社會互動對中國城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響研究
——基于CFPS2018截面數(shù)據(jù)

許文彬， 李沛文

(廈門大學 經(jīng)濟學院， 福建 廈門 361005)

一、導論

2021年7月24日，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《關于進一步減輕義務教育階段學生作業(yè)負擔和校外培訓負擔的意見》，明確提出“要有效減輕義務教育階段學生的校外培訓負擔”。中小學生的校外教育監(jiān)管被納入規(guī)范化的教育監(jiān)管體系內(nèi)，體現(xiàn)了政府決策部門對近年來出現(xiàn)的校外教育過度競爭、導致中小學生校外教育壓力過大現(xiàn)象的關切和糾偏。

根據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，家庭教育支出可以分為三類：校內(nèi)教育支出、校外教育支出及其他費用。對于同一教育階段的孩子而言，校內(nèi)教育支出的區(qū)別不大，真正拉開家庭教育支出差距的，是市場提供的校外教育，如課外輔導班、興趣班等。2020年發(fā)布的《中國教育財政家庭調(diào)查數(shù)據(jù)(2019) 》[1]表明：2017年，全國約有38%的中小學生參加了學科補習班，其中小學生占比33.4%，初中生43.7%，高中生48.2%，全國平均的學科補習費用為每人1982元/年；全國約有21.7%的中小學生參加了各類興趣班，其中小學生參與率達到27.9%，初中生參與率16.2%，高中生參與率14.6%，全國平均的興趣班支出為每人773元/年。簡單累加兩類(不考慮因參加校外培訓而導致的交通、學具教具等其他開支)，全國平均校外教育支出就達到了每人2755元/年。對比2017年全國居民人均可支配收入25974元，不難發(fā)現(xiàn)，即使按最樂觀的估算：兩大兩小的四口之家，兩個大人都有收入，兩個小孩為學齡兒童，校外教育支出也超過了家庭可支配收入的10%；并且，隨著三胎政策的推行，未來學齡兒童的數(shù)量還將持續(xù)上升，從而持續(xù)拉抬校外教育支出在家庭可支配收入中的占比。由此可見，校外教育支出已經(jīng)成為我國城鎮(zhèn)家庭收入預算的重要組成部分，并且將在未來的家庭資產(chǎn)配置中占據(jù)越來越重要的地位。

從理性角度看，教育支出本質(zhì)上是一種人力資本投資，其主要決定因素應是教育收益率，即當期教育支出對孩子未來人力資本提升的邊際貢獻。但現(xiàn)實狀況并非如此：(1)客觀上看，由于中國經(jīng)濟日新月異的發(fā)展，家庭往往無法對孩子未來的就業(yè)和收入狀況進行穩(wěn)定性預期，這使純粹理性的人力資本投資決策面臨比較大的(比西方國家大得多)限制；(2)主觀上看，作為人情社會的典范，中國家庭間的社會互動頻度及相互影響程度遠較西方國家為大，這產(chǎn)生了很大的連帶外部效應(network externality)，在教育支出上的主要體現(xiàn)則是加強需求型的攀比效應(bandwagon effect)。事實上，當前人們已習以為常的以升學和取得更高學歷為榮的社會風氣，是在1999年高考擴招、數(shù)年之后大學畢業(yè)生數(shù)量快速增長的背景下才逐漸形成的。在此之前，1980年代的“讀書無用論”、1990年代的“中專落榜才上高中”、甚至更早之前社會風傳的“學好數(shù)理化走遍天下都不怕”，都曾深刻影響了一代(甚至不止一代)人的教育選擇；而這些社會思潮和風氣，正是通過家庭間的社會互動深入人心、進而影響到家庭的現(xiàn)實教育決策的。因此，社會互動之于家庭教育支出決策，具有重要的決定作用，而這也是“中國特色”的一個重要體現(xiàn)。

如上所述，作為傳統(tǒng)的人情社會典范，中國城鎮(zhèn)家庭彼此之間的社會互動引致的相互攀比，本就比歐美家庭表現(xiàn)更為顯著；而數(shù)十年經(jīng)濟高速發(fā)展帶來的家庭可支配收入的快速增長、對血緣代際傳承的高度重視以及互聯(lián)網(wǎng)背景下的信息極速傳播，經(jīng)濟、文化、技術三方面因素相互疊加，更使我國城鎮(zhèn)家庭教育支出的相互影響和相互攀比，成為當下愈演愈烈的一股時代潮流。如果說，中國家庭以往在教育支出上的攀比效應更多體現(xiàn)為被動式的“隨大流”的話；那么，當前日益嚴峻的貧富差距和就業(yè)狀況則使越來越多家庭開始主動地加入教育支出的“內(nèi)卷”。城鎮(zhèn)家庭間因社會互動而導致教育“內(nèi)卷”，于是成為當前極具中國特色的社會現(xiàn)象；在此背景下，“再窮不能窮教育”已經(jīng)從國家的教育政策口號，逐漸演化成為城鎮(zhèn)家庭的資產(chǎn)配置原則。

