李夢竹

(武漢大學社會學系，湖北武漢 430072)

地位獲得模型表明，包括家庭收入在內(nèi)的家庭經(jīng)濟地位是影響個人教育獲得的重要因素。該發(fā)現(xiàn)也得到了眾多研究的證實。如Lucas在研究中提到，家庭收入影響子代教育成就，優(yōu)勢階層的父代會幫助子女維持在教育數(shù)量以及質(zhì)量上的優(yōu)勢[1]。郭叢斌等研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟資本占有量位居前列的優(yōu)勢社會階層，其子女接受的教育層次主要為高等教育，而經(jīng)濟資本占有量處劣勢社會階層的子女接受的主要是中等教育和初等教育[2]。葉曉陽等以2011年的“首都高校學生發(fā)展狀況”問卷為研究樣本，發(fā)現(xiàn)學生家庭收入對學生進入“985”“211”等精英大學有正向影響[3]。李忠路也以此為樣本，發(fā)現(xiàn)家庭收入對大學生讀研也有顯著的正向作用，家庭收入越高，大學生選擇讀研的可能性也越高[4]。陳曉宇也提到，高收入家庭的子女在高水平大學中比例更高[5]。中國學者比較了高等教育擴張前后家庭經(jīng)濟資本對個人教育獲得的影響，結(jié)果顯示，即便是在教育擴張之后，家庭經(jīng)濟資本對青少年高等教育機會的影響并沒有下降[6]。從中我們可以看到，教育獲得具有明顯的階層差異，家庭條件較好的青少年，無論是在基礎教育領域，還是在高等教育上，都具有顯著的優(yōu)勢。

相關研究表明，個體早期教育期望，對其將來教育獲得與教育地位具有重要影響[7-11]。那么，在最終教育獲得上的階層差異，是因為個體在早期就對自身的教育期望很低，使其學習行為表現(xiàn)差，劣勢累積，最終導致了較差的教育地位？還是青少年對教育的美好期待遭遇現(xiàn)實的阻擊，導致其在教育成就上不盡如意？為了了解家庭經(jīng)濟資本是如何影響青少年早期自我教育期望，本文通過中國教育追蹤調(diào)查2013～2014數(shù)據(jù)，對此問題進行了探討。

一、文獻回顧

家庭背景是如何影響少年教育期望的呢？對此，有兩種截然不同的觀點。一方觀點認為，家庭經(jīng)濟背景正向影響青少年教育期望[12]。出生于階層較高家庭中的青少年，能夠獲得父母更多的物質(zhì)資助，在市場上獲得的教育服務越多，也能夠憑借父代的經(jīng)濟資本，進入更好的學校學習[13-14]，享受更高質(zhì)量的教學服務。這些積極的教育經(jīng)歷使其產(chǎn)生較高的教育期望。此外，家庭經(jīng)濟條件越好，父母對青少年教育期望也越高[15]，更為關注親子交流[16]，會通過家長學業(yè)卷入幫助子代獲得更高的學業(yè)成績，從而促使子代自我構(gòu)建起更高的教育期望。吳愈曉通過將父母親職業(yè)、教育、經(jīng)濟收入和黨員身份合成綜合社會經(jīng)濟地位指數(shù)，發(fā)現(xiàn)家庭社會經(jīng)濟地位正向影響子代教育期望，家庭經(jīng)濟條件越好，青少年教育期望越高，而處于低社會階層中的青少年對教育期望更低[13]。

然而，也有一些研究得出了與之不同甚至截然相反的結(jié)論。例如，劉保中等人用家庭人均年收入作為衡量指標，采用結(jié)構(gòu)方程模型發(fā)現(xiàn)：雖然家庭收入情況對青少年教育期望的總效應為正向，但在引入學業(yè)期待和日常關懷這兩個方面的父母參與因素后，家庭收入對青少年教育期望的直接影響在0.1的顯著水平上不具有統(tǒng)計顯著性[15]。周皓、王進、楊習超等的研究更是發(fā)現(xiàn)，一些處于較低社會經(jīng)濟地位的弱勢群體也具有較高的教育期望[16-18]，他們的教育期待源于對于未來美好的愿望與信念，也即Frye所言“想象的未來”[19]。Frye認為，人們對于未來的預期，是一種基于道德標準的自我“身份認知”，而這種認知能夠影響和指導人們的現(xiàn)實行動。

