原文刊载于《中国考试》2023年第11期第85—94页。

作　者

杨莉，清华大学教育研究院在读博士生。

摘　要：我国目前已基本实现义务教育有保障的目标，但仍然存在教育结果不公平的问题。基于中国教育追踪调查2013-2014学年的基线数据，分析家庭社会经济地位对初中生学业成绩的影响，以及父母监管、亲子交流、家长与学生朋辈群体互动、父母对子女的教育期望这4类家庭非货币性资源投入在两者之间的中介作用。研究发现：家庭社会经济地位能够显著正向预测初中生的学业成绩；4类家庭非货币性资源投入在两者间均发挥部分中介作用，能够降低家庭社会经济地位差距造成的初中生学业成绩差异。本研究可为初中阶段教育公平相关政策的制订提供参考依据，以期推动我国初中后阶段教育公平目标的实现。

关键词：家庭社会经济地位；初中生学业成绩；家庭非货币性资源投入；考试公平

1　问题提出

　　2010年，中共中央、国务院印发《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010—2020）》，明确提出“形成惠及全民的公平教育”的战略目标^[1]。截至2019年底，全国99.8％的义务教育学校（含教学点）的办学条件已达到基本要求^[2]。根据国务院新闻办公室2021年8月印发的《全面建成小康社会：中国人权事业发展的光辉篇章》白皮书，农村贫困家庭子女义务教育阶段辍学问题已实现动态清零^[3]。
　　2020年，我国已基本实现义务教育有保障的目标^[4]，但教育结果不公平的现象仍然存在，且主要表现在家庭背景等先赋性因素对学生学业成绩及教育机会获得的显著影响^[5-6]。相较于高中及高中后教育阶段，初中阶段学业成绩与家庭背景的关系更值得探讨。这主要有3方面原因：其一，在我国现行招生考试制度下，无论是中考还是高考，考试分数都是后一阶段教育机会和教育质量的重要影响因素；其二，学业成绩具有累积性特征，义务教育阶段的学业成绩能够显著预测中考与高考成绩，高等教育阶段的不平等通常是初中升高中阶段不平等的延续^[7]；其三，随着教育阶段的上升，家庭社会经济地位、家庭文化背景对教育获得的影响逐渐减弱，有研究提出家庭因素对中考阶段的影响大于高考阶段^[8]。在这一社会背景下，研究家庭背景等先赋性因素对初中生学业成绩的影响及其作用机制，其结论不仅可以促进初中阶段的教育公平，甚至能够为优化教育全局环境提供参考。
　　家庭背景主要通过增加对子女的货币性与非货币性资源投入这两条路径影响学生学业成绩^[9]，其中，非货币性资源投入的可塑性更强，更应获得学者与政策制定者的关注。具体而言，高家庭货币性资源投入表现为，为孩子购置更好的学习产品、通过购买学区房等方式让孩子进入条件更好的学校等。家庭对子女的货币性资源投入力度受到家庭经济条件的约束，不同家庭经济背景学生所获得的该投入差异悬殊。高家庭非货币性资源投入表现为，为孩子付出更多时间、为子女提供情感支持、对子女具有较高教育期望、采取更合理的养育方式等。有研究发现，虽然家庭社会经济地位是预测父母对子女教育投资的重要因素，但养育子女的方式并不完全取决于这种地位，父母的价值观更能决定他们对子女教育的参与^[10]。另一项研究结果表明，与货币性资源相比，非货币性资源对中国儿童的成就影响更大，而且与家庭财富或收入不显著相关^[9]。因此，基于非货币性资源投入视角的相关研究发现对制订促进教育公平的政策可能更有参考意义。基于此，本研究主要关注家庭社会经济地位、家庭非货币性资源投入与学业成绩三者之间的关系，并试图回答以下两个问题：1）家庭社会经济地位对初中生学业成绩的影响如何；2）各类家庭非货币性资源投入能否在家庭社会经济地位与初中生学业成绩间发挥一定的中介作用。