然而，漸成惡性攀比的校外家庭教育支出，除了迅速擴容了教育資本市場、催生出一大批校外教育機構外，其在宏觀上對我國人力資本的整體提升效應既遠未得到證實，在微觀上對城鎮(zhèn)家庭實現(xiàn)階層躍遷甚至可能主要起負面作用(越富裕的家庭教育支出越多，其與相對貧困家庭的教育鴻溝就越大)；而教育支出在家庭資產(chǎn)配置中所占比例的日益攀高，既在客觀上提升了撫養(yǎng)小孩的成本，又在主觀上加劇了家長的焦慮，最終必然因“養(yǎng)不起”而導致“不敢生”，抵消三胎化政策效果，不利于我國人口結構的改善。簡言之，因相互攀比而日益擴張的家庭校外教育支出，對我國當前的經(jīng)濟和社會現(xiàn)狀而言，未見其利，已見其害。這也是近期國家有關部門頻繁出臺相關政策、對校外教育機構和行業(yè)進行治理整頓的意義之所在。

現(xiàn)存與家庭教育支出相關的研究中，要么注重于分析家庭微觀因素(如父母學歷、家庭收入等)的影響，要么側重于闡釋國家宏觀政策(如政府教育支出的變化)的沖擊，大多是將家庭視為相互獨立且理性決策的個體，而忽視了家庭間因社會互動而引致的攀比效應對家庭教育支出決策的重大影響，也就難以解釋教育“內(nèi)卷”的內(nèi)在形成機制。從這個角度看，家庭間的社會互動和攀比效應是當前教育經(jīng)濟學領域里最具“中國特色”的一個研究話題，是詮釋當前教培界諸多獨特現(xiàn)狀及其形成根源的一把鑰匙，也是國家有關部門近期頻繁出臺相關政策的主要依據(jù)。

本文利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，對家庭社會互動與家庭校外教育支出的關系及其作用機制進行研究，旨在將家庭校外教育支出放置到更具人情社會特征、更重視代際傳承的這一“中國特色”框架下，去探究我國城鎮(zhèn)家庭教育焦慮的來源。論文的可能貢獻有三：其一，實證驗證了社會互動對家庭校外教育支出有顯著的推進作用，并論證了產(chǎn)生該作用的兩條渠道(內(nèi)生和外生社會互動效應)，從而揭示了在中國獨具特色的人情社會背景下，社會互動效應對城鎮(zhèn)家庭教育焦慮至關重要的影響；其二，實證分析了不同地區(qū)、不同收入狀況的家庭存在的異質(zhì)性，為理解家庭教育焦慮的差異、從而因地制宜制定差異性校外教育行業(yè)監(jiān)管政策提供了論據(jù)；其三，根據(jù)實證結論提出加強校外教育監(jiān)管、促進校內(nèi)教育發(fā)展的政策思路，為近期陸續(xù)出臺的校外教育監(jiān)管和校內(nèi)教育發(fā)展政策提供理論依據(jù)和施政參考。

二、文獻綜述

對家庭教育支出微觀影響因素的已有研究，大致可分為家庭微觀因素和家庭間相互影響兩類，以前一類的研究居多。

與家庭教育支出直接相關的家庭微觀因素是家庭收入和財富。早在1960年代，Becker (1962)[2]、Ben-Porath(1967)[3]就從一般均衡理論出發(fā)認為，如不存在借貸約束，則每個家庭都可以享受最好的教育產(chǎn)品，直至教育投資得到的回報率與其他投資相等，也就是說，家庭教育支出與家庭收入無關。但現(xiàn)實是借貸約束是客觀存在的，且與家庭收入水平密切相關。因此此后的研究大致可分為相反的兩類：(1)正向影響論。Becker and Tomes(1986)[4]從一般均衡理論出發(fā)指出，在借貸不完美的市場中，家庭收入水平較低家庭的借貸約束較大，導致家庭教育無法適意，這種情況下，收入和財富增長對家庭教育支出有正向推進作用。Buchmann et al.(2010)[5]的研究同樣發(fā)現(xiàn)，家庭收入增長對學生參與校外教育具有正向影響。Lovenheim and Reynolds(2013)[6]則發(fā)現(xiàn)，住房價格上漲所引起的家庭財富增加，將有助于緩解家庭借貸約束，從而顯著提升子女的名牌大學入學率。谷宏偉和楊秋平(2013)[7]用中國的數(shù)據(jù)同樣驗證了家庭收入對家庭教育支出具有顯著的正向影響。進一步，陳永偉(2014)[8]利用2010年CHFS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭住房財富可以緩解借貸約束，提高教育支出，并且相對其他財富形式，住房的作用更大。耿峰和秦雪征(2019)[9]則發(fā)現(xiàn)，住房財富的升值對只有女孩的家庭的教育支出有促進作用。(2)反向影響論。Belley and Lochner(2007)[10]以2007年美國全國青年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本進行的研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入水平和子女上大學之間似乎存在反向關系，在控制子女個體及家庭其他因素之后，低收入家庭子女更可能上大學，且大學質(zhì)量更好。吳玲萍 等(2018)[11]用2014年CFPS數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)了低收入家庭反而傾向于加大教育支出在家庭收入的占比。之所以存在反向關系的一個合理解釋是：低收入家庭有更強的激勵投資于子女教育，以提升家庭預期收入水平。家庭收入對教育支出既然存在能力和激勵反向的兩條作用途徑，則更可能存在的是一個非線性的相互關系，這也得到了萬相昱 等(2017)[12]研究的證實。