傳統(tǒng)上，在中國就有對學歷的崇拜，“萬般皆下品，惟有讀書高”，寒門子弟寄希望于科舉制度，期望通過寒窗苦讀，考取功名，改變個人及家族地位。改革開放以來，教育也一直是個體實現(xiàn)向上流動的重要渠道，是影響個人最終社會經(jīng)濟地位的關鍵因素[20]。在勞動力市場上，受教育程度就是一種符號，雇主憑借這種符號來篩選人才[21]。可以說，“誰能向上流動”在很大程度上體現(xiàn)為“誰能獲得教育”。近年來一些研究表明，階層間界限更加清晰，社會底層向上流動渠道日漸狹窄[22]，在這種情況下，對于弱勢階層而言，通過教育實現(xiàn)階層流動是他們最好的機會。當前中國的教育政策也為促進此種流動提供了條件。1999年中國高考擴招以來，高等教育規(guī)模不斷擴大，毛入學率高達40%，為更多農(nóng)村學子提供了受教育的機會[23]，再加上主流文化對“教育改變命運”的宣傳，社會經(jīng)濟地位較差的學子很容易構(gòu)建其對教育的期待，期盼通過高等教育實現(xiàn)“跳農(nóng)門”，實現(xiàn)階層的躍遷。也就是說，對高等教育回報的信念，很有可能超越家庭經(jīng)濟背景的限制，使得個體在青少年時期就擁有更高的自我教育期望。對此，我們做出如下假設：

假設1：貧寒的家庭經(jīng)濟情況對青少年教育期望年限具有正向影響。

假設2：貧寒的家庭經(jīng)濟情況對青少年高等教育期望具有正向影響。

在基礎教育領域，中國有重點中學與非重點中學的分化。在高等教育領域，可以依據(jù)不同教育層次劃分為職業(yè)教育與學術教育、大眾化教育與精英化教育。教育分流制度導致?lián)碛邢嗤逃晗薜膶W生因教育質(zhì)量的差異而產(chǎn)生了內(nèi)部分層[24]。高等職業(yè)教育，是高等職業(yè)院校與高等專科院校開展的，以技能培訓和技術應用為主要內(nèi)容，以培養(yǎng)高技能人才為目標的教學活動，而學術教育就是指其他普通高等院校開展的，以文化學習和理論研究為內(nèi)容，以提高學生理論素養(yǎng)、培養(yǎng)學生創(chuàng)新能力與實踐能力為目標的教學活動。高等職業(yè)教育也是一種重要的高等教育類型，就其在中國的發(fā)展現(xiàn)狀而言，其優(yōu)勢在于成本低，失敗風險小，但由于錄取分數(shù)線低于學術教育，再加上培養(yǎng)質(zhì)量參差不齊，不僅社會認可度低，經(jīng)濟回報也相對較低。因此，與學術教育相比，高等職業(yè)教育更像高等教育系統(tǒng)的“次優(yōu)選擇”。大眾化教育與精英教育的區(qū)別是指本科教育與碩士、博士等研究生學歷教育的分化。自1999年高考擴招以來，中國高等教育規(guī)模不斷擴大，毛入學率高達40%，已經(jīng)進入大眾化教育階段。與大眾化教育相反，碩士與博士教育招生規(guī)模小，培養(yǎng)層次高。據(jù)統(tǒng)計，2014年研究生招生計劃招生規(guī)模達56萬，博士研究生招生規(guī)模僅為7萬余人，分別為本?？普猩?guī)模的8%與1%。同樣，與研究生、博士等精英教育不同，大眾化高等教育的符號價值和社會聲望相對較低。對于不同教育層次，不同家庭背景的青少年會做出怎樣的選擇呢？如前所述，我們認為，對未來的美好期盼，使得處于弱勢階層的青少年更有可能選擇高層次的教育?；诖?，我們做出如下假設：

假設3：貧寒的家庭經(jīng)濟情況對青少年本科教育期望具有正向影響。

假設4：貧寒的家庭經(jīng)濟情況對青少年碩博精英化教育期望具有正向影響。

二、調(diào)查數(shù)據(jù)與研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心的中國教育追蹤調(diào)查(China Education Panel Survey，簡寫為CEPS)(2013～2014基線數(shù)據(jù))。該調(diào)查是一項全國性、綜合性、追蹤性的社會調(diào)查項目，以2013～2014 學年為基線，以初中一年級(7年級)和初中三年級(9年級)兩個同期群為調(diào)查起點，以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量進行隨機抽樣。樣本覆蓋全國28個縣級單位(縣、區(qū)、縣級市)、112所學校、438個班級進行調(diào)查，2萬名學生，最后得到有效樣本量19 487。

