家庭教育指導服務(wù)的雙重差異與政策啟示

雷萬鵬 向 蓉

一、 問題緣起

家庭是影響兒童成長的重要環(huán)境之一，家庭教育是影響兒童發(fā)展的關(guān)鍵因素。在2018年召開的全國教育大會上，習近平總書記指出：“家庭是人生的第一所學校，家長是孩子的第一任老師，要給孩子講好‘人生第一課’，幫助扣好人生第一?？圩??！?1)習近平：《共同擔負起青少年成長成年的責任》，《人民日報》2018年9月14日，第2版。家庭教育作為現(xiàn)代教育體系的重要組成部分，與學校教育、社會教育共同構(gòu)成塑造人的教育體系，家庭教育質(zhì)量的提升對人與社會的發(fā)展有重要影響。

從現(xiàn)實來看，我國家庭教育發(fā)展與家長教育素養(yǎng)的提升依然面臨著嚴峻的挑戰(zhàn)，家長教育意識與教育行為脫節(jié)、家長教育觀念功利化、家長教育素養(yǎng)不高等問題還普遍存在。長期以來，家庭教育被視為家庭的“私事”。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展及家庭教育深層次問題的顯現(xiàn)，人們逐漸認識到家庭教育不僅僅是私人問題，還關(guān)乎社會和諧穩(wěn)定與國家長遠發(fā)展，家庭教育逐漸從“家事”變成“國事”。近年來，為全面強化和提高家長的家庭教育主體責任與教育水平，教育部等部門相繼頒布《關(guān)于加強家庭教育工作的指導意見》《關(guān)于指導推進家庭教育的五年規(guī)劃(2021—2025年)》；明確提出建立健全適應(yīng)城鄉(xiāng)發(fā)展、滿足家長和兒童需求的家庭教育指導服務(wù)體系，促進家庭教育工作均衡深入發(fā)展，為營造有利于兒童健康成長的家庭和社會環(huán)境創(chuàng)造條件。特別是在“雙減”背景下，黨、國家和人民對家庭教育提出了更高要求，建立健全家庭教育指導服務(wù)體系，提升家長的教育素養(yǎng)，顯得尤為重要。

阿馬蒂亞·森提出要對個體及其家庭的“可行能力”進行社會投資，以此促進家庭監(jiān)護能力與教育能力的提升(2)胡湛、彭希哲：《家庭變遷背景下的中國家庭政策》，《人口研究》2012年第2期。。Heckman(2007)構(gòu)建的“能力形成模型”指出，外部投資和社會干預是提升個體能力的重要途徑之一(3)J.J.Heckman,“The economics,technology,and neuroscience of human capability formation”,PNAS,Vol.104,No.33,2007,pp.13250-13255.。家庭教育指導服務(wù)主要有五方面的功能：一是挖掘家長的教育潛力，二是提高家長的教育意識，三是幫助家長樹立正確的教育理念，四是幫助家長獲得教育技能，五是預測父母行為的后果(4)R.Ailincai & A.Weil-Barais,“Parenting education:Which intervention model to use?”,Procedia-Social and Behavioral Sciences,Vol.106,2013,pp.2008-2021.。家長的教育能力是影響兒童發(fā)展的重要因素，對家長的指導可以有效幫助家長形成正確的教養(yǎng)理念和養(yǎng)育子女的知識技能，抑制錯誤的教養(yǎng)行為，從而減少兒童的問題行為并促進兒童健康發(fā)展(5)A.R.Piquero,D.P.Farrington & B.C.Welsh,et al.,“Effects of early family/parent training programs on antisocial behavior and delinquency”,Journal of Experimental Criminology,Vol.5,No.2,2009,pp.83-120.。實證研究表明，家庭教育指導服務(wù)的投資回報率介于2%至17%之間，具有較高的投資回報率(6)S.Aos,P.A.Phipps,R.Barnoski & R.Lieb,The Comparative Costs and Benefits of Programs to Reduce Crime,Olympia,WA:Washington State Institute for Public Policy,2001,pp.234-238.。