除了家庭收入和財富外，還有一些家庭微觀因素也被證實會影響到家庭教育支出。Currie and Moretti(2007)[13]、Tansel and Bircan(2008)[14]、Piopiunik(2014)[15]等的研究都發(fā)現(xiàn)，父母的學歷對家庭教育支出有重要影響，高學歷的父母對子女的教育投入也越多。李超(2016)[16]使用CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭年齡結構會影響家庭教育支出；丁從明 等(2018)[17]則發(fā)現(xiàn)宗族對家庭教育有正向作用。

另一類為數(shù)少得多的文獻超越了家庭內(nèi)部的微觀因素分析，將研究視角擴展到家庭間的相互影響，其依據(jù)是人們在決策過程中的同群效應。Smyth(2009)[18]針對愛爾蘭的研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會資本越多，對校外教育的支付能力越高。Eun et al.(2015)[19]的研究發(fā)現(xiàn)，相對于歐美國家，中國更加看重社會關系，中國人與親戚、朋友、鄰居之間存在非常頻繁的人際交往，其他人的決策行為更容易影響中國居民和家庭決策。余麗甜和詹宇波(2018)[20]使用2010—2014年CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家庭教育支出受到同社區(qū)家庭平均教育支出的顯著正向影響。耿峰(2019)[21]同樣使用CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭教育支出受到周圍其他家庭的孩子上大學比例的顯著正向影響，并認為這個正相關關系來自家庭維持社會地位的動機，而與父母對孩子的關心程度無關。

盡管中外學界都普遍注意到了社會互動對家庭決策存在的重要影響，但更多研究聚焦在投資決策方面，如家庭股市參與度和保險購買決策等，對家庭教育支出的影響研究還鮮有涉及。如我們所知，中國是典型的人情社會、中國家庭又高度重視血脈傳承，兩方面因素疊加，使得鄰里、社區(qū)周遭家庭的社會互動可能會對家庭教育支出決策和財富分配決策產(chǎn)生非常重要的影響，甚至可能是當下教育焦慮、育兒焦慮等社會問題的重要成因，對之進行定量研究，對當下的教育改革有著特別重要的參考意義。

三、理論分析與研究假設

從心理學和社會學的角度看，社會互動對個人決策產(chǎn)生的影響大致可分為三種：(1)偏好互動，即個人偏好受其他人消費行為的影響，具體還可分為正向影響的攀比效應(bandwagon effect)和負向影響的虛榮效應(snob effect)；(2)期望互動，即其他人的選擇影響到個人預期、進而影響個人行為，尤其在不確定性情況下做決策時，人們往往根據(jù)其他人的選擇來形成自己的未來期望；(3)約束互動，即選擇集合的相互依賴而導致的互動效應，當選擇集合互斥時通常產(chǎn)生負向互動效應，當選擇集合互補時則會產(chǎn)生正向互動效應。

從實證的角度看，根據(jù)Manski(1993)[22]的分類方式，社會互動效應可大致分為兩種：(1)內(nèi)生互動效應，即行為本身的相互影響，Durlauf(2004)[23]的研究發(fā)現(xiàn)，口頭信息交流與交談獲得愉悅是實現(xiàn)內(nèi)生互動的主要機制；(2)外生互動效應，也稱情景效應，即其他人的行為特征對自身行為的影響，Hong et al.(2004)[24]將之概括為“結果的示范效應”。理論上的偏好互動大多可歸為實證上的內(nèi)生互動效應，期望互動則大多可歸為實證上的結果示范效應，至于約束互動，更多在中觀乃至宏觀層面上去得到驗證。

