實地追訪。

（二）變量

1.結(jié)果變量。中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）問卷中詢問了青少年的教育意愿：“你希望自己讀到什么程度？”選項包括：現(xiàn)在就不要念了、初中畢業(yè)、中專/技校、職業(yè)高中、高中、大學(xué)?？?、大學(xué)本科、碩士研究生、博士研究生和無所謂。如果中學(xué)生的教育意愿是大學(xué)?？啤⒋髮W(xué)本科、碩士研究生、博士研究生，這四項中的一項，則賦值“1”，否則賦值“0”。

2.核心自變量。本研究的核心自變量包括同伴的影響、老師的關(guān)注和家長的參與，均為連續(xù)變量。

“同伴影響”包含“同伴的積極影響”和“同伴的消極影響”?！巴榉e極影響”對應(yīng)的題設(shè)為“上面提到的幾個好朋友有沒有以下情況——學(xué)習(xí)成績優(yōu)良/學(xué)習(xí)努力刻苦/想上大學(xué)”?！巴榈南麡O影響”包含逃課、曠課、逃學(xué)/違反校紀被批評、處分/打架/抽煙、喝酒/經(jīng)常上網(wǎng)吧、游戲廳等/談戀愛/退學(xué)了，選項分別為“沒有這樣的、一到兩個這樣的、很多這樣的”，分別賦值1—3分?！巴榈姆e極影響”“同伴的消極影響”取值范圍分別在3—9分和7—21分之間。

“老師關(guān)注”包含“老師的提問頻率”和“老師的鼓勵頻率”?！袄蠋煹奶釂栴l率”對應(yīng)的題設(shè)為“關(guān)于主課程，你是否同意下列說法—數(shù)學(xué)/語文/英語老師經(jīng)常提問我，選項為“完全不同意、比較不同意、比較同意、完全同意”，分別賦值1—4分?！袄蠋煹墓膭铑l率”對應(yīng)的題設(shè)為“關(guān)于主課程，你是否同意下列說法-數(shù)學(xué)/語文/英語老師經(jīng)常表揚我，選項為“完全不同意、比較不同意、比較同意、完全同意”，分別賦值1—4分，三題分值加總即為該維度得分，“老師的提問頻率”和“老師的鼓勵頻率”取值范圍均在3—12分之間。

“家長參與”包含“家長的學(xué)業(yè)參與”和“家長的生活參與”?！案改笇W(xué)業(yè)參與”對應(yīng)的題設(shè)為“上個星期，你的父母有沒有督促過你的學(xué)習(xí)-檢查你的作業(yè)”“上個星期，你的父母有沒有督促過你的學(xué)習(xí)-指導(dǎo)你的功課”“你的父母在以下事情管你嚴不嚴”。前兩個題項對應(yīng)的回答是“從未；一到兩天；三到四天；幾乎每天”，分別賦值1—4分；最后一個回答包括“不管；管，但不嚴；管得很嚴”三項，分別賦值1—3分?！凹议L的生活參與”對應(yīng)的題設(shè)為“你和父母一起做以下事情的頻率-吃晚飯/讀書/看電視/做運動/參觀博物館、動物園、科技館等/外出看電影、演出、體育比賽等”，選項為“從未做過、每年一次、每半年一次、每個月一次、每周一次、每周一次以上”，分別賦值1—6分?！凹议L的生活參與”和“家長的學(xué)業(yè)參與”取值范圍分別在3—12分和7—42分之間。