《中華人民共和國家庭教育促進法》明確指出“教育行政部門、婦女聯(lián)合會統(tǒng)籌協(xié)調(diào)社會資源，協(xié)同推進覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導服務(wù)體系建設(shè)”。這對家庭教育指導服務(wù)提出機會普惠性和指導差異性兩方面的要求：一是家庭教育指導服務(wù)具有普惠性，必須惠及每一個家庭、每一個兒童，尤其要關(guān)注學困生、貧困生、農(nóng)村留守兒童、城市隨遷子女、離異家庭等處境不利兒童和家庭，應(yīng)以公平為基本價值取向，優(yōu)先滿足處境不利群體的基礎(chǔ)性需求，為這部分弱勢群體提供公共性、公益性的“兜底式”家庭教育指導服務(wù)。二是家庭教育指導服務(wù)應(yīng)滿足人民群眾多層次、多樣化需求，堅持因材施教原則，為不同家庭提供精準化指導。富有個性的家庭系統(tǒng)決定了家庭教育指導服務(wù)的特殊性和復雜性，應(yīng)變革家庭教育指導服務(wù)的供給方式，提供豐富、多元、優(yōu)質(zhì)的家庭教育指導服務(wù)產(chǎn)品，以回應(yīng)不同家庭的需求和偏好，提高家庭教育指導服務(wù)效果。

國際社會對家庭教育指導服務(wù)的重要性已達成共識，美國的“早期開端計劃”、澳大利亞的“積極教養(yǎng)計劃”、法國的“明智育兒項目”、英國的“確保開端計劃”等均屬于家庭教育指導服務(wù)項目。整體來看，我國的家庭教育指導服務(wù)還處于萌芽階段，以家長會、專家講座等集體指導形式為主，“家長學校”的功能發(fā)揮極為有限(7)許璐穎、周念麗：《學前兒童家長親職教育現(xiàn)狀與需求》，《學前教育研究》2016年第3期。。此外，家庭教育指導服務(wù)內(nèi)容零散，無法滿足家庭需求(8)邊玉芳、張馨宇：《新時代我國家庭教育指導服務(wù)體系：內(nèi)涵、特征與構(gòu)建策略》，《中國電化教育》2021年第1期。，家庭教育指導服務(wù)途徑不靈活，指導對象缺乏針對性(9)吳艷、吳穎婷：《上海市小學家庭教育指導的現(xiàn)狀調(diào)查》，《教育學術(shù)月刊》2021年第1期。。究其原因，一方面，家長對自身教育素養(yǎng)和家庭教育指導服務(wù)的重要性認識不足，投資家庭教育指導服務(wù)的積極性不高。另一方面，家庭教育指導服務(wù)作為一項社會支持政策，仍停留在倡導層面，一直被視為是一個“軟任務(wù)”，而不是“硬制度”(10)錢潔、陳漢民：《家庭教育指導:急需個性化和科學化》，《教育科學研究》2018年第5期。。如何拓展家庭教育指導服務(wù)的覆蓋面，不斷提升家庭教育指導服務(wù)的質(zhì)量與效果，是構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導服務(wù)體系的關(guān)鍵。

在家庭教育日益得到各界高度關(guān)注的當下，家庭教育指導服務(wù)對提升家長教育素養(yǎng)產(chǎn)生了怎樣的影響？不同家長的獲益機會與效果是否存在差異？本文基于湖北省8市18縣(區(qū))1850個家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用普通最小二乘法、準實驗的傾向得分匹配法及異質(zhì)性的分位數(shù)回歸等方法，實證分析了家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響及其差異性，以期為相關(guān)政策制定提供有益啟示。

二、 研究設(shè)計

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2019年6月至8月華中師范大學課題組對湖北省8市18縣(區(qū))進行的調(diào)研。湖北省地處中部地區(qū)，是教育大省，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地理差異、教育發(fā)展形態(tài)和人口特征看，能夠較好地反映中西部地區(qū)特征。近年來，湖北省相繼出臺了《家庭教育指導與服務(wù)“十三五”規(guī)劃》《湖北省家庭教育促進條例》等家庭教育政策，在構(gòu)建家庭教育指導服務(wù)體系方面進行了卓有成效的探索。比如，通過打造“家愛學院”網(wǎng)上家長學校，持續(xù)推進“家庭教育楚天行”；通過“湖北省家風家教實踐基地”和示范家長學校開展“家庭教育公益大講堂”“荊楚好父母”“家教萬里行”等豐富多彩的家庭教育指導服務(wù)活動，有效提升了家長的教育素養(yǎng)。因此，基于湖北省的調(diào)研具有相當?shù)牡湫托院痛硇浴?/p>