以社會互動的理論和實證視角分析家庭校外教育支出決策：(1)內(nèi)生互動效應：人們通過信息交流以獲得孩子參加校外教育培訓的相關信息，如會獲取哪些知識、習得哪些技能、這些知識和技能如何利于孩子升學加分、或如何利于提升孩子綜合素質(zhì)等等，這樣的信息交流往往會持續(xù)增強城鎮(zhèn)家庭加大校外教育支出的動機；而一旦開始了校外教育支出，與其他家庭的交流則往往會給參與各方帶來找到“同道中人”的愉悅，從而使交流本身帶來了主觀效用增進(攀比效應)，這又進一步促進了交流各方對校外教育培訓的支出。(2)外生互動效應：盡管與周遭家庭的交流會產(chǎn)生主觀效用增進和即時支出增大，然而從理性基礎和長期視角出發(fā)，家庭是否或以多大力度進行校外教育培訓支出，在很大程度上是結果導向的，人們會通過觀察其他家庭進行教育支出的結果好壞來形成自己的教育支出決策。此時城鎮(zhèn)家庭社交網(wǎng)絡給出的大多是正向的反饋：那些校外教育支出更多、孩子習得技能更廣的家庭家長，有更強的意愿去宣揚自身的付出和“成功經(jīng)驗”；而那些校外教育支出更少、更傾向于“無為而治”育兒理念的家庭家長，則因難以將孩子的成就歸結為自身的努力而更愿意選擇沉默；在不對稱的結果示范效應下，家庭會日益固化校外教育支出和孩子成才呈正向關系的印象，從而增強其校外教育支出的動機。另一方面，隨著我國經(jīng)濟總量的逐年增長，家庭之間的財富差距也在不斷拉大，對缺乏財富和社會地位積淀的城鎮(zhèn)普通家庭而言，孩子的學歷越高，就越有可能增加家庭未來的收入；而諸如“高考是寒門學子唯一機會”“教育是最好的投資”等言論遍布于網(wǎng)絡社群，進一步強化了“教育改變家庭未來”的預期?；诰S持或提高家庭未來收入預期的動機，城鎮(zhèn)家庭的家長也會加大對孩子校外教育支出的預算。

據(jù)此本文提出假設H1、H2和H3：

H1：社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關關系，即家庭校外教育支出存在攀比效應。

H2：社會互動通過家長關心孩子教育成果預期的動機，影響到城鎮(zhèn)家庭校外教育支出。

H3：社會互動通過家長提高家庭未來收入預期的動機，影響到城鎮(zhèn)家庭校外教育支出。

當然，家庭之間存在多方位、多維度的異質(zhì)性，其對家庭校外教育支出可能會產(chǎn)生程度不一的影響。一個最直觀的影響因素是家庭的收入水平(或確切地說應是預算約束)：對高收入家庭而言，其可用于孩子教育的預算更大，其關心孩子教育成果預期的能力就更強，但其提高家庭未來收入預期的動機則會更弱，二者相互權衡，最終呈現(xiàn)出的社會互動和校外教育支出的關系是更強了還是更弱了，是一個有趣的話題。據(jù)此本文提出假設H4：

H4：相對低收入家庭，社會互動對高收入城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大。

另一個直觀影響因素是外部環(huán)境：一方面，對東部一些經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)而言，家庭收入更高、社會競爭更激烈，家庭對教育的重視程度以及教育成果的預期也更高；另一方面，對中西部一些經(jīng)濟較不發(fā)達的地區(qū)而言，家庭收入更低、家庭對教育提高未來收入預期的動機更強。兩種機制在不同地區(qū)的權衡結果如何，也是一個有趣的話題。據(jù)此本文提出假設H5：

H5：相對于較不發(fā)達地區(qū)，社會互動對較發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大。

四、研究設計

為驗證以上五個研究假設，本文進行了如下研究設計。

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取CFPS項目組于2020年發(fā)布的中國家庭追蹤調(diào)查CFPS2018年數(shù)據(jù)中的城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)進行研究。CFPS的調(diào)查數(shù)據(jù)可以分為個體、家庭、社區(qū)三個層次，反映中國家庭收入、消費支出、教育、健康的變遷，為公共政策、家庭消費等研究提供了非常重要的支持。CFPS對全國25個省共10000多戶家庭進行調(diào)查，每次調(diào)查都會對上一次調(diào)查的樣本進行追蹤，但限于各種原因，追蹤只能針對上一次樣本中的一部分進行，這極大限制了跨時樣本的數(shù)量。為保證足夠的研究樣本數(shù)量，本文選取2018年的CFPS數(shù)據(jù)形成截面數(shù)據(jù)。

本文樣本以家庭為單位，樣本選擇過程中進行了以下三方面的樣本剔除：首先，鑒于家庭孩子數(shù)量及其就讀階段顯然會對家庭教育支出具有重要影響，而家庭的相關信息如家長的學歷等作為控制變量也對家庭教育支出有重要影響，本文剔除了以上相關信息數(shù)據(jù)缺失的樣本。其次，參考Bostic et al.(2009)[25]，本文對戶主年齡超過65歲的家庭樣本也進行了剔除，以避免家庭戶主與孩子家長不一致導致的統(tǒng)計誤差。再次，受主客觀條件約束，農(nóng)村家庭校外教育支出較少，也非本文研究的著眼點，因此對所有農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)也予以剔除。經(jīng)過三次剔除后，最終通過2018年CFPS城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)獲得有效截面樣本量2850個。