2　文献综述

2.1　家庭背景对学业成绩的直接影响

　　关于家庭背景对学业成绩影响的研究，可追溯到美国社会学家Coleman等于1966年发布的《教育机会均等》（Equality of Educational Opportunity）报告。该研究发现，在排除很多其他家庭因素的情况下，仅是父母受教育程度、家庭拥有物、父母对子女的教育期望等家庭层面的因素就已经能够解释子女学业成绩10%~25%的变异^[11]。这一结论引起了研究者对家庭层面因素的广泛关注。此后，一系列实证研究支持了Coleman的结论，并进一步探究了其他家庭背景因素对成绩的影响。浦小松分析我国14418名中学生样本发现，父母受教育程度对子女成绩的正向影响显著，父母从事职业类型对子女成绩的影响较小^[12]。李佳丽和何瑞珠基于中国教育追踪调查（China Education Panel Survey, CEPS）2013-2015年追踪数据的研究发现，经济状况好、父母职业地位以及父母受教育水平高的家庭的子女，其语文、数学、外语3科平均成绩显著高于弱势家庭子女，例如，富裕家庭子女的平均成绩比困难家庭子女高出10分左右^[13]。Dahl和Lochner分析了美国青少年纵向调查数据库的4500名儿童和母亲的配对数据，发现家庭收入每增加1000美元，子女数学成绩与阅读成绩合计将提高标准差的6%^[14]。除上述显著影响学业成绩的家庭层面变量之外，家庭社会经济地位这一衡量家庭背景的综合指标也对学生成绩具有显著影响。已有研究发现，家庭社会经济地位越高的学生，其学业成绩越好^[15-16]。
2.2　家庭背景对学业成绩的间接影响
　　已有文献不仅分析了家庭背景对学业成绩的直接影响，还从家庭投入等视角探究了其间接作用机制。倪雨菡等分析广州市12所中学500多名初三学生的样本发现，家庭学习资源、课堂参与在家庭社会经济地位与初中生阅读成绩间起着双重中介作用^[17]。基于CEPS 2014年数据，薛海平探究了家庭资本影响教育获得的双通道机制，发现家庭资本能够同时通过学校教育机会优势与教育培训机会优势提升初中生在校成绩，进而影响初中生的高中及高等教育机会获得^[18]。Long和Pang对来自我国5个城市约5000名九年级学生样本的研究结果表明，社会经济地位的3个组成部分（家庭拥有物、家庭教育资源和父母受教育程度）通过父母对子女的教育期望这一中介变量，对学生的数学成绩和问题解决能力（problem-solving achievement）产生显著影响^[19]。李忠路和邱泽奇基于中国家庭跟踪调查2010年基线调查数据的研究发现，教育机会差异（包括体制内的重点学校与市场上的校外补习服务）和家长教育参与是家庭背景影响儿童学业成就的两条路径^[20]。陈依婷和杨向东通过对某省会城市1000多名八年级学生数据的分析发现，亲子沟通与学业自我效能感均在家庭社会经济地位与数学成绩之间起部分中介作用^[21]。Bae和Wickrama以441名12-14岁的韩国青少年为分析对象，发现父母监管和青少年的校外时间使用模式是家庭背景影响学生学业成绩的中介变量^[22]。
　　综上所述，家庭层面的货币性资源投入（如家庭学习资源投入、为子女报补习班）及非货币性资源投入（如父母监管、亲子沟通）都会在家庭背景与学生学业成绩间发挥中介作用，这些发现为本研究的模型设定提供了重要依据。同时，在以下方面还有待进一步探讨：第一，国内部分研究的数据采集于某一个或某几个城市，从而导致样本的全国代表性相对较差；第二，在衡量学生学业成绩时，国内部分研究采用了家长报告的学生成绩等级或改编自国际学生评估项目（Program for International Student Assessment, PISA）问卷得到的成绩数据，前者的主观性太强，可能存在较大测量误差，而后者得到的成绩与学校考试成绩并不能完全等同，学校考试成绩或排名才是决定学生能否获得下一教育阶段入学机会的关键；第三，目前还没有文献将多个家庭非货币性资源投入变量纳入同一分析框架，但相较于家庭货币性资源投入，对家庭非货币性资源投入的干预或改善更为容易。鉴于此，本研究将基于具有全国代表性的CEPS数据，以学校提供的期中考试成绩为因变量，从家庭非货币性资源投入的视角，分析家庭社会经济地位对初中生学业成绩的影响，以及父母监管、亲子交流、家长与学生朋辈群体互动、父母对子女的教育期望等因素在两者之间的中介作用。