本次抽樣分四個步驟：首先，按照社會經(jīng)濟發(fā)展水平以及地理位置等因素選取湖北省8個樣本市；其次，在每個市內(nèi)根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平選取經(jīng)濟較為發(fā)達、經(jīng)濟發(fā)展水平中等及相對貧困縣各一個；再次，在樣本縣分別選取城關(guān)鎮(zhèn)、經(jīng)濟發(fā)展水平中等及經(jīng)濟欠發(fā)達鄉(xiāng)鎮(zhèn)各一個；最后，采用非概率抽樣中的偶遇抽樣方法，即研究者在鄉(xiāng)鎮(zhèn)中選擇30至50個容易找到的或者偶然遇到的家庭進行入戶調(diào)查。調(diào)研分別設(shè)計了家長問卷和學生問卷，并將兩者一一匹配，形成“家長-學生”數(shù)據(jù)庫。

(二) 變量界定

1. 被解釋變量

本文被解釋變量為家長教育素養(yǎng)，其量表參考育兒勝任力模型中的家長教育素養(yǎng)分量表(11)B.D.Johnson,L.D.Berdahl & M.Horne,et al.,“A Parenting Competency Model”,Parenting:Science and Practice,Vol.14,No.2,2014,pp.92-120.，采用“翻譯-回譯”的方式，在保持與原量表內(nèi)容一致的前提下，對其進行本土化表達形成五點計分量表。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，量表的Cronbach α系數(shù)為0.932，KMO值為0.948，表明量表具有較高的信效度。量表共24個題項，分為家庭教育觀念、家庭教育知識、家庭教育能力三個子維度。家長教育素養(yǎng)及其子維度得分均值(1—5)代表家長教育素養(yǎng)狀況，均值越大，代表家長教育素養(yǎng)越高。

2. 核心解釋變量

本文核心解釋變量是家庭教育指導服務(wù)。問卷中詢問了家長“您有沒有接受過家庭教育指導服務(wù)？”答案為二分變量(有=1，沒有=0)。在傾向值匹配分析中，沒有接受過家庭教育指導服務(wù)為控制組，接受過家庭教育指導服務(wù)為處理組。其中接受過家庭教育指導服務(wù)的家長比例為40%。

樣本信息顯示，從指導服務(wù)形式看，參加家長會占32.19%，家庭教育講座占20.84%，開展親子活動占13.88%，QQ或微信群的資源共享占13.76%，家長學校占6.91%，家庭訪問占5.56%，電話指導占3.82%，個別指導占3.03%。從指導服務(wù)內(nèi)容看，有關(guān)家庭教育方法的占28.73%，有關(guān)家長教育觀念的占24.09%，有關(guān)家庭教育知識、家庭教育策略、家庭教育能力的分別占23.10%、12.94%、11.14%。從家庭教育指導服務(wù)存在的問題看，主要集中在三個方面，即指導內(nèi)容服務(wù)太理論化(33.53%)、指導服務(wù)活動形式單一(27.97%)、指導者專業(yè)化水平不高(20.66%)。這表明家庭教育指導服務(wù)體系的可及性和覆蓋面不夠，家庭教育指導服務(wù)的質(zhì)量有待進一步提升。