(二)變量設定

本文設定家庭校外教育支出為被解釋變量。CFPS通過“過去12個月課外輔導費”這一問題獲取家庭校外教育支出信息。本文設置了三個指標來衡量這一變量：(1)是否發(fā)生校外教育支出(edu)；(2)校外教育支出金額(eduamt)；(3)校外教育支出金額占家庭收入的比重(edupct)。

本文設定家庭社會互動(sclinter)為解釋變量。在社會互動指標構建上，李丁 等(2019)[26]選取了家庭中的郵電通訊費、本地交通費、人情禮支出、旅游支出、外出就餐費、文化娛樂支出等6個變量進行綜合衡量。事實上除人情禮支出外，其他各項與社會互動并無必然關聯(lián)，且各項之間的綜合權重確定也難有定論，據(jù)此本文選擇“人情禮支出”單一變量來衡量家庭社會互動；考慮到家庭收入與其他控制變量的共線性問題，本文取人情禮支出占家庭收入比重作為變量sclinter的衡量指標。

參照陳永偉 等(2014)[8]、耿峰(2019)[21]，本文選取如下控制變量：

(1)家庭收入(incm)：對應CFPS“過去12個月總收入”這一問題的調(diào)查結果。

(2)不同教育階段的家庭成員數(shù)量：對應CFPS“現(xiàn)在上哪個階段”這一問題的調(diào)查結果，整理出家庭在每個教育階段的成員數(shù)量，包括托兒所和幼兒園階段(nur)、小學階段(pri)、初中階段(jun)、高中/中專/技校/職高階段(sen)、大專、本科以及碩士博士階段(col)。

(3)戶主主要特征變量，包括戶主的年齡(age)、學歷(edbg)、婚姻狀態(tài)(mar)、健康狀態(tài)(hlth)、工作狀態(tài)(emply)。

表1列示了本文涉及的所有變量及其衡量方式。

(三)模型設定

針對三個被解釋變量，本文設定以下三個模型：

edui t=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t

(1)

ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t

(2)

edupcti t=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t

(3)

其中式(1)采用probit模型，式(2)、(3)采用tobit模型。其中ui表示短期內(nèi)不隨時間變化的因素，如家庭成員稟賦、能力以及偏好等，θt表示時間趨勢，εi t為隨機誤差項。為與其他變量進行數(shù)值匹配，校外教育支出金額(eduamt)和家庭收入(incm)進行了對數(shù)化處理。

(四)描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

表1 變量定義

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

五、實證結果與分析

(一)回歸結果與分析

分別對模型(1)、(2)、(3)進行回歸，結果如表3所示。

表3 回歸結果

根據(jù)表3第2列報告的對模型(1)的回歸結果可知：(1)在控制了相關變量后，社會互動(sclinter)對家庭決策是否進行校外教育支出的影響系數(shù)為0.05，且在1%的水平上顯著；也就是說，社會互動對家庭決策是否進行校外教育支出具有顯著的促進作用。(2)在控制變量中，對家庭教育支出有顯著影響的變量有：家庭收入(incm)和家庭戶主受教育程度(edbg)兩項均在1%的水平上顯著為正，說明家庭收入越高、家庭戶主受教育程度越高，進行校外教育支出的可能性越大；除大專/本科以及碩士博士階段(col)外，每個教育階段家庭成員數(shù)(nur、pri、jun、sen)都在1%的水平上顯著為正，說明校外教育主要集中于初等教育和中等教育階段；家庭戶主婚姻狀態(tài)(mar)在10%的水平上顯著為正，說明正常的婚姻狀態(tài)對家庭校外教育支出有一定的促進作用。(3)其他變量的影響并不顯著，其中尤其值得注意的是，戶主的工作狀態(tài)(emply)對家庭決策是否進行校外教育支出并無顯著影響，在某種程度上證明了校外教育支出對城鎮(zhèn)家庭而言是一種剛性支出預算。

根據(jù)表3第3列報告的對模型(2)的回歸結果可知：(1)在控制了相關變量后，社會互動(sclinter)對家庭進行校外教育支出金額的影響系數(shù)為0.08，且在1%的水平上顯著；也就是說，社會互動越多，家庭校外教育支出的金額越大。(2)控制變量中對家庭教育支出有顯著影響的變量大致同模型(1)，同樣值得注意的是戶主的工作狀態(tài)(emply)對家庭校外教育支出金額并無顯著影響，再次驗證了校外教育支出對城鎮(zhèn)家庭而言是一種剛性支出預算。另外，托兒所/幼兒園/學前班階段(nur)系數(shù)高達0.73，且在1%的水平上顯著，結合模型(1)結果，可知家庭對學齡前兒童的校外教育支出呈現(xiàn)兩極分化特征，一旦家庭決策進行投資，往往投入力度可觀。

