貧困對青少年家庭校外教育支出的影響 ∶兼論貧困家庭子女的義務教育政策補償

方 超

一、問題的提出

2021年2月25日，中共中央總書記、國家主席、中央軍委主席習近平在向全國脫貧攻堅楷模榮譽稱號頒獎時莊重宣告，我國全面脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利，完成了消除絕對貧困的艱巨任務，創(chuàng)造了又一個彪炳史冊的人間奇跡。(1)具體參見http://www.xinhuanet.com/2021-02/26/c_1127143939.htm。在打贏全面脫貧攻堅戰(zhàn)的偉大勝利中，教育扶貧同就業(yè)、產業(yè)以及異地搬遷扶貧一道發(fā)揮了重要作用，并將在相對貧困治理中持續(xù)扮演重要角色。利用教育實現相對貧困的有效治理，首當其沖需要解決的問題是如何切斷家庭經濟文化背景、校外教育支出與青少年義務教育結果表現間的因果鏈條，而厘清貧困與非貧困家庭校外教育支出的階層差異，識別家庭、個體和學校特征對青少年校外教育支出的影響效應則成為制定義務教育政策補償，切斷因果傳遞鏈條，助力教育治理相對貧困的關鍵所在。

鑒于此，本文利用中國教育追蹤調查數據，通過分析貧困—非貧困家庭校外教育支出的階層差異，識別家庭經濟文化背景、青少年個體特征以及學校質量特征對課外補習、校外教育支出的影響效應，旨在為相對貧困治理時期的義務教育補償政策構建，提供信息支撐和決策參考。余文結構安排如下：第二部分將對相關文獻作簡要梳理，從中提煉文章的研究價值；第三部分將對計量模型、實證研究數據以及變量處理進行匯報；第四部分為實證結果呈現及解讀；最后是結論及延展討論。

二、文獻綜述

自《科爾曼報告》誕生以來(2)Coleman J S，Campbell E Q，et al.，“Equality of Educational Opportunity”，Washington DC：U.S. Dept. of Health，Education，and Welfare，Office of Education.，家庭資源與教育支出水平的關系便受到教育經濟學界的廣泛關注(3)Hanushek E A.，“Assessing the Effects of School Resources on Student Performance：An Update”，Educational Evaluation & Policy Analysis，Vol.19，No.2，1997，pp.141-164.，相關研究結論也顯示出家庭經濟文化背景與校外教育支出間存在較強的正相關性，也就是說青少年家庭經濟文化背景越好，其課外補習參與率越高，相應地校外教育支出水平也就越高(4)丁小浩、甕秋怡：《職業(yè)權力與家庭教育支出——基于政治經濟學視角的實證分析》，《教育研究》2015年第8期。(5)劉保中：《“擴大中的鴻溝”：中國家庭子女教育投資狀況與群體差異比較》，《北京工業(yè)大學學報(社會科學版)》2020年第2期。(6)樊曉杰、林榮日：《家庭文化資本和經濟資本對家庭教育支出的影響實證研究——以我國東中西部10個貧困縣為例》，《復旦教育論壇》2021年第5期。(7)黃斌、何沛蕓、朱宇、魏易：《基于父母教育背景的中國家庭校外教育支出分化——兼論家庭需求視角下“雙減”政策實施的優(yōu)化》，《中國教育學刊》2022年第4期。。譬如，劉保中(8)劉保中：《“鴻溝”與“鄙視鏈”：家庭教育投入的階層差異——基于北上廣特大城市的實證分析》，《北京工業(yè)大學學報(社會科學版)》2018年第2期。的研究指出，與非中產階級相比，中產階級家庭對于子女的教育人力資本投資更具優(yōu)勢，魏易(9)魏易：《校內還是校外：中國基礎教育階段家庭教育支出現狀研究》，《華東師范大學學報(教育科學版)》2020年第5期。利用2017年中國教育財政家庭調查數據對家庭校內和校外教育支出的邊際消費傾向進行了研究，同樣發(fā)現社會經濟背景更好的家庭對子女的校內和校外投入更高。當然，也有部分研究認為家庭經濟文化背景，尤其是收入水平特征對于子女校外教育支出的影響不具有統(tǒng)計顯著性。(10)吳強：《家庭收入和特征對家庭教育支出的影響研究》，《華中師范大學學報(人文社會科學版)》2020年第5期。

