我国中小学生校外教育需求的家长因素分析

Household Finance Survey,简称CHFS), 2017年我国校外教育行业总体规模 超过4900亿元。[3]与

在其他国家和地区所观察到的类似，我国的校外教育也被越来越多 的家长利用来促进孩子的教育发展，包括学业成绩的提高、兴趣的开发、各方面能力的培养 等。[4]这背后承载了家长希望帮助孩子获得竞争优势的愿望，也受家长客观资源条件的影 响，正如家长主义的理论所揭示的。因此，本文借助家长主义这一理论视角来理解并研究中 国家长对校外教育的需求。

本文关注义务教育阶段的校外教育需求背后的家长影响因素，重点考察家长客观的社会经济 资源和主观意愿这两类变量，不仅要分析这两类变量各自对校外教育需求的影响，还将探索 这两类变量可能产生的联合影响。有鉴于我国城乡经济、社会、教育发展的不均衡，本文还 会进一步探讨校外教育需求的家长影响因素的城乡差异。

01

文献综述

校外教育已经成为一种与学校教育并行的在全球范围内广泛存在的教育现象。[5]校外教育 的发展引起了很多研究者探究其背后影响因素的兴趣，已有研究对社会、教育体系、学校、 家长及学生层面的因素都有所探讨[6]。对于小学和初中阶段学生所接受的校外教育，家长 是主要的，甚至唯一的决策者[7] [8],因此家长层面的影响因素值得深入探究。

在很多国家和地区，校外教育被越来越多的家长用来促进孩子的教育发展[9] [10] [11], 背后承载了家长希望帮助孩子获得竞争优势的愿望，正如家长主义的文献中所讨论的。

“家长主义■•这个词杲早由英国教育学家菲利普•布朗(Phillip Brown)在1990年提岀，用以描 述当时英国孩子的教育机会越来越依赖于其父母的资源和意愿这样一种现象。口2]后来这 种趋势也在很多国家被关注到，如渙大利亚，加拿大和法国。与强调机会均等、能力导向的 能力主义相反，家长主义强调家长自主选择、自己负责，教育成为依家长的财富和意愿而非 学生的能力和努力的体系。现代社会日趋激烈的竞争加剧了家长，尤其是中产阶级和上层阶 级家长对于促进孩子成功的焦虑感和紧迫感，[13] [14]-受新自由主义思潮的影响，在，经 济自由”家长选择”卓越标准'等口号的影响下……有能力为孩子争取竞争优势的家长都越来越 倾向于这样做。” [15]而随着校外教育的出现、扩张，更多家长意识到孩子的教育成长不 能再仅仅依乘学校教育，于是他们积极利用校外教育市场中的多样化选择来支持孩子的教育 发展。[16] [17] [18]

已经有一些研究在家长主义的理论框架下讨论家长对校外教育的需求。德维勒(DeWiele) 和埃杰顿

(Edgerton)描述了加拿大家长通过安排孩子学习丰富的技能和参加课外活动来实 施对孩子的积极

干预型教养方式，其中校外教育是中产家长更易负担的一种助力孩子教育成 长的选择。[19]谭(Tan)调查了新加坡家长如何借助校外教育来实施积极干预型教养策略。

[20]戴维斯(Davies)也发现校外教育成了部分家长教养策略的一部分，这类家长高度重 视孩子的

教育，注重给孩子提供积极向上的教育环境，并密切监督孩子的学习活动。[21] 本文也将借助家长主义这一理论视角来理解并研究中国家长对校外教育的需求。

正如布朗指岀，受家长主义影响，一个孩子的教育机会越来越取决于家长的财富和意愿。[22] 显然，家长助力孩子学业发展的能力是有差异的，取决于他们的经济、社会和文化资源[23] [24] [25]；同时，家长的主观竟愿也至关重要。对于校外教育，是否选择、选择多少同样 也取决于

