父母受教育程度對農(nóng)村兒童校外時間配置的影響

姜 楠

(浙江農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院，浙江 杭州 311300)

互聯(lián)網(wǎng)時代的到來給人們的生活帶來極大的便利的同時，也改變著人們的生活方式，人們對手機、電腦等電子產(chǎn)品的依賴程度與日俱增，這種依賴同時也體現(xiàn)在兒童的校外時間配置上。據(jù)《兒童藍皮書：中國兒童發(fā)展報告(2019)》統(tǒng)計，在上學日，平均每個兒童的校外生活時間分配中，花費時間最多的類別是做作業(yè)，占時87.85 min，其次是外出游玩，占時45.82 min，再次是電子產(chǎn)品使用時間，占時43.24 min[1]。兒童處在身心發(fā)育的重要階段，校外時間的合理配置對兒童學習、身心健康有重要影響，從而影響兒童的人力資本積累以及未來的收入水平和社會地位。對兒童放學后時間的放任不管是一種對兒童成長和學習機會的浪費[2]，過長的屏前時間會增加青少年肥胖的風險[3]，兒童校外時間配置問題亟需引起關(guān)注。

兒童絕大部分的校外時間都是在家庭中度過的，家庭因素對兒童的校外時間如何配置有重大影響。美國社會學家James Coleman認為，相比較在學校接受教育，兒童所在的家庭及其家庭文化才是造成教育機會不平等的重要因素[4]。Christopher Jencks也認為，兒童在家里受到的影響似乎要遠大于在學校的影響[5]。父母受教育程度作為家庭環(huán)境的關(guān)鍵因素，對兒童生活習慣、學習習慣的養(yǎng)成有直接影響，即使兒童在學校的教育資源是平等的，回到家之后也會由于父母受教育程度的差異造成不同程度的教育資源隱形差距，對兒童的未來發(fā)展帶來負面影響。這不僅不利于阻斷貧窮的代際傳遞以及教育資源公平配置，甚至會進一步擴大貧富差距。

目前關(guān)于在校兒童的研究集中在健康以及學習等方面[6-13]，針對兒童校外時間配置問題，寧可等運用CHNS中2004—2011年的4期數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用時間的增加會明顯加重農(nóng)村青少年睡眠不足和肥胖問題，從而影響其身體健康[14]。還有部分文獻從父母外出的角度出發(fā)，研究留守兒童的校外時間配置問題，大多發(fā)現(xiàn)相比較其他兒童，留守兒童的農(nóng)活負擔和家務(wù)負擔都較重[15-16]。童星基于CEPS數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)相對于一般兒童，留守兒童寫作業(yè)、上輔導班的時間更少[17]。薛海平等基于2013年全國六省市義務(wù)教育階段學生課后活動的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)留守兒童參加課外補習的概率相對較高[18]。周金燕使用北京市四所小學的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，相比較城市本地兒童，來自農(nóng)村的流動兒童在放學后時間里更多沉迷于看電視劇、電影，上網(wǎng)玩游戲等[19]。從父母受教育程度的角度分析兒童校外時間配置問題的研究相對較少，目前已有學者發(fā)現(xiàn)父母教養(yǎng)方式的提高會改善小學生的課外閱讀情況[20]。在現(xiàn)實生活中，父母受教育程度很大程度上決定了他們教養(yǎng)兒童的方式，也影響著兒童的校外時間配置。一方面，受教育程度高的家長更有可能為孩子科學、合理地安排校外時間。另一方面，父母在家庭生活中的行為習慣對兒童有潛移默化的影響，兒童處于模仿能力極強的時期，父母在兒童人際關(guān)系中的權(quán)威地位會使兒童對父母的行為習慣進行最大程度的模仿，受教育程度高的父母更有可能給孩子樹立良好的時間管理的榜樣。

基于此，本文使用2006年、2009年、2011年和2015年的中國營養(yǎng)與健康調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，實證研究父母受教育程度對兒童校外時間配置的影響，分析父母受教育程度不同的兒童在校外時間配置上是否有顯著差異，對于減少家庭文化資本差距給兒童發(fā)展帶來的負面影響有現(xiàn)實性意義。