3. 協(xié)變量

基于已有研究及課題組田野調(diào)查，本文選擇了可能會同時影響家長家庭教育指導服務(wù)機會獲得和家長教育素養(yǎng)的因素作為協(xié)變量。(1)家長年齡。有研究顯示，母親年齡越大，心理越成熟、經(jīng)驗越豐富、生活越富裕，她們教育子女的能力可能會越強(12)J.Hardy,N.M.Astone & J.Brooks-Gunn,et al.,“Like mother,like child:Intergenerational patterns of age at first birth and associations with childhood and adolescent characteristics and adult outcome in the second generation”,Developmental Psychology,Vol.34,No.6,1998,pp.1220-1232.。(2)家庭社會經(jīng)濟地位。相對而言，社會經(jīng)濟地位較高的家長有更多時間和經(jīng)濟資本去提升自己，其教育素養(yǎng)也更高(13)A.V.McGillicuddy-DeLisi,“Parental beliefs about developmental processes”,Human Development,Vol.25,No.3,1982,pp.192-200.。本文選擇父母雙方教育水平較高一方的受教育年限、父母雙方職業(yè)水平較高一方的職業(yè)得分、家庭經(jīng)濟狀況得分、家庭文化資源得分四個變量計算得出的家庭社會經(jīng)濟地位作為協(xié)變量(14)計算公式為：家庭社會經(jīng)濟地位=(β1*edu+β2*ocup+β3*eco+β4cul)/γ，β1-β4分別代表受教育水平、職業(yè)得分、家庭經(jīng)濟狀況得分、家庭文化資源得分四個指標的因子載荷系數(shù)，γ為主因子特征值。其中，父母的職業(yè)參照中國社科院在《中國社會分層研究報告》的職業(yè)劃分標準，從低到高分別賦值為“1分(無業(yè)、待業(yè))-10分(黨政干部)”，取父母雙方職業(yè)得分較高一方納入計算。家庭經(jīng)濟狀況用“一張供學習使用的書桌”“一個孩子單獨的房間”“一臺可使用的電腦”作為測量指標，“有”賦值1，“沒有”賦值0，加總分數(shù)為經(jīng)濟狀況得分。家庭文化資源得分用經(jīng)典文學作品(如《西游記》)、古詩詞(如《唐詩三百首》)、藝術(shù)品(如畫作、雕塑)、教輔讀物(如課外書、參考書)、字典詞典作為測量指標，“有”賦值1，“沒有”賦值0，加總分數(shù)為家庭文化資源得分。。(3)家庭結(jié)構(gòu)。實證研究表明，單親家庭由于家庭結(jié)構(gòu)不完整，家庭教育功能出現(xiàn)缺損，由此也影響親子互動、父母監(jiān)督、學業(yè)輔導(15)P.R.Amato,“The consequences of divorce for adults and children”,Journal of Marriage and Family,Vol.62,No.4,2000,pp.1269-1287.。根據(jù)王躍生(2013)和吳愈曉、王鵬、杜思佳(2018)對家庭結(jié)構(gòu)的劃分，本文將家庭結(jié)構(gòu)分為雙親缺席家庭、單親家庭、雙親家庭三類(16)參考吳愈曉等對家庭結(jié)構(gòu)的劃分，父母雙方均不和孩子同住的為雙親缺席家庭、孩子僅與母親一起居住或者孩子僅與父親一起居住的為單親家庭、孩子與父母雙方共同居住的為雙親家庭。，以雙親家庭為參照組。(4)城鄉(xiāng)分布。養(yǎng)育行為存在明顯的城鄉(xiāng)差異，城市家長的教育知識水平普遍較高，這在一定程度上能夠保證養(yǎng)育行為的“質(zhì)量”可能會好于農(nóng)村地區(qū)(17)李英、賈米琪、鄭文廷、湯蕾、白鈺：《中國農(nóng)村貧困地區(qū)兒童早期認知發(fā)展現(xiàn)狀及影響因素研究》，《華東師范大學學報》(教育科學版)2019年第3期。。城鄉(xiāng)為二分變量，以戶口所在地為劃分依據(jù)，城市為設(shè)立市的市區(qū)和縣政府所在的建制鎮(zhèn)(城關(guān)鎮(zhèn))，村為非縣政府所在的建制鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村，以農(nóng)村為參照組。(5)父母外出務(wù)工。改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展及城鎮(zhèn)化進程的快速推進，農(nóng)村剩余勞動力不斷向城市地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)流動，由此形成了大量外出務(wù)工人員，他們整體呈現(xiàn)出教育素養(yǎng)不高和接受家庭教育指導服務(wù)的情況不佳等問題(18)李楊、任金濤：《中國流動、留守兒童的家庭教育指導服務(wù)現(xiàn)狀與建議》，《首都師范大學學報》(社會科學版)2013年第5期。。具體操作中，父母外出務(wù)工為二分變量，以父母未外出務(wù)工為參照。(6)參與家庭教育指導服務(wù)的意愿。參與意愿不僅會影響家庭教育指導服務(wù)的選擇，還會影響家庭教育指導服務(wù)效果，應(yīng)加以考量。(7)家長工作之余的自我發(fā)展。家長在工作之余的學習，是家長對自身人力資本投資的途徑，也是其不斷積累文化資本的重要過程(19)雷萬鵬、向蓉：《學生科學素養(yǎng)提升之家庭歸因——基于中國PISA 2015數(shù)據(jù)的分析》，《全球教育展望》2020年第9期。。具體操作中，本文將該變量設(shè)定為二分變量，工作之余有自我發(fā)展活動為1，沒有自我發(fā)展活動為0。

