張旖馨 黃浩巖 謝 霜

（1 北京師范大學教育學部，北京，100875）（2 赫爾辛基大學，芬蘭）

金錢和時間投入是養(yǎng)育子女的必需成本?！?〕資源稀釋理論（resource dilution theory）指出，在同胞競爭效應(yīng)作用下，多孩家庭中有限的教育資源會被兄弟姐妹所稀釋?！?〕然而，較少有研究充分關(guān)注學前教育階段的資源稀釋問題。幼兒在生理和心理上具有較強的脆弱性和依賴性，使家長在養(yǎng)育過程中需要承擔較大的經(jīng)濟和時間壓力?！?〕近年來，家庭教育投入呈現(xiàn)早齡化趨勢?！?〕因此，不同子女數(shù)家庭在學前教育階段的時間和經(jīng)濟投入上可能有更顯著的差異。此外，已有研究雖證實父母的學歷可能在家庭子女數(shù)和對子女教育的經(jīng)濟及時間投入之間發(fā)揮重要作用，但較少有研究將其作為調(diào)節(jié)變量加入模型進行研究?；诖?，本研究著眼于不同家庭子女數(shù)對學前教育階段家庭教育時間和拓展性教育支出的影響，研究父母學歷在其中的調(diào)節(jié)作用，并提出可行性建議。

一、研究設(shè)計

1.研究樣本

本研究對中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2020年的數(shù)據(jù)進行深入分析。該調(diào)查由北京大學中國社會科學調(diào)查中心開展，通過收集個體、家庭、社區(qū)三個層面的數(shù)據(jù)，了解中國社會、經(jīng)濟、人口、教育等的變遷。該調(diào)查的樣本覆蓋全國25 個省（自治區(qū)、直轄市），樣本規(guī)模為1 萬6 千戶家庭。本研究選用其中學段為幼兒園或?qū)W前班的幼兒樣本進行分析，有效樣本共1061 個。

2.研究變量

自變量“家庭子女數(shù)”為調(diào)查中“家庭中16 歲以下子女的數(shù)量”的數(shù)據(jù)，采用三級編碼。調(diào)節(jié)變量“父母學歷”為調(diào)查中“受訪者（父母）已完成的最高學歷”的數(shù)據(jù)，使用主成分分析法合成。根據(jù)科爾曼的社會資本與社會閉合理論，〔5〕本研究將因變量“家庭教育時間”定義為父母陪孩子講故事、買書、出游、識字等投入的時間（以頻率表示，使用主成分分析法合成），即父母在基本養(yǎng)育時間投入之外對孩子的家庭教育投入的時間。因變量“拓展性教育支出”指基本的幼兒園教育支出之外的經(jīng)濟投入?！?〕本研究通過“過去12 個月的教育總支出減去過去12 個月的學校（幼兒園）教育支出”獲得數(shù)據(jù)，采用四級編碼。此外，已有研究表明性別和年齡可能對家庭教育時間和拓展性教育支出有影響，〔7，8〕故本研究將這兩項作為控制變量。各變量編碼方式見表1。

表1 變量及其說明

3.研究程序

本研究使用SPSS22.0 軟件處理和分析數(shù)據(jù)。研究者先對原始數(shù)據(jù)做出如下處理：（1）合并數(shù)據(jù)庫，將成人庫、少兒代答庫合并；（2）篩選群體，僅保留學段為幼兒園/學前班的幼兒；（3）處理缺失值；（4）編碼分析，對變量中的不連續(xù)變量和非正態(tài)分布數(shù)據(jù)（拓展性教育支出）進行編碼，并進行卡方檢驗或克魯斯卡爾-沃利斯檢驗；（5）信效度檢驗及變量合成，對家庭教育時間進行信效度檢驗，結(jié)果表明家庭教育時間的克龍巴赫α 系數(shù)為0.91，符合研究要求，之后使用主成分分析法合成相關(guān)變量；（6）刪除異常值，保留Z 分數(shù)在±3.29以內(nèi)的數(shù)值（99.99%），消除極端數(shù)據(jù)偏差，保留樣本1061 個。之后，研究者使用描述統(tǒng)計、相關(guān)性分析和多元方差分析，對數(shù)據(jù)進行標準化處理，并以家庭子女數(shù)為自變量，父母學歷為調(diào)節(jié)變量，家庭教育時間和拓展性教育支出為因變量，檢驗調(diào)節(jié)模型，再進行簡單斜率分析。

二、研究結(jié)果

1.描述統(tǒng)計和相關(guān)性分析

描述統(tǒng)計和相關(guān)性分析結(jié)果表明，家庭子女數(shù)與父母學歷、家庭教育時間、拓展性教育支出呈顯著負相關(guān)，父母學歷與家庭教育時間、拓展性教育支出呈顯著正相關(guān)（見表2）。各變量相關(guān)系數(shù)均小于0.5，因此不存在共線性問題，適合進行回歸和調(diào)節(jié)作用分析。