(二)變量介紹與數(shù)據(jù)處理

本研究采用了4個因變量。第一個因變量為青少年教育期望年限。問卷調(diào)查了“你希望自己讀到什么程度？”，答案包括現(xiàn)在就不要念了、初中畢業(yè)、中專/技校、職業(yè)高中、普通高中、大學?？啤⒋髮W本科、研究生、博士以及無所謂共10個選項。本文對其進行重新編碼，對于選擇“現(xiàn)在就不要念了”的七年級學生教育期望編碼為7，將選擇“現(xiàn)在就不要念了”的九年級學生教育期望編碼為9，將初中畢業(yè)編碼為9，中專/技校、職業(yè)高中、普通高中編碼為12，大學專科編碼為15，大學本科編碼為16，研究生編碼為19，博士編碼為22，將選擇無所謂的作為缺失值處理，最終得到一個連續(xù)型變量。第二個因變量是青少年是否期望上大學，本文將其編碼為一個二元虛擬變量，7～12編碼為0，作為參照組，15～22編碼為1。第三個因變量是青少年是否期望上大學本科而不是高等職業(yè)教育，本文將其編碼為一個二元虛擬變量，將具有大學?？平逃谕幋a為0，作為參照組，將具有大學本科教育期望編碼為1。第四個因變量是對于有大學期待的青少年，其是否期望繼續(xù)深造，獲得碩士、博士學歷，本文將其編碼為一個二元虛擬變量，將具有大專、本科教育期望編碼為0，作為參照組，將具有碩、博教育期望編碼為1。

本文的關鍵自變量包括家庭收入。在家長問卷調(diào)查了“目前您家的經(jīng)濟條件如何？”，答案包括非常困難、比較困難、中等、比較富裕、很富裕，本文對其進行重新編碼，將選擇非常困難、比較困難的編碼為1，將選擇另外3個選項的編碼為0，作為參照組。

本文的控制變量包括3組：學生個體變量、家庭變量、學校變量。個體變量包括年齡、民族、認知能力、學習成績。問卷調(diào)查了受訪者出生年月，本文根據(jù)調(diào)查時間計算出受訪者實際年齡。問卷調(diào)查了受訪者民族，本文將其重新編碼為一個二元虛擬變量，漢族為1，其他民族為0。在認知能力上，CEPS設計了一套認知能力測試題，測量學生的邏輯思維與問題解決能力，包含語言、圖形、計算與邏輯3個維度，我們把每個學生的得分進行標準化處理后作為認知能力，并將其重新編碼為一個二分虛擬變量。問卷調(diào)查了受訪者目前的成績在班里的排名，答案包括“不好”“中下”“中等”“中上”“很好”，本文將其進行重新編碼，將回答“中等”“中上”“很好”的編碼為1，將其他回答編碼為0。

家庭層面的變量包括父母受教育程度、父母職業(yè)、家庭文化資本、家庭教育期望。問卷調(diào)查了父母受教育程度，答案包括沒受過任何教育、小學、初中、中專/技校、職業(yè)高中、高中、大學專科、大學本科、研究生及以上，本文將學生父親和母親的教育水平比較并取其中相對較高的值，并對其進行重新編碼，將大學?？埔陨系木幋a為1，大學?？埔韵挛幕潭染幋a為0，作為參照組。問卷調(diào)查了父母工作，本文將回答“國家機關事業(yè)單位領導與工作人員”“企業(yè)/公司中高級管理人員”“教師、工程師、醫(yī)生、律師”編碼為1，作為較高社會地位職業(yè)，將回答“技術工人(包括司機)”“生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工”“商業(yè)與服務業(yè)一般職工”“個體戶”“農(nóng)民”“無業(yè)、失業(yè)、下崗”以及其他選項編碼為0，作為較低社會地位職業(yè)，本文將學生父親和母親的工作進行比較并取其中相對地位較高的值，如果一方職業(yè)為1，一方職業(yè)為0，則取值為1。問卷調(diào)查了“你家里的書多嗎？(不包括課本和雜志)”，答案包括“很少”、“比較少”“一般”“比較多”“很多”，本文將其重新編碼為一個虛擬變量，本文將回答“比較多”、“很多”編碼為1，將其他回答編碼為0。問卷調(diào)查了“父母對你的教育期望”，答案包括“現(xiàn)在就不要念了”“初中畢業(yè)”“中專/技?！薄奥殬I(yè)高中”“普通高中”“大學?？啤薄按髮W本科”“研究生”“博士”以及“無所謂”共10個選項。對于選擇“現(xiàn)在就不要念了”的七年級學生教育期望編碼為7，選擇“現(xiàn)在就不要念了”的九年級學生家長教育期望編碼為9，將“初中畢業(yè)”編碼為9，“中專/技?！薄奥殬I(yè)高中”“普通高中”編碼為12，“大學?？啤本幋a為15，“大學本科”編碼為16，“研究生”編碼為19，“博士”編碼為22，將選擇無所謂的作為缺失值處理，最終得到一個7～22的連續(xù)型變量。在”是否期望子代上大學“的期望上，將其重新編碼，7～12編碼為0，15～22編碼為1。