(三) 研究方法

首先，我們要分析接受家庭教育指導服務(wù)與未接受家庭教育指導服務(wù)的家長在個體特征和家庭背景方面是否存在差異，以此了解兩類群體的基本特征是否匹配。在此基礎(chǔ)上，采用Logit估計方法考察家長接受家庭教育指導服務(wù)的影響因素。

其次，為了精確地評估家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響，我們同時采用了OLS估計方法和傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，以下簡稱PSM)。家長接受家庭教育指導服務(wù)的決策并非隨機，受到個體因素、家庭因素等可觀測特征的影響。為探索家庭教育指導服務(wù)與家長教育素養(yǎng)之間的因果關(guān)系，本文采用Rosenbaum和Rubin(1985)提供的傾向得分匹配法(20)P.R.Rosenbaum & D.B.Rubin,“Constructing a control group using multivariate matched sampling models that incorporate the propensity score”,American Statistician,Vol.39,No.1，1985,pp.33-38.，以處理選擇性偏誤問題。傾向得分匹配法的基本原理是：為接受家庭教育指導服務(wù)的家長i找到一個在可觀測特征上近似但未接受家庭教育指導服務(wù)的家長，將該個體作為家長i的反事實樣本，同時基于對結(jié)果均值的比較，實現(xiàn)平均處理效應(yīng)的估計。我們將接受家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的平均處理效應(yīng)記為處理組的平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect Treated，簡記為ATT)，模型如下：

ATT=E{E[Guide1i-Guide0i|Di=1,p(Xi)]}

其中，Guide1i和Guide0i分別表示家長個體i接受家庭教育指導服務(wù)和未接受家庭教育指導服務(wù)兩種情況下家長教育素養(yǎng)得分，Di為處理變量，表示家長是否接受家庭教育指導服務(wù)的虛擬變量，如果家長i接受了家庭教育指導服務(wù)，則Di=1，反之Di=0。p(Xi)為傾向得分值，表示在控制樣本特征協(xié)變量X的情況下，家長i接受家庭教育指導服務(wù)的條件概率。本文主要采用k近鄰匹配方法，并運用半徑匹配以及非參數(shù)核匹配方法對估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

最后，為檢驗家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)影響的異質(zhì)性，本文采用Koenker和Bassett(21)R.Koenker & J.G.Bassett,“Regression quantiles”,Econometrica,Vol.46,No.1,1978,pp.33-50.提出的分位數(shù)回歸估計方法，模型如下：

β1表示家庭教育指導服務(wù)Guideit的邊際變化對家長在Qτ分位點上教育素養(yǎng)的邊際影響。Qτ表示分位數(shù)，一般取值在0.1—0.9之間，取值越高表明家長教育素養(yǎng)分位越高(如0.9表示教育素養(yǎng)排前10%的家長)。

三、 實證結(jié)果

(一) 樣本的描述性特征

表1顯示，接受家庭教育指導服務(wù)的家長與未接受家庭教育指導服務(wù)的家長在家長個體特征和家庭特征方面存在明顯差異。相較于未接受過家庭教育指導服務(wù)的家長，接受過家庭教育指導的家庭社會經(jīng)濟地位更高，城市家長占比更大，參與意愿更強烈，且均在0.1%的水平上顯著。數(shù)據(jù)顯示，接受過家庭教育指導服務(wù)的家長，其教育素養(yǎng)總體水平顯著高于未接受過家庭教育指導服務(wù)的家長。從家長教育素養(yǎng)的三個子維度來看，接受過家庭教育指導服務(wù)的家長在家庭教育觀念、家庭教育知識、家庭教育能力上的得分分別高0.12分、0.21分、0.17分。

(二) 影響家長接受家庭教育指導服務(wù)的因素：基于Logit模型的估計

表2中，Logit回歸結(jié)果顯示，家庭社會經(jīng)濟地位、城鄉(xiāng)分布、家長參與意愿對其接受家庭教育指導服務(wù)有顯著影響。家庭社會經(jīng)濟地位每提高一個單位，家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率增加11%，即家庭社會經(jīng)濟地位越高，家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率越高。城市家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率比農(nóng)村家長顯著高33.7%。家長參與家庭教育指導服務(wù)的意愿每增加一個單位，家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率增加43.2%，這表明家長參與家庭教育指導服務(wù)的意愿越強烈，越有可能接受家庭教育指導服務(wù)。此外，家長年齡、家庭結(jié)構(gòu)、父母是否外出務(wù)工、工作之余是否有自我發(fā)展活動對家長是否接受家庭教育指導服務(wù)沒有顯著影響。