3　研究设计

3.1　数据来源
　　本研究数据主要来自CEPS 2013-2014学年的基线数据，该调查由中国人民大学中国调查与数据中心设计并组织实施。CEPS基线调查按多阶段的概率与规模成比例的抽样方法，在全国范围内抽取了112所学校、438个初中班级。入样班级的全体学生及家长、3门主科教师、班主任以及所在学校领导均被作为调查对象，最终获得近20000名初一与初三学生样本。问卷内容涵盖学生个人的基本信息、学业表现、教育经历、家庭以及学校等层面的信息，能够满足本研究主题的需要。根据本研究设计，将具有缺失变量的样本进行了删除，最终得到的有效样本为16742名初中生。
3.2　变量说明
3.2.1　因变量
　　研究因变量是2013年秋季学期学生的语文、数学以及英语3门主科的平均成绩。CEPS数据库记录了由受访学校直接提供的3门主科成绩的原始分，以及按学校与年级对3门主科原始分分别进行标准化处理后的得分。由于本研究采用的分析模型控制了班级固定效应，这一模型估计策略使得由受访学校提供的原始分同样具有可比性^[23]。因此，最终采用3门主科的原始分，并对其取均值得到本研究的因变量。
3.2.2　自变量
　　研究自变量为家庭社会经济地位。由于父母职业、学历以及家庭经济状况等因素具有高度相关性，将其通过因子分析等方法进行降维处理在理论上是可行的；且目前国际上相对成熟的基础教育质量评估项目，如PISA也采用家庭社会经济地位这一指标衡量学生家庭背景。因此，为简化模型，借鉴PISA的做法将家庭社会经济地位作为家庭背景的代理变量。具体而言，参照任春荣的分类^[24]，对父母最高受教育程度、父母最高职业、学生家庭经济状况、家庭藏书变量进行因子分析，得到家庭社会经济地位变量，结果显示KMO值为0.71，Bartlett’s球形检验的p值小于0.001，表明上述4个变量适合做因子分析。
3.2.3　中介变量
　　研究主要讨论家庭非货币性资源投入在家庭社会经济地位与学业成绩之间的中介效应，因此，选取父母监管、亲子交流、家长与学生朋辈群体互动以及父母对子女的教育期望等4项作为中介变量。

　　参照Mu和Hu的研究^[25]，父母监管变量根据学生问卷中的以下8个题目构建：“你的父母在以下事情上管你严不严：作业、考试，在学校表现，每天上学，每天几点回家，和谁交朋友，穿着打扮，上网时间，看电视的时间。”所有题目的选项均为“不管”“管，但不严”“管得很严”，分别计为1分、2分、3分，并取8个题目得分的均值作为父母监管变量得分；得分越高，表明父母的监管力度越大。
　　根据李佳丽和胡咏梅的研究^[26]，亲子交流变量的构建综合了学生问卷中的5个题目：你父母是否经常与你讨论以下问题，分别是“学校发生的事情”“你与同学的关系”“你与老师的关系”“你的心情”“你的心事或烦恼”。所有题目的选项均为“从不”“偶尔”“经常”，分别计为1分、2分、3分，并取5个题目得分的均值作为亲子交流变量得分；得分越高，表明亲子交流越频繁。