在是否期望子代就讀本科而不是高等職業(yè) 表1變量描述性統(tǒng)計

教育的期望上，將15編碼為0，16編碼為1。在是否期望子代深造接受碩士、博士學歷教育，而不僅僅滿足于普通大學教育，將15～16編碼為0，19～22編碼為1。

學校層面的變量包括學校類型、學校在縣(區(qū))排名、學校所在地區(qū)類型。學校性質(zhì)分為4類：公立學校、民辦公助、普通民辦學校和民辦打工子弟學校，本文將公辦學校編碼為1，將其他性質(zhì)學校統(tǒng)稱為民辦學校，編碼為0，作為參照組。學校在縣(區(qū))排名分為3類：中等及以下、中上與最好。本文對其進行重新編碼，將最好編碼為1，將其他兩個選項編碼為0，作為參照組。學校所在地區(qū)類型分為3類，市/縣城的中心城區(qū)、邊緣城區(qū)及城鄉(xiāng)結(jié)合部、鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村，本文對其進行編碼為一個多元虛擬變量，將市/縣城的中心城區(qū)學校編碼為0，作為參照組，邊緣城區(qū)及城鄉(xiāng)結(jié)合部學校編碼為1，鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村學校編碼為2。

(三)分析方法

本文分別構(gòu)建了兩組線性回歸模型和6組二元logistic回歸模型。在多元回歸模型中，以青少年自我期望教育年限為因變量，構(gòu)建了一個基準模型，再加入了家庭收入變量。在二元logistic回歸模型中，分別構(gòu)建基準模型，再依次加入家庭收入變量，探討家庭收入對青少年教育期望的影響。

三、回歸分析

表2為青少年教育期望的回歸分析。在模型1中，就控制變量來說，“年齡”“民族”“年級”“性別”“戶口”“認知能力”以及“學習成績”影響青少年教育期望。年齡每增加1歲，青少年教育期望年限將下降約0.1年。少數(shù)民族比漢族青少年的教育期望年約高出0.32年。對女性來說，其教育期望要高于男性0.1年。農(nóng)村戶口青少年教育期望高出城市青少年0.09年。九年級青少年教育期望要高于七年級學生0.15年。認知能力越強，成績越好，青少年教育期望更高。從家庭層面來說，度”、“文化資本”以及“家庭教育期望”對青少年教育期望有正向影響。與父母文化程度在高中及以下的青少年相比，具有大學專科以上文化程度的父母，其教育期望要高出0.2年。父母工作情況對青少年教育期望的影響沒有通過顯著性檢驗，這與王甫勤的研究結(jié)論一致[11]。家庭教育期望每增加1年，青少年自我教育期望將增加0.7年。從學校層面來說，“學校類型”“學校排名”對青少年的教育期望沒有產(chǎn)生影響的影響。換句話說，青少年的教育期望并不因為其是就讀公立學校而更高，也不會因為其就讀于民辦學校而更低，不因其學校排名高而抱有更高的教育期望，也不因其學校排名低而降低其教育期望。學校層面中唯一影響青少年教育期望的是“學校所在地”，就讀于城鄉(xiāng)結(jié)合部或農(nóng)村學校，青少年教育期望要低于就讀于中心城區(qū)的青少年。模型2在基準模型的基礎上加入家庭收入，我們發(fā)現(xiàn)較低的家庭經(jīng)濟資本，并沒有使青少年降低其教育期望，反而那些家境貧寒的青少年要比富裕家庭青少年的教育期望高出0.18年，這說明假設1得到了證實。