1 數(shù)據(jù)來源、變量說明與描述統(tǒng)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)庫。CHNS調(diào)查是中國疾病預防控制中心營養(yǎng)與食品安全所與美國北卡羅來納大學人口中心合作開展的調(diào)查項目，采用分區(qū)、多階段隨機抽樣方法在我國東、中、西部多個省份開展入戶調(diào)查，問卷內(nèi)容涉及勞動、教育、健康和社區(qū)調(diào)查等諸多方面的信息。該項調(diào)查始于1989年，并于其后每隔1～3年進行一次追蹤調(diào)查，目前最新公開到了2015年第10期的數(shù)據(jù)。鑒于本文的研究目標，本文所使用的是2006年至2015年4個調(diào)查年份(2006年、2009年、2011年和2015年)中年齡在6～18歲的農(nóng)村在校兒童。這樣選取樣本的原因有二：首先，CHNS是從2006年調(diào)查時才開始收集兒童的上網(wǎng)瀏覽時間等信息；其次，我國《義務(wù)教育法》規(guī)定的小學入學年齡為6周歲，同時參照《聯(lián)合國兒童權(quán)利公約》將兒童年齡上限界定為18周歲。在剔除缺失值之后，最終共獲得3 518個觀測內(nèi)容。

1.2 變量說明

本文的主要變量及變量定義見表1。其中，被解釋變量是農(nóng)村在校兒童每天的校外時間配置。具體包括兒童上學前、放學后及周末的屏前時間、做家庭作業(yè)的時間以及睡眠時間。其中兒童的屏前時間是指兒童每天使用電視、電腦以及手機的時間總和，具體包括兒童看電視、看錄像以及玩游戲機、上網(wǎng)瀏覽、網(wǎng)上聊天和玩電腦或手機游戲的時間。

表1 變量定義

本文的關(guān)鍵解釋變量是兒童的父母受教育程度，CHNS問卷中調(diào)查受訪者“你受過幾年正規(guī)的學校教育”？因此本文以受教育年限表示父母的受教育程度。控制變量里兒童的個人特征包括兒童年齡、兒童性別；父母特征包括父母的外出情況；家庭特征包括同胞數(shù)量、家庭人均收入的對數(shù)。此外，還控制了地區(qū)和調(diào)查年份的固定效應。

1.3 描述統(tǒng)計

表2匯報了本文中主要變量的描述統(tǒng)計，其中兒童的平均屏前時間在118 min左右，兒童做家庭作業(yè)的平均時間79 min，也就是說，農(nóng)村兒童每日在電視、電腦、手機前花費的平均時間已經(jīng)超過他們完成家庭作業(yè)所花費的平均時間。農(nóng)村兒童父親的平均受教育程度在10年左右，母親平均受教育程度在9年左右，可以看出農(nóng)村兒童父母的受教育程度普遍不高。兒童每天的校外時間配置是否受兒童的父母受教育程度影響有待進一步驗證。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

2 模型設(shè)計

構(gòu)建一個多元線性回歸統(tǒng)計模型，即OLS模型，分析兒童的校外時間配置與父母的受教育程度的線性關(guān)系，進而驗證父母的受教育程度對兒童的校外時間配置產(chǎn)生了怎樣的影響。模型估計如下：

Ti=α+βf1+βm2+γxi+ε

式中，Ti表示兒童的各項校外時間配置，分別是屏前時間、做家庭作業(yè)的時間、以及兒童的睡覺時間，f表示父親的受教育程度，m表示母親的受教育程度，xi表示一系列包含兒童特征、父母特征、家庭特征的控制變量。

3 實證結(jié)果

3.1 全樣本估計結(jié)果

表3報告了父母受教育程度對兒童校外時間配置影響的OLS估計結(jié)果?？梢钥闯龈赣H受教育程度對兒童做家庭作業(yè)的時間有顯著的正向影響，且在5%水平上顯著，對兒童的屏前時間有顯著的負向影響且在1%水平上顯著。母親的受教育程度對兒童做家庭作業(yè)時間和屏前時間并無顯著影響，但對兒童的睡眠時間有5%水平上顯著的負向影響。這種情況有以下兩個方面的原因：一方面是因為母親在家庭生活中負責家務(wù)勞動時間相對較多，父親有相對更多的閑暇時間監(jiān)督并輔導兒童完成家庭作業(yè)；另一方面，受教育程度高的父親可能更有意識、有能力在孩子的課余學習上投入時間，受教育程度低的父親可能既沒有能力輔導孩子完成作業(yè)，也缺乏在孩子的學習上投入時間的意識。此外，受傳統(tǒng)因素影響，兒童的飲食起居一般由母親主導，受教育程度高的母親可能會為兒童安排相對科學的睡眠時間，減少兒童的貪睡情況。