從研究主題上看，部分研究還在家庭經濟文化背景與校外教育支出相互關系的基礎上，進一步檢驗了二者對于青少年人力資本積累以及學業(yè)表現的影響(11)Jackson C K.，Johnson R C.，Persico C，“The Effects of School Spending on Educational and Economics Outcomes：Evidence from School Finance Reform”，Quarterly Journal of Economics，Vol.131，No.1，2016，pp.157-218.(12)方超、黃斌：《家庭人力資本投資對兒童學業(yè)成績的影響——基于CEPS追蹤數據的多層線性模型分析》，《安徽師范大學學報(人文社會科學版)》2018年第2期。(13)薛海平、師歡歡：《義務教育均衡發(fā)展能否降低初中生課外補習參與率？》，《教育與經濟》2020年第5期。。譬如，楊中超(14)楊中超：《學生能力增值中的學校與家庭影響——基于中國教育追蹤調查數據的分析》，國家教育行政學院學報2020年第8期。利用中國教育追蹤調查的研究，以認知能力和非認知能力發(fā)展作為學業(yè)表現的代理指標，發(fā)現家庭和學校因素均對青少年成就發(fā)展起到重要影響，但家庭背景對非認知能力發(fā)展的影響效應較強，而學校因素則對認知能力的發(fā)展具有更強的影響效應。

總的看來，學術研究已經圍繞家庭經濟文化背景與校外教育支出的關系形成了廣泛討論，部分研究還揭示了二者關系對義務教育結果公平的影響，但這一主題仍然具有深度拓展的空間，具體表現為以下兩個方面：第一，受到研究數據以及代理指標的掣肘，相關研究較難在家庭經濟文化背景中有效識別出貧困和非貧困家庭，不利于作更細致的分析；第二，由于無法識別貧困和非貧困家庭，相關研究較難實現有針對性的義務教育政策補償，不利于實現不同階層青少年的義務教育結果公平?；谙嚓P研究的簡要述評，本文進一步提出后續(xù)實證研究有待檢驗的研究假設如下：青少年的校外教育支出水平依附于其所處的家庭經濟文化背景。與非貧困家庭相比，貧困家庭具有更強的信貸越是，因而青少年的課外補習參與率以及校外教育支出水平更低。下文將通過實證研究設計對本文提出的研究假設進行系統(tǒng)性驗證。

三、研究設計

(一)計量模型

實證研究采用如下計量模型估計貧困對于青少年家庭校外教育支出的影響效應：

Yijt=α+β1Poorij+β2Xijt+ε

(1)

在式(1)中，下標i、j、t分別表示青少年個體、青少年所處的家庭及其就讀的學校；因變量Yijt表示t學校j家庭父母對于青少年i的校外教育支出水平(補習情況)；Poorij用二分變量表示家庭經濟文化背景，當Poorij=1時，表示青少年所處的家庭為貧困家庭，當Poorij=0時則表示青少年所處的家庭為非貧困家庭，β1的參數估計值即為貧困對青少年家庭教育支出的影響效應；Xijt為影響家庭教育支出的家庭經濟文化背景、青少年個體特征以及學校特征變量；ε為方程的隨機誤差項。

(二)研究數據

本文使用中國教育追蹤調查數據(China Education Panel Survey，CEPS)。CEPS是由中國人民大學調查與數據中心設計、實施，以2013—2014學年為基線，以七年級和九年級兩個同期群為調查起點，以人口平均受教育程度和流動人口比例為分層變量，以全國28個縣級單位為調查點進行隨機抽樣，是具有全國代表性的大型追蹤調查項目，也是研究青少年家庭經濟文化背景與其義務教育結果表現最具適宜性的微觀研究數據之一。樣本篩選在追訪數據的基礎上(2014—2015學年)，對家庭、學生、學校等不同數據庫進行橫向合并，在剔除相關變量上的異常值后，得到校外補習樣本有效觀測值3189個、家庭教育支出樣本有效觀測值1158個。