“父母受教育程 表2青少年教育期望的回歸分析

注：***p<0.01表示顯著性水平為1%，** p<0.05表示顯著性水平為5%，* p<0.1表示顯著性水平為10%。

模型3與模型4展現(xiàn)了家庭收入是否影響青少年上大學的期望。除了戶口、父母工作與學校排名外，其他控制變量對青少年是否擁有上大學的期望并沒有發(fā)生改變。戶口對青少年上大學期望的影響沒有通過顯著性檢驗，而父母工作則顯著影響青少年上大學的期望，父母職業(yè)地位越高，青少年更有可能產(chǎn)生想上大學的期望。在本區(qū)縣排名最好的學習就讀的青少年，其擁有上大學期望的可能性要比在其他學校就讀的青少年高出19%(e0.178-1=0.19,p<0.1)。模型4加入了“家庭收入”情況，我們發(fā)現(xiàn)了同樣的情況，較差的家庭收入沒有降低青少年教育期望，家庭貧寒的青少年擁有大學期望的幾率是家庭富裕青少年的1.2倍(e0.187=1.2,p<0.01)，且二者均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這也證實了假設2。

模型5與模型6是基于高等職業(yè)教育與大學本科教育之間的比較。哪些因素影響青少年對這兩種教育模式的選擇與期待呢？在控制變量中，年齡、戶口、父母工作、家庭文化資本、學校排名、學校性質(zhì)對青少年大學本科教育期望的影響沒有通過顯著性檢驗。就家庭收入對此的影響來說，較低的經(jīng)濟收入對青少年大學本科教育期望具有正向影響，但這種影響不具有統(tǒng)計上的顯著性。對此的可能解釋在于：由于大學本科內(nèi)部具有層次的分化，除非是進入精英大學，否則一般本科學校與專業(yè)所帶來的收入與聲望差距并不明顯，在考慮經(jīng)濟成本與時間成本的基礎上，部分貧困家庭青少年可能會有限選擇大專教育，造成了家庭經(jīng)濟條件對大學教育期望影響的不顯著。

模型7與模型8體現(xiàn)了大眾化教育與精英化教育之間的比較?！澳挲g”“性別”“父母工作”“學校排名”“學校性質(zhì)”對青少年擁有碩博教育期望的影響沒有通過顯著性檢驗?！澳昙墶睂η嗌倌昃⒒逃钠谕D(zhuǎn)化為負向，這或許是因為，隨著年級的增長，課程內(nèi)容更為復雜，學生因其學習上的挫折，而降低了對精英化教育的期望。但在家庭經(jīng)濟資本的影響上，“家庭收入”并沒有降低貧困青少年對精英化教育的期望，家庭貧寒的青少年擁有碩博教育期望的幾率是家庭富裕青少年的1.16倍(e0.145=1.16,p<0.01)，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，也直接證實了假設4。

四、結(jié)語

個體早期學業(yè)階段的教育期望不僅影響個體學習成績，還影響其未來教育地位。本文以中國教育追蹤調(diào)查(2013～2014)為樣本，分析了家庭經(jīng)濟背景是如何影響青少年教育期望的。研究表明：貧寒的家庭經(jīng)濟條件不僅沒有降低青少年教育期望，反而起到了激勵作用，使其自我教育期望高于那些家庭經(jīng)濟資本更豐厚的青年。具體說來，家庭經(jīng)濟越貧寒，青少年教育期望年限更高，其有更高的幾率懷有上大學的期望，更期望接受碩士、博士等精英化教育，而不僅僅滿足于大眾化高等教育。在職業(yè)教育與大學本科教育的選擇中，家庭收入的影響沒有通過顯著性檢驗，但這也表明，青少年并沒有因為其家庭條件不好就降低對自我的期待，選擇進入次優(yōu)的大學?？茖W校?；诖?，本文認為，貧窮不一定導致青少年較低的教育期望，反而正是在這種艱苦的家庭條件下，青少年對改變家庭命運、實現(xiàn)向上流動具有更強的信念，希望通過接受更高層次的教育實現(xiàn)階層的躍遷。

當前，無論是在基礎教育，還是在高等教育，甚至是在研究生教育上，都存在顯著的階層差異。家庭經(jīng)濟地位更差的個體，其教育機會與最終教育地位都處于明顯劣勢。我們通過分析發(fā)現(xiàn)，在青少年時期，那些寒門學子都抱有相當高的教育期望，對改變自身命運具有強烈的渴望。但是，最終教育機會的劣勢不得不使我們做出如下猜測：寒門學子受限于自身及家庭資源的匱乏，在多次的教育分流中，期望逐漸落空。雖然有一部分個體憑借其頑強的意志，獲得了力爭上游的機會，但對于大多數(shù)人而言，他們只能在教育市場中獲得相對較差的教育結(jié)果。改革開放以來，中國教育事業(yè)取得了顯著的進步，特別是1999年高考擴張以來，高等教育機會惠及面更廣，但是貧寒學子“高等教育夢”的落空在提醒我們，實現(xiàn)教育公平仍然任重道遠。

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