表2 描述統(tǒng)計和相關(guān)性分析（n=1061）

2.多元方差分析

多元方差分析結(jié)果表明，不同子女數(shù)家庭在家庭教育時間〔F（2，1059）=41.463，p＜0.001〕和拓展性教育支出〔F（2，1059）=24.028，p＜0.001〕上均存在顯著差異（見表3）。事后檢驗表明，一孩家庭在家庭教育時間和拓展性教育支出上均顯著多于二孩和三孩及以上家庭，二孩家庭也均顯著多于三孩及以上家庭。

表3 家庭子女數(shù)對家庭教育時間和拓展性教育支出的多元方差分析

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本研究將所有數(shù)據(jù)標準化，而后在控制性別和年齡的前提下進行分層回歸分析，結(jié)果見表4、表5。模型1 表明家庭子女數(shù)可顯著負向預(yù)測家庭教育時間（β=-0.208，p＜0.001）和拓展性教育支出（β=-0.139，p＜0.001）；父母學歷可顯著正向預(yù)測家庭教育時間（β=0.327，p＜0.001）和拓展性教育支出（β=0.299，p＜0.001）。在模型2 中加入交互項家庭子女數(shù)×父母學歷，結(jié)果表明該交互項負向調(diào)節(jié)家庭教育時間（β=0.073，p＜0.01），但正向調(diào)節(jié)拓展性教育支出（β=-0.061，p＜0.05）。從表6看，與父母學歷較低家庭相比，父母學歷較高的家庭能更好地減輕子女數(shù)增加對家庭教育時間的負面影響，不過，其因子女數(shù)增加而造成的拓展性教育支出減少比父母學歷較低的家庭更為明顯。

表4 分層回歸模型（因變量：家庭教育時間）

表5 分層回歸模型（因變量：拓展性教育支出）

表6 簡單斜率分析

三、分析與討論

1.家庭子女數(shù)對家庭教育時間和拓展性教育支出的預(yù)測作用

本研究表明，一孩、二孩和三孩及以上家庭的家庭教育時間和拓展性教育支出皆存在顯著差異，家庭子女數(shù)顯著負向預(yù)測家庭教育時間和拓展性教育支出。該結(jié)果證實了教育資源稀釋理論在學前教育階段具有適宜性。當前家庭育兒壓力普遍較大，而多孩家庭的撫育成本更高?！?〕本就相對有限的父母育兒時間和金錢投入可能因子女的增多而進一步分散，使得多孩家庭的子女可能比獨生子女獲得的教育機會少。由于基本養(yǎng)育需要的優(yōu)先性，家庭子女數(shù)的增加會增加家庭在日常生活照護上的時間和金錢投入，從而進一步減少父母可支配的家庭教育時間和拓展性教育支出。

不同子女數(shù)家庭在家庭教育時間和拓展性教育支出上的差異可能最終轉(zhuǎn)化為幼兒的學習和發(fā)展差異。已有研究充分表明學前教育階段是幼兒神經(jīng)發(fā)育及認知和其他心理因素發(fā)展的關(guān)鍵期，家庭教育投入、家庭教育環(huán)境、教育資源配置等的差異可能會轉(zhuǎn)化為幼兒的神經(jīng)發(fā)育和認知發(fā)展差異?！?0-13〕因此，有必要為多孩家庭的父母減輕經(jīng)濟和時間壓力，使其有更多可支配時間和資金投入子女教育，同時為多孩家庭的幼兒提供更多的可獲得教育資源，縮小不同子女數(shù)量家庭中幼兒的教育機會差異，從而增強父母同時養(yǎng)育多個子女的信心，為其提供更多保障。

2.父母學歷的調(diào)節(jié)作用

本研究表明，父母學歷顯著負向調(diào)節(jié)家庭子女數(shù)對家庭教育時間的影響（見圖1），即低學歷父母對每位幼兒投入的家庭教育時間隨著子女增多而顯著減少，而高學歷父母的家庭教育時間投入受子女數(shù)量的影響較小。該結(jié)果與許琪的研究一致，即高學歷父母即使在擁有多個子女的情況下，仍不愿意降低育兒期望和標準。一方面，家庭子女數(shù)增多可能擴大不同教育背景家庭的家庭教育時間差異。因為低學歷父母的空余時間往往較少，其對子女教育的意愿和重視程度也相對較低，所以子女數(shù)增多可能進一步分散其每名子女可獲得的家庭教育時間，從而擴大了不同父母學歷家庭子女獲得的家庭教育時間的差異。另一方面，高學歷父母可能因子女增多而背負更沉重的教育時間投入壓力。高學歷父母一般有更高的教育期望和教育投入要求，更傾向于精細化育兒，〔14〕而現(xiàn)階段的公共學前教育資源難以充分滿足其教育需要，無法為其提供充足、價格低廉且高質(zhì)量的教育服務(wù)，解決其教育多名子女的后顧之憂。〔15〕因此，有多個孩子的高學歷父母往往傾向于保持較高的家庭教育時間投入。這無形中增大了高學歷父母的教育時間投入壓力。