(三)變量處理

1.因變量

本文的因變量有兩個，一是家庭校外補習情況，二是家庭教育支出情況。在選擇代理指標時，我們根據家長問卷中的“本學期，這個孩子有沒有上校外輔導班或學習興趣班”和“本學期，孩子上校外輔導班或學習興趣班所需要的費用共計多少元”作為家庭校外補習和教育支出情況的代理指標，同時對家庭校外教育支出作對數平滑處理。

2.核心自變量

本文關心貧困因素對于家庭校外教育支出的影響效應，核心自變量為家庭是否處于貧困狀態(tài)，代理指標選擇“您家是否領取低?！保瑢︻I取低保家庭賦值為1，定義其為貧困家庭，對未領取低保家庭則賦值為0，定義其為非貧困家庭。同時，為進一步識別貧困和非貧困家庭的經濟水平，我們還根據家庭問卷中“您家現在的經濟條件如何”，對家庭經濟狀況作二元變量處理。

3.控制變量

控制變量包括家庭經濟文化背景、學生個體特征以及學校質量特征。家庭經濟文化背景包括校內教育支出、父母親受教育程度、是否需要長期護理、教育期望；學生個體特征包括年齡、性別、民族、獨生子女、戶籍、當期認知能力發(fā)展水平；學校質量特征包括學校性質、學校排名。

(四)統(tǒng)計描述

表1 以是否領取低保將不同階層家庭劃分為貧困家庭和非貧困家庭，并在此基礎上匯報了所涉變量的基本統(tǒng)計信息。因變量方面，未領取低保家庭的校外教育支的對數值出為7.665，高于領取低保家庭的6.676以及全樣本的7.634，雙t檢驗在1%水平上統(tǒng)計顯著，表明貧困與非貧困家庭的校外教育支出水平存在顯著差異，而圖1刻畫的核密度函數則充分反映出這一基本特征。

表1 所涉變量的基本統(tǒng)計信息

圖1 貧困—非貧困家庭校外教育支出的核密度函數

家庭經濟文化背景方面，貧困家庭校內教育支出費用為6.441，高于非貧困家庭的6.397，但雙t檢驗并不顯著，因而不能說明貧困與非貧困家庭之間的校內教育支出存在顯著差異；10.7%的貧困家庭有人臥病在床，需要長期護理，高于非貧困家庭的5.6%和全樣本中的6.1%，而這在某種程度上反映出“因病致貧”可能是造成貧困的重要原因；貧困家庭中有45%的父母希望子女未來受教育程度在大專以上，低于非貧困家庭中的79.6%，表明家庭貧困并未提高父母對子女的教育期望，貧困家庭并不認為“讀書能夠改變命運”。

學生個體特征方面，貧困家庭子女的年齡為15歲，大于非貧困家庭的子女的14.5歲；男生、漢族、獨生子女、農業(yè)戶籍學生在貧困和非貧困家庭中的占比分別為55.8%和51.0%、68.8%和92.3%、26.2%和48%、74.5%和49%，反映出貧困家庭子女在性別、民族構成、家庭規(guī)模以及戶籍等方面信息與非貧困家庭之間存在一定的差異。學校質量特征方面，就讀于公立學校以及學校在區(qū)縣排名中等以上的貧困家庭子女在樣本中的占比分別為85.3%和90.8%，低于非貧困家庭的93%和96.5%。(15)少數民族包括蒙、滿、回、藏、壯、維、其他；非農戶籍包括非農和居民戶口；民辦學校包括民辦公助、普通民辦學校、民辦打工子弟學校；學校排名中等以上包括中間、中上、最好。

四、實證分析

(一)不同家庭校外教育支出情況分析

實證研究首先以是否領取低保對不同家庭做貧困和非貧困的二元劃分，利用性別、戶籍、長期護理和家庭規(guī)模作為分組變量，通過均值比較和t檢驗的方法考察貧困和非貧困家庭校外補習和教育支出情況的組內差異，表2報告了實證分析結果。

表2 不同家庭校外補習—教育支出分析

貧困家庭方面，女生、非農戶籍、需要長期護理以及獨生子女家庭青少年校外補習參與率分別為13%、18.6%、22%以及20%，比男生、農業(yè)戶籍、不需要長期護理以及非獨生子女家庭的青少年分別高出1.3、8.4、10.9以及10.4個百分點，顯示出貧困家庭的校外補習及教育支出情況因青少年的家庭特征和個體特征不同而存在一定的組內差異。