此外，兒童年齡與家庭作業(yè)時間、屏前時間都具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，與睡眠時間顯著負相關(guān)。這是因為隨著兒童年齡增長，兒童的課業(yè)愈加繁重，睡眠時間相對減少，課余接觸電子產(chǎn)品的機會也越來越多。在家庭特征方面，同胞個數(shù)與兒童家庭作業(yè)時間呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，也就是說，兒童的兄弟姐妹越多，放學后用于專注完成家庭作業(yè)的時間越少。家庭人均收入與兒童的家庭作業(yè)時間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，家庭經(jīng)濟狀況越好，可用于兒童教育的投資支出也越高，兒童花費在家庭作業(yè)上的時間也相對越長。

3.2 按不同年齡段分樣本估計結(jié)果

為了考察父母受教育程度對不同年齡段的兒童時間配置的影響是否存在異質(zhì)性，將兒童樣本分成6～12歲、12～18歲兩個年齡組。可以看出，父親受教育程度對6～12歲、12～18歲兒童的屏前時間均有顯著的負向影響，父親受教育程度對6～12歲兒童的家庭作業(yè)時間有顯著的正向影響，但對12～18歲兒童的家庭作業(yè)時間并沒有顯著影響。

表3 OLS回歸結(jié)果

這一結(jié)果說明，父親的受教育程度對兒童家庭作業(yè)時間的影響主要作用于小學生群體。一方面，與中學生相比，小學生的家庭作業(yè)相對簡單，輔導起來相對容易；另一方面，兒童在小學階段尚未養(yǎng)成穩(wěn)定的學習習慣，對家長輔導的依賴心理也較強，而他們在中學階段基本已經(jīng)可以獨立完成家庭作業(yè)。母親受教育程度對兒童睡眠時間的負向影響主要作用于12～18歲的兒童，中學階段的兒童相比較小學階段，學習任務(wù)更加繁重，受教育程度高的母親可能會出于督促孩子學習的目的更加嚴格地控制孩子的睡眠時間。此外，家庭人均收入對兒童家庭作業(yè)時間的正向影響也主要作用于小學階段的兒童，說明家庭教育投資對兒童學業(yè)的積極作用在小學階段更加顯著(見表4、表5)。

表4 6～12歲樣本回歸結(jié)果

表5 12～18歲樣本回歸結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

父母的受教育程度如何影響兒童的校外時間配置對兒童的人力資本積累有重要意義。本文利用CHNS數(shù)據(jù)，實證研究在控制兒童特征變量、父母特征變量、家庭特征變量以及年份和地區(qū)虛擬變量的情況下，父母受教育程度對兒童校外時間配置(兒童家庭作業(yè)時間、兒童屏前時間、兒童睡眠時間)的影響情況。研究發(fā)現(xiàn)，父親受教育程度越高，兒童做家庭作業(yè)的時間越長，屏前時間越短。母親受教育程度越高的兒童，睡眠時間越短。其中，父親受教育程度對兒童家庭作業(yè)時間的正向影響主要作用于小學生群體，母親受教育程度對兒童睡眠時間的負向影響主要作用于中學生群體。此外，家庭人均收入也對兒童家庭作業(yè)時間有顯著的正向影響，且主要作用于小學生群體。

基于上述研究結(jié)論，可以發(fā)現(xiàn)父母受教育程度對兒童的校外時間配置有重要影響，考慮到父母受教育程度低對兒童的校外時間配置造成的消極影響，為了保證未來農(nóng)村勞動力質(zhì)量以及促進教育公平，需要強化家庭教育的理念，讓家長明白家庭環(huán)境對兒童成長的重要性，擔負起作為家長對兒童的教育責任。一方面，學校和家長之間應該建立一種長期的合作關(guān)系，使學校更了解兒童在成長中遭遇的問題，同時也使家長對兒童的學習、生活狀態(tài)有全面的了解，這樣才能共同幫助兒童健康成長；另一方面，學?？梢远ㄆ陂_設(shè)針對學生家長的親子講座，使家長在學校的指導下學會積極有效的溝通，從而改善家庭教育環(huán)境。此外，在當前的中國農(nóng)村地區(qū)，放學后的兒童托管機構(gòu)還未推廣開來，即使有托管機構(gòu)，父母受教育程度低的家庭往往收入也不高，無法負擔高昂的托管費用，政府可以投入資金建設(shè)公益性質(zhì)的托管機構(gòu)，幫助低收入家庭的兒童更好的管理放學后時間。最后，政府還應加大對農(nóng)村成人教育的資金投入，開辦家長學校，提高農(nóng)村家長的綜合素質(zhì)，實現(xiàn)家長再教育，從而改善兒童的成長環(huán)境，減少家庭文化資本差距對兒童人力資本積累的阻礙，促進教育資源公平配置，縮小貧富差距。