根據(jù)表3第4列報告的對模型(3)的回歸結果可知：(1)在控制了相關變量后，社會互動(sclinter)對家庭校外教育支出對家庭收入的占比的影響系數(shù)為0.20，且在1%的水平上顯著；也就是說，社會互動越多，家庭校外教育支出占家庭收入的比重越高。(2)控制變量中對家庭教育支出有顯著影響的變量大致同模型(1)和(2)，略有不同的是大專/本科以及碩士博士階段(col)的影響系數(shù)高達0.93，且在1%的水平上顯著，這是因為工薪階層家庭背景的大學生考研、考證、考公務員或出國留學考試等開支增加，而富家子弟缺乏參加這些考試的動機，此消彼長，導致這個階段孩子數(shù)對家庭教育支出的絕對金額沒有顯著性影響，但對支出在家庭收入中的占比則影響顯著。另外，三個模型中初中階段(jun)孩子數(shù)的系數(shù)均最大，且在1%水平上顯著，說明中考分流政策對家庭教育支出的巨大影響。

綜合三個模型的實證結果，假設H1都得到了驗證，即社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關關系，家庭間的攀比效應確實存在。

(二)內(nèi)生性檢驗

為克服由于樣本自選擇問題帶來的可能估計偏差，本文利用傾向得分匹配法(PSM)，選取家庭收入、家庭中托兒所/幼兒園/學前班階段成員數(shù)、小學階段成員數(shù)、初中階段成員數(shù)、高中/中專/技校/職高階段成員數(shù)、大專/本科/碩士/博士階段成員數(shù)、戶主特征等，對樣本進行1：1最鄰近有放回的匹配，最終獲得398對成功配對樣本。利用新樣本重新對回歸模型(2)進行估計，結果如表4所示：社會互動(sclinter)對家庭校外教育支出金額的影響仍顯著為正，與表3結果類似，說明在控制樣本自選擇帶來的系統(tǒng)性差異后，社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出仍呈顯著正相關關系，假設H1仍成立。

表4 內(nèi)生性檢驗回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結論的穩(wěn)健性，本文對自變量社會互動的度量指標進行更換，在關注線下互動的同時還考慮到線上社會互動，利用CFPS個人問卷中“使用互聯(lián)網(wǎng)社交的頻率有多高”“社交(使用互聯(lián)網(wǎng)時)對您有多重要”兩個問題獲得的回饋，對戶主的線上互動特征信息進行收集，然后利用迭代主因子法進行因子分析，與禮金支出占比變量合并成社會互動綜合指標。

對禮金支出占收入比重、戶主使用互聯(lián)網(wǎng)社交頻率、社交(使用互聯(lián)網(wǎng)時)的重要性等3個變量進行KMO檢驗與巴特利特球形度檢驗，KMO值為0.64，大于0.6，巴特利特球形度檢驗顯著性小于0.05，說明變量之間有顯著的相關性，可以做因子分析。因子分析結果如表5所示。取特征值大于1的因子，選取前3個因子來衡量社會互動。

表5 因子分析特征值

為便于對回歸系數(shù)進行分析及解釋，對合成的綜合指標進行線性變換，使其取值落在0與10之間，由于指標的相對大小未變，最終結論不會受到影響。社會互動綜合指標的描述性統(tǒng)計結果見表6。

表6 線上線下社會互動綜合指標

以新構造的社會互動綜合指標替代原有指標sclinter對模型(2)進行重新回歸，表7匯報了回歸結果，表中顯示各項結果與表3第3列的主回歸結果差別不大?？梢娚鐣优c城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關關系的結論具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

六、影響機制分析

如上所述，從理論上看，社會互動對家庭校外教育支出的影響途徑大致有內(nèi)生互動效應和外生互動效應兩條，據(jù)此本文提出假設H2和H3，本節(jié)分別對之進行驗證。

(一)內(nèi)生互動效應

為驗證社會互動是否通過提高家長對孩子教育的關心程度來影響家庭教育支出，本文構造家長關心孩子教育程度指標educare：在CFPS的調(diào)查問卷中，通過“希望孩子受教育程度”“如果需要，父母應當節(jié)衣縮食以支付子女的教育費用”“孩子的受教育程度對孩子未來成就有多重要”等三個問題的反饋，合成該綜合指標。

在模型(2)中引入社會互動與上述關心指標的交叉項，構造模型(4)。

ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2sclinteri t*educarei t+β3Xi t+ui+θt+εi t

(4)

對模型(4)進行回歸，表8匯報了回歸結果：在控制了其他相關變量后，社會互動與關心指標交叉項的系數(shù)為0.02，且在10%水平下顯著，說明社會互動通過提高家庭對孩子教育的關心程度，促進了家庭校外教育支出。假設H2得到驗證。

表8 內(nèi)生互動效應檢驗回歸結果

(二)外生互動效應

為驗證社會互動是否通過提高家庭未來收入預期來影響家庭教育支出，本文參考耿峰(2019)[21]做法，使用家庭人均收入數(shù)據(jù)測算社區(qū)層面的基尼系數(shù)gini，以之衡量家庭間的收入差距。

在模型(2)中引入社會互動與上述基尼系數(shù)的交叉項，構造模型(5)。

ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2sclinteri t*ginii t+β3Xi t+ui+θt+εi t