　　参考周东洋和吴愈晓的做法^[27]，家长与学生朋辈群体互动这一变量来自家长问卷中的两道题目，分别是“您认识与孩子常在一起的朋友吗？”“您认识与孩子常在一起的朋友的家长吗？”。两个题目的选项均为“不认识”“认识一部分”“全部认识”，分别计为0分、1分、2分，并取两个题目的得分之和作为家长与学生朋辈群体互动变量得分；得分越高，表明家长与学生朋辈群体互动越多。
　　父母对子女的教育期望这一变量来自家长问卷中的题目“您希望孩子读到什么程度？”。借鉴张阳阳和谢桂华的变量定义方式^[28]，将答案选项中的“受教育程度”转换为“受教育年限”，具体转换方式为：初中毕业=9年，中专/技校/职业高中/普通高中=12年，大学专科=15年，大学本科=16年，硕士研究生=19年，博士研究生=23年。经过上述转换后，父母对子女的教育期望的取值范围为9~23，是连续型变量。

3.2.4　控制变量

　　在个人层面，研究控制了学生性别（男生=1，女生=0）、年龄（连续型变量）、是否独生子女（是=1，否=0）、是否住校（是=1，否=0）以及户口类型（农业户口=1，非农户口=0）。此外，还控制了班级固定效应，目的是尽可能降低学校与班级层面的不可观测变量对学业成绩的影响。控制班级固定效应的具体做法为：先将学生所在班级这一多类别变量转化为多个虚拟变量，然后将其中一个虚拟变量作为参照组不纳入模型，将其他班级虚拟变量全部纳入回归模型。
3.3　分析策略
　　借鉴温忠麟和叶宝娟在论文中提到的逐步法^[29]，通过构建方程（1）-（3），检验家庭非货币性资源投入的中介效应。此外，由于研究的中介变量与因变量均为连续型变量，因此采用普通最小二乘法估计方程（1）-（3）的回归系数。

　　Score=β₀+cSES+β₁I+θ+e₁        （1）

　　M=α₀+aSES+α₁I+θ+e₂             （2）

　　Score=γ₀+c'SES+bM+γ₁I+θ+e₃（3）

　　方程（1）主要分析家庭社会经济地位与学业成绩的关系。其中，Score是因变量，表示学生学业成绩；SES是核心解释变量，表示学生的家庭社会经济地位，系数c表示家庭社会经济地位对学业成绩的总效应；I表示个体层面的控制变量；θ是班级固定效应；e₁是随机误差项。
　　方程（2）用于分析家庭社会经济地位与中介变量的关系。其中，M表示中介变量，分别是父母监管、亲子交流、家长与学生朋辈群体互动以及父母对子女的教育期望；系数a是在控制了其他变量的影响之后，家庭社会经济地位对中介变量M的效应，研究将对4个中介变量分别进行回归分析，其他变量的含义与方程（1）相同。
　　在方程（3）中，系数b是在控制家庭社会经济地位及其他变量的影响之后，中介变量M对学业成绩的效应；系数c'则是在控制中介变量M与其他变量的效应之后，家庭社会经济地位对学业成绩的直接效应。中介效应等于系数a与b的乘积，总效应c、直接效应c'与中介效应ab的关系为：c=c'+ab。

4　研究结果

4.1　描述统计结果
　　研究首先以家庭社会经济地位的均值为界将全样本分成两组，其中低于均值的样本属于低家庭社会经济地位组，高于均值的样本则属于高家庭社会经济地位组，然后采用独立样本t检验分析不同家庭社会经济地位学生在学业表现以及家庭非货币性资源投入方面的差异。结果如表1所示，可以看到，所有学生的平均成绩是81.422分，家庭经济社会地位高于均值的学生（以下简称“高家庭社会经济地位学生”），其学业成绩显著优于家庭经济社会地位低于均值的学生（以下简称“低家庭社会经济地位学生”），前者比后者高13.666分。与学业成绩的检验结果一样，高家庭社会经济地位学生在4类家庭非货币性资源投入方面的得分也都高于低家庭社会经济地位学生，并且这种差异均具有统计显著性。例如，高家庭社会经济地位学生的父母监管得分为2.375，比低家庭社会经济地位学生（2.313）高0.062，达到显著性差异水平。