非貧困家庭方面，男生、非農戶籍、需要長期護理以及獨生子女家庭青少年的校外補習參與率分別為35.1%、47.2%、37.4%以及45.7%，比女生、農業(yè)戶籍、不需要長期護理以及非獨生子女家庭青少年分別高出了0.2、24.9、2.5以及20.5個百分點。除性別分組變量以外，非貧困家庭青少年校外補習和教育支出的組內差異與貧困家庭基本相同，圖2、圖3則利用核密度函數圖，以性別、戶籍、家庭規(guī)模和是否需要長期護理作為分組變量，進一步刻畫了貧困—非貧困家庭青少年校外教育支出的組內差異。

圖2 貧困家庭教育支出的組內差異

圖3 非貧困家庭教育支出的組內差異

此外，通過對比貧困和非貧困家庭校外補習和教育支出的組間差異我們發(fā)現，無論是以性別、戶籍、長期護理還是家庭規(guī)模作為分組變量時，非貧困家庭青少年在校外補習參與率和教育支出水平的對數值均高于貧困家庭，顯示出校外補習及其支出水平對于青少年的家庭經濟文化背景具有較強的階層依附性。(16)方超、黃斌：《馬太效應還是公平效應：家庭教育支出與教育結果不平等的異質性檢驗》，《教育與經濟》2020年第4期。(17)方超、黃斌：《擠入還是擠出：公共教育財政投入對家庭教育支出的影響》，《教育研究》2022年第2期。

(二)家庭經濟文化背景對校外補習的影響

表3 probit二值選擇模型估計

全樣本方面，貧困變量的參數估計值為-0.382，平均邊際效應為-0.119(P<0.1)，表明與未領取低保的非貧困家庭相比，貧困家庭子女參加校外補習班或學習興趣班的概率值要低11.9個百分點，這反映出校外培訓和家庭經濟文化背景，尤其是經濟水平具有較強的正相關性，貧困家庭因為受到經濟水平的限制，因而在子女校外培訓等方面的教育人力資本投資要少于非貧困家庭，符合我們的理論預期，也驗證了本文提出的研究假設。父母親受教育程度與校外培訓參與率同樣具有正相關性，父母親的受教育程度每提高一個學歷教育層級，子女參加校外培訓的概率值將分別提高1.2和2.8個百分點，母親受教育程度越高則越能提升子女校外培訓參與率，反映出母親可能在子女教育過程中扮演更重要的作用。同時，父母對子女未來的教育期望正向影響子女的校外培訓參與率。父母對于子女未來受教育程度的期望在大學及以上學歷教育層級時，子女參加校外補習班或學習興趣班的參與率要比在大學以下學歷教育層級的高出15.5個百分點。

與理論預期不同的是，長期護理的參數估計值為正，平均邊際效應是0.076(P<0.1)，表明與無需長期護理的家庭相比，長期護理將子女參加校外補習班或興趣班的概率值提高了7.6個百分點。對于此，我們認為家庭中有需要長期護理的病人將會稀釋父母參與子女的教育過程，導致父母無法全身心地參與子女的教育，進而選擇參加興趣班的方式實現對父母參與缺失的有效補償。此外，個體特征和學校特征方面，農業(yè)戶籍學生比非農戶籍學生的校外補習參與率低出8.6個百分點，部分體現出校外培訓資源在城鄉(xiāng)分布具有非均衡性的特征；就讀于公辦學校學生的校外補習參與率則比民辦學校學生高出24.8個百分點。