家长的社会经济资源和主观态度。

在社会经济资源因素里，最常被讨论的是收入和受教育程度。很多研究调查了收入因素的影 响并一致地发现收入越高的家长越有经济能力选择校外教育。[26] [27]家长受教育程度作 为文化资本的一项指标，也被很多研究关注并讨论。一些研究同时考察父母双方的受教育程 度并发现了正向影响[28] [29],但由于父亲和母亲的受教育程度通常相关，同时放入回归 方程可能引起共线性问题导致结果有偏误。一些研究认为一般主要由母亲管孩子的学习，所 以仅考察母亲的受教育程度并发现其对校外教育需求有正向影响。[30] [31]也有一些研究 认为父亲通常是家庭主要经济来源，从而影响校外教育的购买能力，因此只考察父亲的受教 育程度，也发现了正向影响。[32] [33] 父母的职业在关于校外教育需求的文献中研究还不多。这部分是由于职业信息难以收集，大 部分关于校外教育的量化数据都是通过在学校请学生填写问卷的形式收集的，这种形式较难 收集到家长的职业信息，因为学生，尤其是小学生通常还没准确掌握该信息，另一方面.职 业的分类繁多，进行量化分析的难度较大。例如，朱雅婷根据中国标准职业分类中的类 对父母职业进行划分，发现父母职业与校外教育需求之间没有显著相关关系。[34]但是这 些结论都需要存疑，因为它们对职业的分类太过粗略。一个关于职业的连续变量将对该问题 的研究大有帮助。

家长寻求校外教育必然受主观意愿的驱使，其中对孩子学业成就的期望是重要的一项。家长 对孩子的教育期望越高越倾向于给孩子选择校外教育。[35] [36]家长的教育责任建构指的 是家长对自己在孩子教育成长中应该承担的责任的认识。[37]部分家长把选择校外教育当 做履行自身教育责任的一种方式[38] [39],教育责任意识更强的家长更可能选择校外教育 [40] [41] [42]。客观的社会经济资源会影响人的主观态度[43],包括关于孩子教育的态 度，例如科恩（Kohn）和斯库勒（Schooler）指出家长的职业会影响到他们对于支持孩子学 业成长的想法[44]。所以，家长的主观意愿可能会影响其客观的资源条件对校外教育需求 的作用，但是这种影响是什么、怎么发生，已有文献还没有研究清楚.因而这是本研究的关 注点之一。

02

研究方法

本文关注我国义务教育阶段的校外教育需求（包括学科类和兴趣类），研究家长客观的社会 经济资源和主观的意愿如何影响到他们为孩子选择校外教育的需求。众所周知，我国经济和 社会发展存在着显著的城乡差异。统计数据显示,2017年,城市家庭人均可支配收入为36396 元，而农村家庭的水平仅约其三分之一 （13432元）[45]。根据第六次全国人口普查数据, 城市居民的平均受教育水平也高于农村居民，从而城市家长的受教育程度也普遍高于农村家 长。职业分布的城乡差异也显而易见。[46] [47]同时，有研究也指出了城乡家长对孩子的 教育期望存在着显著差异[48]

[49],对自身承担的教育责任的认识也有不同[50] [51] o 上述几个方面的城乡差异可能也会影响到家

长因素与校外教育需求之间的关系，因此，本研 究还会进一步探讨校外教育需求的家长影响因素的城乡差异，城乡以家长的户口状态划分。

本研究的数据来自于北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查（China Family Panel

Studies,简称CFPS） 2014年的数据。CFPS是一项拥有全国代表性样本的追踪社会调 查，基线

调查始于2010年，2014年进行了第二轮追踪调查，共收集到全国622个社区的 13946户家庭的

37114位成人和8594个孩子的数据。［52］本研究从CFPS 2014年数据中 抽取岀4259名小学和

初中学生家长的子样本，如表1所示。 表1家长样本信息 数量 百分比 数量 百分比 孩子的性别 父母受教育程度 52.2 2 039 47.8 男 女 孩子当前教育阶段 小学 初中 人均家庭年收入 低收入（＜ = 5（XX）元） 中低收入（5001-8 000元） 中零收入（8001 —12000元） 中高收A( 12001—18 000 元) 高收入（＞18 000元） 小学以下 小学 初中 318 749 1 810 634 356 392 7.5 17.6 42.5 14.9 &3 9.2 3 084 1 175 72.4 27.6 高中 高等教育 缺失 922 21.6 19.3 19.5 父碌户口 城镇户口 农村户口 822 832 766 794 882 3 377 20.7 79.3 18.() 18.6 合计 4 259 1(X).() 缺失 123 2.9 针对前述研究问题，本文将采用结构方程模型来分析。根据已有研究，提出如下假设: 假设1:家长的社会经济资源和对孩子的教育期望正向影响其校外教育需求。 假设2 ：家长的教育责任建构受其社会经济资源和对孩子的教育期望的正向影响。 假设3 ：家长的教育责任建构正向影响其校外教育需求。

本文的先验模型如图1所示•模型中的变量界定如下,模型分析使用AMOS软件（24.0版）o

父母受教育程度 父母职业声望 家庭收入 教育期望

图1家长因素与校外教育需求关系的先验模型

•“校外教育，是二分因变量，表示过去一年家长是否送孩子参加校外教育。 •“父母受教育程度•取值为父亲或母亲中受教育程度较高一方的受教育年限。

•\"父母职业声望”取父亲或母亲中职业声望较高一方的值。CFPS参照中国标准职业分类收 集了父母具体的职业信息并相应转换成国际标准职业分类中的代码，然后根据国际职业声望 量表赋予了每个职业以声望分值0 [53]