3.控制變量。控制變量包括年級、家庭經(jīng)濟狀況、性別、獨生子女狀況、班級排名、家長高等教育狀況等。

年級是表示學(xué)習(xí)階段的二分變量，分為“七年級”和“九年級”，分別賦值為0和1。

性別是表示生理性別的二分變量，分為“女”和“男”，分別賦值為0和1。

獨生子女狀況是表示同胞結(jié)構(gòu)的二分變量，分為“是”和“否”，分別賦值為 1和 2。

排名是反映學(xué)生班級名次的多分類變量，分為“不好、中下、中等、中上、很好”，分別賦值1—5。

家庭經(jīng)濟情況分為三類：“困難、中等和富?！?，分別賦值 1、2、3。

父母高等教育狀況是表示學(xué)生父母是否接受過高等教育的二分變量，如父母都未接受過?？埔陨系慕逃齽t賦值為0，如有一人以上接受過專科及以上的教育則賦值為1。

（三）模型選擇

由于本文所涉及的解釋變量為分類變量，被解釋變量“高等教育意愿”只有0、1兩種結(jié)果，因此選用Logit模型檢驗中學(xué)生高等意愿的影響因素。Logit模型克服了線性回歸的許多限制條件。假定中學(xué)生的高等教育意愿服從Logistic分布，結(jié)合社會學(xué)和教育學(xué)的相關(guān)理論，將影響高等教育意愿的影響因素分為同伴影響、老師關(guān)注、父母參與三類，并構(gòu)建多元回歸方程模型：

（1）式中：pi代表中學(xué)生i期望接受高等教育的概率，1－p代表中學(xué)生i不期望接受高等教育的概率，pi/（1-pi）表示中學(xué)生希望接受高等教育的發(fā)生比。 β0為常數(shù)項，β1、β2、β3為系數(shù)。Qi代表中學(xué)生的同伴影響的特征向量，包括同伴的積極行為和消極行為；Ii代表中學(xué)生的老師關(guān)注，包括老師的鼓勵頻率和老師的提問頻率；Gi代表中學(xué)生的父母參與，包括家長的學(xué)業(yè)參與與生活參與，Hi代表中學(xué)生的父母高等教育狀況、中學(xué)生的性別、年齡、排名等控制變量。

四、模型建立與結(jié)果分析

（一）模型建立與檢驗

將模型的顯著性P值放寬到0.05。在加入某解釋變量后，只要滿足所有解釋變量的Sig均小于0.1，且模型的擬合優(yōu)度并未明顯下降，即可在此基礎(chǔ)上繼續(xù)加入變量，否則就剔除。在逐步篩選的過程中，班級排名、家長高等教育狀況、同伴群體的積極行為、同伴的消極行為、獨生子女狀況、老師的提問頻率、家長的生活關(guān)注等8個解釋變量得到了保留，回歸結(jié)果如表1所示（表1見文末）。

表1中，班級排名、家長高等教育狀況、同伴群體的積極行為、同伴的消極行為、獨生子女狀況、老師的提問頻率、家長的生活參與P值都小于5%，都對中學(xué)生的高等教育意愿影響顯著。同時，對模型進行整體顯著性檢驗和擬合優(yōu)度檢驗，結(jié)果如表2和表3所示。

表2 最終回歸模型的瓦爾德卡方（Waldx2）檢驗

表3最終回歸模型的擬合優(yōu)度檢驗

從表2中的數(shù)據(jù)看，模型的Wald檢驗值＜0.0001，說明模型的建立有現(xiàn)實意義。表3中的赤池信息準則和施瓦茨準則、對數(shù)似然函數(shù)值的數(shù)值也在加入解釋變量后均有所下降，因此模型擬合程度較好。

（二）數(shù)據(jù)分析

根據(jù)式（1）和表3的回歸結(jié)果，可以將實證檢驗后的Logit回歸方程表述為：

由式（2）可知，影響中學(xué)生高等教育意愿的因素主要來自班級排名、父母高等教育狀況、同伴積極行為、同伴消極行為、獨生子女狀況、性別、老師提問頻率、父母生活關(guān)注8個方面。

在同伴群體的影響上，無論是同伴群體的積極行為還是消極行為意愿都會對中學(xué)生的高等教育意愿產(chǎn)生影響，同伴的努力學(xué)習(xí)、想上大學(xué)等積極行為會影響到身邊的人，進而提升中學(xué)生的高等教育意愿，而逃課、講臟話等消極行為則會降低其他中學(xué)生的高等教育意愿。這是由于在中學(xué)生的社會生態(tài)系統(tǒng)中，個人與同伴的接觸時間相較老師和父母長，影響也更加顯著，這一點在Kellie（2013）[10]的研究中也有所提及。