分樣本方面，父親受教育程度每提升一個學歷教育層級，非貧困家庭子女校外補習參與率將提高1.2個百分點，母親受教育程度每提升一個學歷教育層級，貧困家庭子女的校外補習參與率將提高9個百分點，比非貧困家庭的2.9高出了6.1個百分點，顯示出父母親受教育程度對于不同家庭子女校外培訓參與率的影響存在一定的差異。長期護理的平均邊際效應在貧困家庭中為0.093，表明需要長期護理家庭在子女課外補習班的參與率上比不需要的家庭高出9.3個百分點。教育期望的參數估計值在非貧困家庭中為0.519(P<0.01)，表明父母對子女未來教育期望在大學及以上的家庭，相對于教育期望在大學以下家庭的校外補習參與率高出了16.8個百分點，是“望子成龍、望女成鳳”家庭教育觀念的有效體現。此外，在非貧困家庭中，獨生子女比非獨生子女家庭的校外補習參與率高出了6個百分點，反映出家庭教育支出受到子女數量的影響，具有“數量—質量均衡”以及同胞競爭效應的鮮明特點。(18)方超、曾迪洋、黃斌：《家庭規(guī)模、同胞結構與學齡兒童教育獲得——來自中國教育追蹤調查的經驗證據》，《華中師范大學學報(人文社會科學版)》2020年第2期。同時，非農戶籍則比農業(yè)戶籍學生參加校外培訓的概率值高出了9.1個百分點。

(三)家庭經濟文化背景對校外教育支出的影響

在二值選擇模型的基礎上，本小節(jié)利用普通最小二乘法，以家庭校外教育支出為因變量，估計家庭經濟文化背景對校外教育支出的影響效應，表4報告了回歸結果。其中，在表4第2至4列分別報告了全樣本以及貧困和非貧困家庭分樣本的估計結果，各樣本均控制了聚類到學校層面的固定效應。

表4 普通最小二乘估計

全樣本方面，校內教育支出的參數估計值為0.214(P<0.05)，表明校內教育支出與校外教育支出具有正相關性，校內教育支出每增加1個單位值能將校外教育支出提高0.214個單位值，反映出家庭校內教育支出與校外教育支出具有擠入關系。以家庭是否領取低保作為識別變量，進一步區(qū)分貧困和非貧困家庭，該變量的參數估計值為-0.480(P<0.05)，表明與未領取低保的非貧困家庭相比，領取低保的貧困家庭的校外教育支出要低0.48個單位值，顯示出校外教育支出對于家庭經濟文化背景具有較強的階層依附性，優(yōu)勢家庭更有財力對子女進行教育人力資本投資。家庭經濟條件的參數估計結果與是否處于貧困狀態(tài)的估計值相一致，即經濟條件相對較差的家庭在校外教育支出方面少于優(yōu)勢家庭。父親受教育程度與校外教育支出之間存在正相關性，即父親受教育程度越高則校外教育支出水平越高。

分樣本方面，校內教育支出的參數估計值在貧困家庭和非貧困家庭中分別為0.427(P<0.05)和0.209(P<0.05)，表明校內教育支出每提高1個單位值，貧困和非貧困家庭的校外教育支出將提高0.427和0.209個單位值，進一步佐證了校內教育支出與校外教育支出互為擠入的關系，并且貧困家庭的參數估計值高于非貧困家庭，表明校內教育支出水平的提高對貧困家庭提升校外教育支出的刺激作用更強。貧困家庭對子女的教育期望越高則有更強的意愿對子女進行教育人力資本投資，與教育期望在大學?？埔韵碌募彝ハ啾?，對子未來教育期望在大學及以上的貧困家庭，其校外教育支出要高0.444個單位值，估計結果在10%水平上統(tǒng)計顯著。

五、結論與討論

(一)研究結論

本文利用中國人民大學調查與數據中心提供的中國教育追蹤調查數據(2014—2015學年)，實證檢驗了貧困對于青少年家庭校外教育支出的影響效應，得到以下三點研究發(fā)現。

第一，以家庭是否領取低保將樣本劃分為貧困和非貧困家庭，將性別、戶籍、是否需要長期護理以及家庭規(guī)模作為分組變量，利用均值分析和t檢驗得到兩點研究發(fā)現：(1)組間差異方面，非貧困家庭青少年在校外補習參與率和家庭教育支出水平兩個指標上高于貧困家庭，顯示出校外教育支出水平對于家庭經濟文化背景具有極強的階層依附性；(2)組內差異方面，除性別分組變量以外，貧困和非貧困家庭青少年課外補習和校外教育支出水平表現出較強的組內一致性，非農戶籍、獨生子女以及需要長期護理家庭青少年的校外補習參與率和教育支出水平高于農業(yè)戶籍、非獨生子女以及不需要長期護理家庭的青少年。