      在学生个人特征方面，所有样本的平均年龄约为14岁，男女比例相等，有32%的学生在学校寄宿，44%的学生属于独生子女，农业户口学生占比为55%。

4.2　家庭社会经济地位对初中生学业成绩的回归结果
　　研究采用逐步法分析家庭社会经济地位对初中生学业成绩的影响，并检验家庭非货币性资源投入在两者间的中介作用。
　　方程（1）和方程（3）的回归分析结果如表2所示。其中，模型（1）为基准模型，在控制了班级固定效应以及个人层面因素的情况下，家庭社会经济地位对初中生学业成绩具有显著的正向影响。家庭社会经济地位每提高1个单位，初中生学业成绩显著提高2.653分，即方程（1）中的系数c显著。模型（2）至模型（5）分别在模型（1）的基础上，加入了父母监管、亲子交流、家长与学生朋辈群体互动、父母对子女的教育期望。可以发现，这4个中介变量均对学生学业成绩具有显著正向影响，表明方程（3）中4个中介变量的系数b都显著。此外，这些中介变量均能够降低回归模型中家庭社会经济地位的回归系数，并且父母对子女的教育期望这一变量使家庭社会经济地位的系数下降幅度最大，由2.653降至1.869。由此能够推测，在4个中介变量中，父母对子女的教育期望的中介效应最大。

4.3　中介效应检验结果
　　方程（2）的回归结果如表3所示，可以看出，在控制个人层面因素及班级固定效应之后，家庭社会经济地位能够显著提高父母监管力度、亲子交流频率、家长与学生朋辈群体互动程度以及父母对子女的教育期望，即方程（2）中的系数a均显著。根据逐步法的检验原理，因为系数a与b均显著，表明本文的中介效应均显著。此外，当系数a与b均显著时，逐步法的检验效力要高于Bootstrap法，因而不再采用Bootstrap法进行中介效应检验。同时，由于方程（3）中分别加入4个中介变量得到的系数c'也都显著，说明这4个中介变量均起着部分中介作用。

      表4呈现了4个中介变量的总效应、各个中介变量的直接效应、中介效应以及中介效应占总效应比值。由表4可知，家庭社会经济地位对初中生学业成绩的总效应为2.653；在家庭非货币性资源投入这4个中介变量中，父母对子女的教育期望这一变量的中介效应最强，占总效应的29.53%，验证了前文的推测，其次是亲子交流，占总效应的9.64%，而家长与学生朋辈群体互动和父母监管的中介效应相对较弱，分别占总效应的2.39%和0.87%。