意料之外的是，與老師的表揚頻率相比，老師的提問頻率更能提升學(xué)生的教育意愿。這可能是因為在大多數(shù)學(xué)生眼中，學(xué)校仍然是一個以學(xué)習(xí)為主要任務(wù)的場所，老師在他們眼中充當?shù)母且粋€工具型的角色，他們往往會將老師視為學(xué)業(yè)指導(dǎo)者的角色，而不是監(jiān)護人。因此對于老師而言，學(xué)科知識領(lǐng)域的提問比單純的表揚更能夠激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)的興趣，增長學(xué)生學(xué)習(xí)的信心，進而提升他們的高等教育意愿。而在家庭中則恰恰相反，父母的學(xué)業(yè)參與對中學(xué)生高等教育意愿的影響不顯著，家長的生活參與反倒能提升學(xué)生的高等教育意愿。這說明在家庭中，學(xué)生更需要的是實際生活的陪伴，即多與孩子共同吃飯、讀書、看電視等活動有助于塑造學(xué)生品格，樹立學(xué)生信心。

最后，在個人狀況方面，父母高等教育狀況、獨生子女狀況、性別都會顯著影響中學(xué)生的高等教育意愿，其具體表現(xiàn)為：父母接受過高等教育的中學(xué)生接受高等教育的意愿是父母未接受過高等教育的中學(xué)生的3.66倍；獨生子女接受高等教育的意愿是非獨生子女的1.34倍；女生接受高等教育的意愿是男生的1.33倍。這一結(jié)論基本驗證了前人關(guān)于父母受教育狀況與同胞結(jié)構(gòu)、性別對子女教育意愿影響的猜想。

五、結(jié)論與建議

本研究使用了中國人民大學(xué)收集的CEPS數(shù)據(jù)，在Logit模型中以高等教育意愿為被解釋變量，從中學(xué)生的同伴影響、父母參與、老師鼓勵三個方面對影響高等教育意愿的因素進行了模型建立和分析?；貧w結(jié)果顯示，中學(xué)生的同伴積極影響、同伴消極影響、老師的提問頻率、父母的生活參與以及其他因素如學(xué)生的班級排名、父母高等教育狀況、性別、獨生子女狀況等個人因素都會顯著影響中學(xué)生的高等教育意愿。研究的創(chuàng)新之處在于著重強調(diào)了大學(xué)及以上教育的特殊性，將其視為獨立的二元變量，而不是簡單地將其視作基礎(chǔ)教育的延續(xù)。

社會生態(tài)系統(tǒng)理論強調(diào)社會系統(tǒng)和生態(tài)系統(tǒng)之間的作用是互構(gòu)的，充滿著各種各樣的可能性，且個體嵌套于相互影響的一系列環(huán)境系統(tǒng)之中。對中學(xué)生而言，同伴、老師與家長共同構(gòu)成學(xué)生的主要閉合生態(tài)環(huán)境教育，這一系統(tǒng)也基本決定了學(xué)生的教育意愿——因為人生來就具有與環(huán)境或他人互動能力，通過自己的行為與社會形成良好的關(guān)系。青少年在同伴、老師、父母的影響下，為了保持自身與群體成員的一致性，會根據(jù)環(huán)境調(diào)整自己的意愿。因此，為了鼓勵更多的中學(xué)生接受高等教育，筆者從家長和老師兩個角度提出以下建議：第一，對于那些希望子女接受高等教育的家長，應(yīng)當參與到子女的生活中去，通過互動給予其接受高等教育的支持與鼓勵，并對中學(xué)生的交友進行監(jiān)管：鼓勵子女與學(xué)習(xí)認真、想上大學(xué)的上進同伴交往，減少與早戀、打架、退學(xué)的不良同伴的交往。第二，老師也應(yīng)當重視課堂教育對學(xué)生高等教育意愿的塑造作用，多提問學(xué)生，鼓勵在課堂上踴躍回答問題，樹立學(xué)生信心，關(guān)注中學(xué)生的交際，提升教育的效果，進而提升他們的教育意愿。

表1 逐步篩選的回歸模型

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