(5)

對模型(5)進行回歸，表9匯報了回歸結果：在控制了其他相關變量后，社會互動與基尼系數(shù)交叉項的系數(shù)為0.02，且在10%水平下顯著，說明社區(qū)間收入水平差距的擴大確實增強了社會互動對家庭校外教育支出的促進作用，從而證明了社會互動通過影響家庭未來收入預期的渠道促進了家庭校外教育支出。假設H3得到驗證。

表9 外生互動效應檢驗回歸結果

七、異質(zhì)性分析

如上所述，家庭收入水平和所處的外部環(huán)境都可能對社會互動和校外教育支出間的關系產(chǎn)生重要影響，據(jù)此本文提出假設H4和H5，本節(jié)分別對之進行驗證。

(一)家庭收入異質(zhì)性

為驗證家庭收入差異是否會影響社會互動和家庭校外教育支出的關系，本文以全樣本的中位數(shù)為分界，將樣本分為高收入家庭組和低收入家庭組，使用模型(2)進行分組回歸，并采用鄒檢驗進行了組間系數(shù)差異分析。引入0-1二值虛擬變量highincm，取1表示高收入家庭、取0表示低收入家庭，將該虛擬變量及其與社會互動的交叉項引入模型(2)構造模型(6)：

ln(eduamti t)=β0+β1highincmi t+β2highincmi t*sclinteri t+β3sclinteri t+β4Xi t+ui+θt+εi t

(6)

回歸結果如表10所示：對高收入家庭組，社會互動(sclinter)系數(shù)為0.09，大于全樣本系數(shù)0.08，且在1%的水平下顯著；對低收入家庭組，社會互動(sclinter)系數(shù)為0.03，小于全樣本系數(shù)0.08，且在1%的水平下顯著；交叉項highincmi t*sclinteri t的系數(shù)在1%的水平下顯著，說明高收入與低收入家庭社會互動組間系數(shù)差異較大。實證結果驗證了H4，即家庭收入差異確實影響了社會互動和家庭校外教育支出的關系，相對低收入家庭，社會互動對高收入城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大。之所以如此，一個符合直覺的解釋是：一方面，相互攀比的行為(內(nèi)生互動效應)在高收入家庭間更為普遍，這些家庭也更有實力去對攀比的結果做出反饋，切實地增加孩子的校外教育支出；另一方面，是家庭收入的相對差距而非絕對水平構成了外生互動效應的激勵，一個歸類為高收入組的家庭，在與更高收入家庭的攀比中產(chǎn)生的迎頭趕上的動機，并不會弱于(甚至有可能強于)低收入家庭組與高收入家庭組的組間攀比。

表10 家庭收入異質(zhì)性分析

(二)地區(qū)異質(zhì)性

為驗證家庭所在的地區(qū)差異是否會影響社會互動和家庭校外教育支出的關系，本文對東、中、西部家庭使用模型(2)進行分組回歸，并采用鄒檢驗進行了組間系數(shù)差異分析。引入0-1二值虛擬變量east，取1表示東部地區(qū)家庭、取0表示其他地區(qū)家庭，將該虛擬變量、及其與社會互動的交叉項引入模型(2)構造模型(7)：

ln(eduamti t)=β0+β1easti t+β2easti t*sclinteri t+β3sclinteri t+β4Xi t+ui+θt+εi t

(7)

回歸結果如表11所示：對東部家庭，社會互動(sclinter)系數(shù)為0.10，大于全樣本系數(shù)0.08，且在1%的水平下顯著；而對中部和西部家庭，社會互動(sclinter)系數(shù)均為0.07，小于全樣本系數(shù)0.08，西部家庭甚至呈現(xiàn)結果不顯著，這與假設H5的預期是相符的。然而模型(7)的交叉項easti t*sclinteri t系數(shù)并不顯著，說明東部與中西部家庭的社會互動組間系數(shù)不存在顯著差異，也即H5未能得到實證支持。之所以如此，一個符合直覺的解釋是：相對于近在咫尺的社區(qū)家庭間的收入差異，遠在千里之外的地區(qū)家庭收入差異對社區(qū)互動效應的影響是不明顯的；絕大多數(shù)家庭都更關注周遭的社群，攀比(內(nèi)生互動效應)的主要對象固然是周遭耳目所及的其他家庭，因家庭收入不及他人而產(chǎn)生的通過增大孩子教育投入而迎頭趕上的刺激(外生互動效應)，也主要來自現(xiàn)實生活中的日常接觸對象；對所處地區(qū)和其他地區(qū)客觀上存在的差異，因主觀的感性認知不多，并未形成明顯的社會互動效應。

表11 家庭所在地區(qū)異質(zhì)性分析

八、結論和政策建議

綜合以上定量分析，有如下結論：

第一，社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關關系，社會互動越多，家庭校外教育支出越大，家庭間在教育支出上的攀比效應是真實存在的。