5　研究结论与讨论

　　本研究基于CEPS 2013-2014学年的基线数据，以家庭社会经济地位作为指代家庭背景的变量，分析其对初中生学业成绩的影响，以及4类家庭非货币性资源投入因素在两者之间的中介作用，得到如下结论：
　　第一，不同家庭社会经济地位初中生的学业成绩以及家庭非货币性资源投入存在显著差异。独立样本t检验结果表明，高家庭社会经济地位学生的学业成绩显著优于低家庭社会经济地位学生；此外，与低家庭社会经济地位学生相比，高家庭社会经济地位学生的父母对子女的监管更加严格，与子女的交流更加频繁，与子女朋辈群体的互动更多，并且对子女抱有更高的教育期望。这与已有相关研究结论基本一致，即低家庭社会经济地位初中生在学业成绩与家庭非货币性资源投入方面具有双重劣势地位。
　　第二，家庭社会经济地位、家庭非货币性资源投入均对初中生学业成绩具有显著的正向影响。家庭社会经济地位越高，学生学业成绩越好，表明取样时我国教育不公平问题较为突出。此外，从4类家庭非货币性资源投入来看，父母监管对学生学业成绩的影响显著为正，可能的解释是，父母对子女“作业、考试”“在学校表现”等方面的严格要求，能够使子女了解家长的标准，从而端正学习态度，而良好的学习态度有利于学生学业成绩的提升^[30]。此外，亲子交流也能够显著提升子女成绩，结合已有研究发现，亲子交流可能通过影响子女的学业自我效能感^[31]、自我控制能力和学校适应能力^[32]，从而间接影响子女成绩。与父母监管、亲子交流对子女成绩的影响类似，家长与学生朋辈群体互动同样能够显著正向预测子女成绩；不同之处在于，父母监管、亲子交流这两类家庭非货币性资源投入是父母与子女双方之间的互动，而家长与学生朋辈群体互动则是父母与孩子的朋友，以及与孩子朋友的家长之间的互动。以往研究发现，父母与孩子朋友及其家长的互动越多，学生参与补习的可能性越大、家庭补习花费也越高^[27]；且大部分研究表明，适当的补习有利于提高学生成绩^[33-34]。因此，家长与学生朋辈群体互动可能通过家庭对子女的货币性资源投入这一途径影响子女成绩。与前3类家庭非货币性资源投入的作用一样，父母对子女的教育期望越高，则学生学业成绩越好，其背后的原因可能是，随着父母对子女教育期望的提高，子女自身的教育期望、子女的学习时间，以及家庭货币性资源投入也会相应提高或增加^[35-36]，这些因素都能够提升子女的成绩。总体来看，4类家庭非货币性资源投入可能主要通过影响学生个人层面的因素（如学习态度、学业自我效能感）与家庭货币性资源投入，进而影响学生成绩。
　　第三，家庭非货币性资源投入在家庭社会经济地位与初中生学业成绩间发挥着部分中介作用。一方面，家庭社会经济地位能够直接提高初中生学业成绩；另一方面，家庭社会经济地位较高家庭还会通过增加家庭非货币性资源投入，包括父母监管力度、亲子交流频率、家长与学生朋辈群体互动，以及父母对子女的教育期望，从而间接提升初中生学业成绩。关于这些家庭非货币性资源投入影响成绩的具体路径，前文结合以往研究发现和本研究对中介变量的操作化定义进行了较为详细的分析，此处不再赘述。
　　第四，父母对子女的教育期望这一变量的中介效应最大，其次是亲子交流，而家长与学生朋辈群体互动、父母监管的中介效应相对较小。从中介效应占总效应的比值来看，父母对子女的教育期望能够中介将近30%的家庭社会经济地位对学业成绩的影响；亲子交流次之，为10%左右；排名第3的是家长与学生朋辈群体互动，为2.39%，父母监管的中介效应最小，仅为0.87%。
　　综上所述，初中生学业成绩受到家庭社会经济地位等先赋性因素的显著影响，家庭非货币性资源投入能够在一定程度上降低家庭社会经济地位对学业成绩的正向影响。这些研究发现对促进教育结果公平的政策具有一定的参考价值：一方面，应该重点帮扶家庭社会经济地位较差学生，以降低家庭背景因素带来的学业表现差异；另一方面，推动家庭教育指导服务中心建设，引导弱势家庭父母适当提高对子女的教育期望、加强与子女及其同辈群体的互动与沟通以及对子女的监管。
　　本研究存在以下不足：其一，研究使用的是截面数据，所以只能分析变量间的相关关系，无法确定某些影响路径的因果关系；其二，研究对家庭非货币性资源投入影响学业成绩的机制的探讨只是初步的、探索性的，有待采用实证数据对其进行检验；其三，家庭非货币性资源投入的中介效应可能受到教师、学校层面因素的调节作用^[37-38]。因此，在后续研究中，可以采用追踪数据，分析家庭非货币性资源投入等因素在家庭社会经济地位与初中生学业成绩间的链式中介作用，以及有调节（如教师、学校层面因素）的中介作用。

参考文献：（略）

（声明：本文选自《中国考试》，版权归属原作者，文章观点与本栏目无关，如涉侵权，联系立删！）