圖1 父母學歷在家庭子女數(shù)和家庭教育時間中的調(diào)節(jié)作用①因為因變量“家庭教育時間”是經(jīng)主成分分析法合成的，其數(shù)值代表其在整體中的相對位次，而非實際時間，所以存在負數(shù)情況。

本研究還發(fā)現(xiàn)，父母學歷顯著正向調(diào)節(jié)家庭子女數(shù)對拓展性教育支出的影響（見圖2），即高學歷父母對每名幼兒的拓展性教育支出隨著子女增多而顯著減少，而低學歷父母則因整體拓展性教育支出較少，所以子女增多對支出的影響較不顯著。這可能是由于父母學歷較高的家庭大多同時面臨階層躍遷機遇和壓力，因而愿意最大程度地將有限的資金用于子女的拓展性教育支出，提高子女的教育競爭力。然而，當子女數(shù)量增加后，大部分父母學歷較高的家庭由于財政負擔較大，所以分配給每個孩子的拓展性教育支出明顯減少。

四、建議

少子化問題及其引發(fā)的經(jīng)濟和社會危機是嚴峻的世界性問題，可能導(dǎo)致勞動力不足、消費停滯等問題，嚴重影響經(jīng)濟的穩(wěn)健增長，并加重中青年的社會負擔。〔16〕中共中央國務(wù)院近年相繼頒布了《關(guān)于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》等一系列政策，并逐步落實對多孩家庭的保障和福利政策。為促進相關(guān)政策的貫徹落實，我們基于本研究結(jié)果提出如下建議。

一是從時間、經(jīng)濟和社會服務(wù)等角度提供全方位保障，減輕多孩家庭父母的經(jīng)濟和時間壓力，使其有更寬裕的資金和時間對幼兒進行家庭教育，更好地改善幼兒的教育環(huán)境。許多國家已制定了較為完善的家庭支持政策，主要可分為三類：（1）時間支持措施，包括產(chǎn)假、育兒假、陪產(chǎn)假等，使父母有更多時間和精力投入家庭教育；（2）經(jīng)濟支持措施，包括兒童津貼、家庭津貼、父母照護津貼以及稅收減免政策等，使父母有更多閑置資金用于改善子女教育環(huán)境，增加教育機會；（3）社會服務(wù)支持措施，包括社區(qū)托幼中心、公辦托育機構(gòu)、居家?guī)椭?、課后照顧等，使幼兒可以從社區(qū)、幼兒園及其他場所或機構(gòu)中獲得質(zhì)優(yōu)價廉的教育機會。我國正在大力推動家庭支持政策的完善和落實。習近平總書記在中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會上的報告中強調(diào)“促進生育政策和相關(guān)經(jīng)濟社會政策配套銜接，加強人口發(fā)展戰(zhàn)略研究”。李克強總理在2022年政府工作報告中指出要“加強社會保障和服務(wù)……完善三孩生育政策配套措施，將3 歲以下嬰幼兒照護費用納入個人所得稅專項附加扣除，發(fā)展普惠托育服務(wù)，減輕家庭生育、養(yǎng)育、教育負擔”。

二是在鼓勵生育的同時，應(yīng)當重視幫助多孩家庭父母增強教養(yǎng)責任意識，引導(dǎo)父母掌握科學教養(yǎng)知識。父母的職業(yè)、社會地位、經(jīng)濟收入、受教育程度等因素會影響其教養(yǎng)方式和行為，形成差異化的教育格局。〔17〕一方面應(yīng)當落實《中華人民共和國家庭教育促進法》對父母的相關(guān)要求，幫助父母習得正確的家庭教育理念，引導(dǎo)父母自覺學習家庭教育知識，合理運用親自養(yǎng)育、共同參與等教養(yǎng)方式，改善幼兒特別是多孩家庭幼兒的家庭教育環(huán)境。另一方面應(yīng)當由政府主導(dǎo)，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)各類社會資源，豐富幼兒園和其他公共教育資源，為家庭尤其是多孩家庭提供充足的、有針對性的支持、指導(dǎo)和服務(wù)，〔18〕如建立家長學校，增強家庭、幼兒園、社區(qū)教育的聯(lián)動性，開展公益性家庭教育服務(wù)活動，加強培養(yǎng)基層家庭教育指導(dǎo)員的力度，進一步提高幼兒養(yǎng)育入戶指導(dǎo)的覆蓋率和質(zhì)量，幫助多孩家庭尤其是處境不利的多孩家庭父母增強教養(yǎng)責任意識，掌握科學的教養(yǎng)知識。

三是應(yīng)當關(guān)注和適度滿足多孩家庭的發(fā)展性教育需求。家庭子女數(shù)的增加確實有可能導(dǎo)致家庭的教育資源難以集中，甚至可能擴大多孩家庭與獨生子女家庭的教育機會差異。因此，有必要進一步增加普惠性學前教育資源供給，提高普惠性學前教育資源質(zhì)量，并酌情減免多孩家庭獲得教育服務(wù)的費用，使多孩家庭能夠用較小的養(yǎng)育成本滿足發(fā)展性教育需求，減輕因教育資源和機會競爭帶來的育兒壓力。