第二，內(nèi)生社會互動效應是存在的，即社會互動引致了家庭校外教育成果的相互攀比，從而正向作用于家庭校外教育支出。

第三，外生社會互動效應是存在的，即社會互動引致了家庭間的收入攀比，對較低收入家庭產(chǎn)生加大孩子教育投入、以提高家庭未來收入預期的激勵，從而正向作用于家庭校外教育支出。

第四，相對低收入家庭，社會互動對高收入城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大，這可能是因為高收入家庭間的相互攀比行為更頻繁，導致內(nèi)生互動效應更顯著；收入相對差距產(chǎn)生的刺激作用更大，導致外生互動效應也更顯著。

第五，地區(qū)差異性未能在統(tǒng)計上證明顯著影響了家庭校外教育支出，這可能是因為地區(qū)差異對大多數(shù)家庭的主觀感性認知刺激不大，從而難以形成有效的內(nèi)生或外生社會互動效應。

針對以上結論，我們提出如下政策建議：

首先，合理引導社會風氣，逐步緩釋教育焦慮。在社會互動驅(qū)動下，城鎮(zhèn)家庭在進行校外教育支出決策時往往基于人云亦云的所謂“時代潮流”，而非基于自身特點的真實教育成效，因此，教育需求存在先天的盲目性和過度需求傾向，在攀比效應驅(qū)動下演變成為教育焦慮。針對這種現(xiàn)象，官媒和其他宣傳媒體應予以有導向性的糾偏，弘揚“各盡所能、按勞分配”“只有分工不同，沒有地位高低”的社會主義價值觀；在現(xiàn)實的社會分配中也應充分貫徹共同富裕的基本原則，有效縮小社會貧富差距。唯有如此，才能釜底抽薪地緩釋教育焦慮，真正從需求側解決過度教育和盲目教育支出問題。值得一提的是，2021年7月開啟的“雙減”政策、以及國務院教育督導委員會規(guī)定的諸如“對各省‘雙減’工作落實進度每半月通報一次”等較為嚴格的落實措施，試圖以國家立規(guī)和監(jiān)管的方式在較短的時間內(nèi)扭轉(zhuǎn)社會風氣，盡管在發(fā)布之初遭遇了一定的輿論反彈，但從短期的角度看，不僅將有效降低義務教育階段學生校外培訓的負擔，也將大幅降低城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的壓力；從中長期角度看，還將有望改善廣大城鎮(zhèn)家庭的教育焦慮，從而釜底抽薪地消除家庭校外教育的“內(nèi)卷”驅(qū)動，堪稱我國教育事業(yè)發(fā)展史中的一次重要變革。

其次，加強家校溝通互動，讓學校參與到家庭的教育互動中，使社會互動對家庭校外教育支出更適度、更有針對性。如上所述，家庭校外教育支出之所以盲目增加，主要歸因于家庭間的社會互動引發(fā)的攀比效應。如能加強家?；?，讓家長們更了解孩子的學習情況和興趣愛好狀況，將使家長能夠更適度、更有針對性地為孩子制定教育規(guī)劃，從而平抑過度教育和盲目支出現(xiàn)象。譬如，學?？赏ㄟ^定期舉行家長會的方式，及時向家長通報孩子的學習狀況和存在的薄弱環(huán)節(jié)，以便家長可以有的放矢地設計孩子的校外教育；又如，學?？赏ㄟ^舉辦興趣班、開設學科介紹講座等方式，幫助孩子們?nèi)グl(fā)現(xiàn)自己的興趣愛好乃至未來的學業(yè)和職業(yè)方向，并通過家校互動的渠道及時傳遞給家長，從而使家長能夠根據(jù)因材施教、揚長避短的原則去進行更適當?shù)男Ｍ饨逃?guī)劃。

再次，推動學校教育發(fā)展，提升學校教育質(zhì)量，削弱家庭間攀比效應的基礎。學校教育是每個家庭都可以參與的，是教育公平的基礎；學校教育得到了發(fā)展，孩子們的校外時間少了，家長們“別人家孩子在學習而我家孩子在玩?！钡慕箲]就能得到緩解，家庭社會互動導致的攀比效應也就會相應得到抑制。過往一段時期，以“為孩子減負”為出發(fā)點的學校教育改革，在取得一定成效的同時，在客觀上也產(chǎn)生了諸如將原本屬于學校教育的領域和時間段拱手讓給校外教育市場和資本、從而弱化學校教育地位和作用、加劇城鎮(zhèn)家庭間乃至城鄉(xiāng)間教育不平等等一系列問題。今后應考慮逐步加大學校教育支持力度，充分發(fā)揮學校教育在師資、場地、器材和規(guī)范性等各方面的固有優(yōu)勢，以更公平、更規(guī)范的學校教育去逐漸奪回一部分原先出讓給校外教育的領域，從而切實提升我國教育成效和教育公平。2021年來部分地區(qū)推行的延遲放學制度和課后興趣班制度就是一個值得關注和推廣的方式。