表1 變量描述

表2 接受家庭教育指導服務(wù)的影響因素

(三) 家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響：基于PSM模型估計

1. 協(xié)變量的平衡性檢驗

協(xié)變量的平衡性檢驗關(guān)注的是具有相同傾向得分的家長在接受家庭教育指導服務(wù)上是否遵循隨機分配，即接受家庭教育指導服務(wù)與未接受家庭教育指導服務(wù)的家長應(yīng)該具有相似的個體特征，從而保證平均處理效應(yīng)估計的準確性。從表3提供的k近鄰匹配的平衡性檢驗結(jié)果可知，數(shù)據(jù)平衡后各協(xié)變量的標準化平均值差異均小于5%，各協(xié)變量的偏誤均實現(xiàn)了不同程度的削減。其中，單親家庭實現(xiàn)了最大幅度的偏誤削減，降幅達到了201.8%，而父母是否外出務(wù)工的偏誤削減幅度最小，降幅為2.8%。從t檢驗來看，匹配后協(xié)變量的p值增大且均大于0.05，說明數(shù)據(jù)匹配結(jié)果接受處理組與控制組之間不存在顯著差異的原假設(shè)，數(shù)據(jù)匹配消除了接受家庭教育指導和未接受家庭教育指導在可觀測特征上的顯著差異，這表明本研究滿足了平衡性假設(shè)。家長教育素養(yǎng)匹配前后核密度函數(shù)估計圖顯示(22)家長教育素養(yǎng)匹配前后核密度函數(shù)估計圖備索。，數(shù)據(jù)匹配后，處理組與控制組變得相對擬合與聚攏，重疊區(qū)域也變得寬泛，處理組與控制組傾向得分的部分形態(tài)已經(jīng)非常接近。因此，通過數(shù)據(jù)匹配能夠消除家長在可觀測特征上的組間差異，匹配過程明顯修正了兩組樣本傾向得分的分布偏差，匹配效果理想，滿足了共同支撐假設(shè)。

表3 協(xié)變量的平衡性檢驗

2. PSM估計結(jié)果

本文采用k近鄰匹配法(k=4)估計家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響，并采用半徑(卡尺)匹配和核匹配檢驗結(jié)果穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示。第一，對比匹配前后各維度的平均處理效應(yīng)，我們可以發(fā)現(xiàn)家長教育素養(yǎng)、家庭教育觀念、家庭教育知識、家庭教育能力的平均處理效應(yīng)均有所減小，這意味著選擇性偏差高估了家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)及其子維度的效應(yīng)；第二，總體來看，接受過家庭教育指導服務(wù)的家長，其在教育素養(yǎng)相應(yīng)維度上的得分在匹配后均高于未接受過家庭教育指導服務(wù)的家長，這表明接受過家庭教育指導服務(wù)的家長在教育素養(yǎng)優(yōu)于未接受過家庭教育指導服務(wù)的家長；第三，從接受家庭教育指導服務(wù)的平均處理效應(yīng)來看，接受家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響在不同維度上存在差異，其中，接受家庭教育指導服務(wù)對家長的家庭教育知識的正向影響最明顯，平均處理效應(yīng)達到0.113，對家庭教育觀念的影響次之，對家庭教育能力的影響最?。坏谒?，從穩(wěn)健性檢驗結(jié)果來看，半徑匹配和核匹配在估計結(jié)果上與k近鄰匹配估計結(jié)果較為一致，這表明本研究所使用模型及研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響