第二，以青少年校外補習參與率為因變量，利用Probit二值選擇模型進行估計，發(fā)現貧困因素負向影響青少年的課外補習參與率，與非貧困家庭相比，貧困家庭青少年的課外補習參與率低出11.9個百分點，驗證了均值分析及t檢驗的研究論斷：是否參與課外補習嚴重依賴于青少年所處的家庭經濟文化背景。同時，父母親受教育程度、教育期望、公立學校性質等因素則與青少年課外補習參與率呈較強的線性相關，但其影響效應在貧困—非貧困家庭之間存在著顯著差異。

第三，以青少年校外教育支出水平為因變量，采用普通最小二乘法進行回歸，進一步驗證了二值選擇模型中的研究結論，發(fā)現校內教育支出水平和校外教育支出水平間存在同比例提升的擠入關系，不同家庭校內教育支出每提高一個單位值，校外教育支出水平將會提高0.214個單位值，而與非貧困家庭相比，貧困家庭青少年校外教育支出水平則要低出0.48個單位值。

(二)延展討論

從公共政策的視角上看，本文的實證研究結論具有一定的政策意涵。首先，本文發(fā)現青少年課外補習和校外教育支出水平受到家庭經濟文化背景的影響，貧困家庭青少年的課外補習參與率和校外教育支出水平顯著低于非貧困家庭。此時，如果課外補習、校外教育支出與青少年的義務教育結果表現之間存在正相關，貧困與非貧困家庭經濟文化背景的階層差異，將會造成校外教育支出的馬太效應，導致不同家庭青少年義務教育結果表現的日益分化，即教育結果不平等。鑒于此，公共教育政策制定者可雙管齊下，一方面通過進一步規(guī)范校外培訓市場，引導培訓機構堅守教育的公益性特征，規(guī)避資本的過分逐利；另一方面可以適當對貧困家庭青少年予以補貼，以“教育券”的形式直接發(fā)放給貧困家庭，幫助其擺脫校外支出“軍備競賽”的窠臼。此外，公共教育政策制定者還應充分考慮不同家庭的教育需求。目前，“雙減”政策的雷霆實施業(yè)已切斷了培訓市場的資本逐利，保障了教育事業(yè)發(fā)展的公益屬性。但是，供給切斷的同時還應看到不同家庭仍然存在廣泛的培訓需求，這就要求決策者將校外培訓適時且恰當地轉移到校內組織，切實擴大校內培訓的供給手段、途徑以及形式，從而滿足不同階層家庭青少年的正當教育培訓需求。其次，本文實證研究發(fā)現校內教育支出水平與校內教育支出水平存在擠入關系，這就意味著學雜費、營養(yǎng)餐等校內支出水平的上升將會推高家庭教育支出水平，在同等條件下可能加劇貧困家庭的支出負擔，導致貧困家庭青少年在校內、校外教育競爭中處于不利地位。鑒于此，從中央到地方，尤其是以縣為主的教育財政應增強對學校教育的支持力度，通過擴大教育財政的覆蓋面降低家庭校內教育的支出比例，利用擠入關系降低校外教育支出水平，促進義務教育結果公平。

最后，本文發(fā)現長期護理與校外培訓、教育支出水平呈正相關，這意味著與不需要長期護理的家庭相比，長期護理提高了貧困和非貧困家庭青少年課外補習參與率和家庭教育支出水平。這一與理論預期相反的現象，原因可能在于長期護理致使父母無法為子女提供全方位的家庭教育，需要校外培訓機構提供相應的照料，以彌補父母參與的不足。鑒于此，公共政策應對失能勞動力或失能老人家庭增強幫助力度，通過社區(qū)機構照料的加速發(fā)展，解決失能勞動力或失能老人的長期照料問題，將父母從家庭長期照料中釋放出來，從而更好地在青少年成長過程中提供有效的父母參與，降低家庭教育支出水平。

需要指出的是，本文對于貧困因素與家庭教育支出關系的討論，尤其是農戶貧困和家庭教育支出的關系仍然面臨著內生性的掣肘，對于二者關系的因果識別在后續(xù)數據條件允許的情況下，還值得學術研究作深入討論，已獲得更加科學、穩(wěn)健的研究結論，而這也是本文未來的發(fā)力方向。