(四) 家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)影響的異質(zhì)性分析

表5報告了家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)影響的均值效應(yīng)和異質(zhì)性效應(yīng)。分位數(shù)回歸中，我們分別選取了10、25、50、75以及90家長教育素養(yǎng)分位點，依次表示家長在低、中低、中位數(shù)、中高以及高教育素養(yǎng)上的水平，采用自舉法反復抽樣500次進行回歸。OLS回歸結(jié)果顯示，家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)及子維度均有顯著正向作用，接受家庭教育指導服務(wù)的家長在家庭教育素養(yǎng)得分上比未接受家庭教育指導服務(wù)的家長高出0.105個標準分。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，家庭教育指導服務(wù)的影響效應(yīng)隨著家長教育素養(yǎng)分位的提高，呈現(xiàn)先上升后小幅波動的態(tài)勢。值得關(guān)注的是，家庭教育指導服務(wù)對教育素養(yǎng)低(10分位)的家長效應(yīng)不顯著，對教育素養(yǎng)中高(75分位)的家長受益較大。就家庭教育觀念看，家庭教育指導服務(wù)對家庭教育觀念呈“倒V”型關(guān)系：隨著家庭教育觀念分位點的上升，家庭教育指導服務(wù)的影響效應(yīng)先上升再下降，“倒V”型曲線的拐點出現(xiàn)在75分位上，且家庭教育指導服務(wù)僅對家庭教育觀念75分位上的家長有顯著正向作用，影響效應(yīng)為0.145。就家庭教育知識來看，家庭教育指導服務(wù)對不同家庭教育知識水平的家長均有顯著積極影響，且效應(yīng)值較大(0.09以上)。此外，家庭教育指導服務(wù)的效應(yīng)隨家庭教育知識水平的提高不斷增強。就家庭教育能力而言，家庭教育指導服務(wù)對家庭教育能力呈“倒V”型關(guān)系，隨著家庭教育觀念分位點的上升，家庭教育指導服務(wù)的影響效應(yīng)先上升再下降，其中家庭教育能力在75分位點的家長接受家庭教育指導服務(wù)的收益達到了0.151，且家庭教育指導服務(wù)對家庭教育能力中低及以下(25分位及以下)的家長沒有顯著影響。

表5 家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)影響的分位數(shù)回歸估計結(jié)果

四、 結(jié)論與建議

構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導服務(wù)體系，提升家長教育素養(yǎng)是促進我國教育治理體系和治理能力現(xiàn)代化的必然要求?；诤笔?市18縣(區(qū))1850個家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用普通傾向得分匹配法及分位數(shù)回歸等方法，本文實證檢驗了家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響，結(jié)果如下：

第一，家庭教育指導服務(wù)有助于提升家長教育素養(yǎng)。OLS和PSM估計結(jié)果顯示，接受過家庭教育指導服務(wù)的家長在家庭教育素養(yǎng)、家庭教育觀念、家庭教育知識、家庭教育能力上均優(yōu)于未接受過家庭教育指導服務(wù)的家長。家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響效益為0.105，在處理了個體因素、家庭因素等因素帶來的選擇性偏誤問題后，家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響效益為0.072。這一結(jié)論不僅用實證數(shù)據(jù)驗證了有關(guān)家庭教育指導服務(wù)能提升家長教育素養(yǎng)的觀點，也進一步說明了家庭教育指導服務(wù)的重要性，為構(gòu)建家庭教育指導服務(wù)體系提供了重要參考。

第二，家庭教育指導服務(wù)機會的獲得存在不均衡性。Logit模型估計結(jié)果顯示，家庭社會經(jīng)濟地位、城鄉(xiāng)分布、參與意愿對家長接受家庭教育指導服務(wù)有著重要影響。與農(nóng)村家長相比，城市家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率要顯著高33.7%，且隨著家庭社會經(jīng)濟地位的提升，家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率不斷增加。家長迫切需要權(quán)威性的專業(yè)指導，但是城鄉(xiāng)家庭教育指導服務(wù)發(fā)展的不平衡不充分的現(xiàn)實境況，制約了農(nóng)村家長對于高質(zhì)量家庭教育指導服務(wù)的獲得。為此，構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導服務(wù)體系就成了新時代家庭教育事業(yè)發(fā)展的核心任務(wù)之一。

第三，家庭教育指導服務(wù)對家長教育素養(yǎng)的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性，家庭教育指導服務(wù)對教育素養(yǎng)低(10分位)的家長不具有顯著影響，對教育素養(yǎng)處于中高水平(75分位)的家長均有顯著正向影響，且影響效應(yīng)較大，均在0.14以上。具體而言，家庭教育指導服務(wù)對家庭教育知識的影響效應(yīng)呈直線上升的趨勢，對家庭教育觀念和家庭教育能力的影響呈“倒V”型曲線，“倒V”型曲線的拐點出現(xiàn)在75分位上，并且投入更多時間精力接受家庭教育指導服務(wù)不會拉開家長在低-高家庭教育觀念和家庭教育能力上的組內(nèi)差距?？傮w而言，教育素養(yǎng)低的家長缺乏主動學習家庭教育知識的意愿和能力，往往以被動心態(tài)接受公益性指導，加之他們既有知識儲備少，對新知識的接受能力較弱，家庭教育素養(yǎng)難以快速出現(xiàn)增值，形成家庭教育指導效果的“地板效應(yīng)”。對于教育素養(yǎng)中高水平的家長而言，他們本身對家庭教育的重要性有深刻認識，往往主動增能，能快速吸收、消化、內(nèi)化指導內(nèi)容，因此對這部分具備一定家庭教育知識但仍存在進步空間的群體來說，只需略加指導即可取得較高收益。相反，對教育素養(yǎng)處于高水平的家長而言，家庭教育指導服務(wù)提供的知識可能因觸及發(fā)展“天花板”而改善空間較小。這表明，應(yīng)該提供差異化家庭教育指導服務(wù)，尤其關(guān)注教育素養(yǎng)處于低水平的家長。

從實踐意義上看，本研究具有重要的政策意涵。一是為弱勢群體提供補償性指導，保證所有家庭都能公平地獲得家庭教育指導服務(wù)機會。本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家長、社會經(jīng)濟地位較低的家長接受家庭教育指導服務(wù)的概率顯著較低，家庭教育指導服務(wù)應(yīng)向農(nóng)村、經(jīng)濟困難、教育素養(yǎng)低的弱勢家長傾斜，保障處境不利家長接受家庭教育指導服務(wù)的機會。羅爾斯提出通過差別原則和弱勢補償原則來改善“最不利者”的處境，實行對弱勢群體的“優(yōu)先扶持”，縮小他們與其他人之間的差距(23)[美]約翰·羅爾斯：《正義論》，何懷宏等譯，北京：中國社會科學出版社，1988年，第8頁。。作為社會治理體系中的重要一環(huán)，需以公平為基本價值取向，優(yōu)先滿足弱勢群體的基礎(chǔ)性需求，為弱勢群體提供更充足、更有質(zhì)量的家庭教育指導服務(wù)。二是創(chuàng)新家庭教育指導服務(wù)形式，回應(yīng)家長的多樣化需求。調(diào)查顯示，湖北省家庭教育指導服務(wù)以家長會、家庭教育講座等集體形式為主，指導活動形式單一也是目前家庭教育指導服務(wù)存在的主要問題之一。提供多樣化家庭教育指導服務(wù)是回應(yīng)家庭需求和偏好的重要路徑，也是提高家庭教育指導服務(wù)接受率的重要策略。首先，充分利用已有的家庭教育指導服務(wù)模式，通過家長會、講座、沙龍、閱讀、觀摩、分享、角色扮演、親子活動等集體指導服務(wù)方式，擴大家庭教育指導服務(wù)的覆蓋面。其次，增加家訪、電話指導、個人咨詢等個別指導服務(wù)方式，提升家庭教育指導服務(wù)的針對性和有效性。再次，伴隨著互聯(lián)網(wǎng)、手機網(wǎng)絡(luò)、多媒體通信、人工智能等技術(shù)的發(fā)展，通過信息化開發(fā)家庭教育資源、優(yōu)化家庭教育指導服務(wù)過程，把傳統(tǒng)家庭教育指導服務(wù)升級為移動指導、遠程指導，打破時空限制，滿足家長不斷增加的多樣化指導服務(wù)需求。三是“因類型施教”，提升家庭教育指導服務(wù)的精準性和有效性。第一，根據(jù)不同兒童和家庭的特征，對家庭教育指導服務(wù)對象進行細化和分類，分析不同類型兒童和家庭的共性和個性，實施分類指導、分層服務(wù)、分步推進，建立和健全兼顧全面、重點突出、分層分類的家庭教育指導服務(wù)體系。第二，精準定位家庭教育重點問題，分專題進行指導服務(wù)。要科學調(diào)研家庭教育存在的主要問題和亟待解決的關(guān)鍵問題，從解決問題的角度有針對性地設(shè)計指導服務(wù)內(nèi)容，使每次指導服務(wù)都能突出重點，如此既能將有限的教育資源發(fā)揮最大的效用，又能解決家庭教育問題以提高指導服務(wù)效果。