•.家庭收入\"是人均家庭年收入的自然对数值。

• •教育期望\"衡量父母对孩子未来教育成就的期望，取值为期望受教育程度对应的年限。 •\"教育责任建构\"衡量父母对自身承担的子女教育责任的认识，是一个潜在变量，有6个测 量变量，采用李克特5分量表（十分不同意二1 ；不同意二2 ；中立二3 ；4二同意；5二十分同蛮）， 询问家长对如下6个教育责任问题的态度。 态度1 ：教育对于孩子未来发展至关重要。 态度2 ：家长应对孩子的教育发展负责任。 态度3 ：家长应给孩子提供良好的学习环境。 态度4 :家长应关注孩子的学校生活。 态度5 ：家长应监督孩子在家的学习情况。 态度6 ：家长应检查孩子的作业完成情况。

03

研究发现

CFPS2014年数据显示全国范围内义务教育阶段学生的校外教育参与率达到2986。具体来 看，参

与率因家长因素不同呈现岀差异（如图2所示）：家长的受教育程度越高，收入水平 越高，对孩子教育成就的期望越高，孩子的校外教育参与率都越高；同时，城市家长的校外 教育需求显著高于农村家长。下文借助结构方程模型具体探讨家长因素与校外教育需求之间 的关系。

家长受教点程度 家庭收入

家长教育期望 户口

图2校外教育需求的家长群体差异

本研究的结构方程模型包含一个测量模型和一个结构模型，前者用来查看潜在变量•教育责 任构建\"与其6个测量指标之间的共变效果。从表2可见，6个测量指标的标准因子负荷量 都大于

050而小于0.95,在可接受范围内。信度系数描述每个测量指标能被其潜在变量解 释的变异量，

除了两个测量指标的信度系数略低于0.5,其余均达到可接受水平（大于0.5） o 组合信度值为

0.884,表明各个测量指标的内在一致性高；平均方差抽取量达到0.561,测量 指标被潜在变量解释

的变异量较大。总而言之，测量模型的内在质量理想，这6个测量指标 可以较好地构成潜在变量\"教育责任建构仁 表2测量模型

标准因子负荷虽 Rd Kc2 Kc3 K<-4 Kc5

信度系数 0.774 0.503 0.473 组合信度 平均方差抽取虽 0.880 0.709 0.688 0.697 0.731 0.773 0.884 0.486 0.534 0.598 0.561 Rc6 模型适配度检查假设的模型与数据是否相互适配。卡方值是检验适配度的一项传统指标，但 由于卡方值对样本大小非常敏感，样本数越大则卡方值越容易达到显著，导致假设模型遭到 拒绝的概率越大，因此样本数在200以上时适配度检验需要再参考其他指标。[54] [55]图 3和4中汇报了其他指标取值情况，其中渐进残差均方和平方根(RMSEA)的取值(0.036 和0.029)小于0.05,说明模型适配度佳；规准适配指数(NFI)、比较适配指数(CFI)、相 对适配指数(RFI)和增值适配指数(IFI)的取值都大于0.90,也一致说明上述提岀的假设 模型与数据适配，可用于分析家长因素与校外教育需求的关系口

图3家长因素与校外教育需求之间的标准化路径系数

Chi_Square =597.149 (p=O.(M)O), df= 69,

RMESA = 0.029； NH= 0.911； CH = 0.920； RFI =0.912； IF! = 0.970； PNH =0.561 -*显替 -不显

著

图4家长因素对校外教育需求影响的城乡对比 （一）总体样本分析

从图3可知，对于总体样本，假设1成立，即家长的社会经济资源及教育期望正向地影响校 外教育需求。具体来说，受教育程度越高的家长更可能选择校外教育，受过良好教育的家长 通常获得的教育收益更高，从而更重视教育的经济和社会收益［56］,因此更愿意投资孩子 的教育，包括购买校外教育服务。作为一种付费的教育服务，校外教育必然受到经济条件的 制约，收入水平越高的家长校外教育的支付能力越强。职业声望也被证实对校外教育需求有 正向影响，职业声望越高的家长越倾向于为孩子选择校外教育。正如马歇尔（Marshall）指 出：“职业阶层通常热衷于给孩子积攒资本，对投资孩子的教育更积极。” ［57］此外，家长 对孩子的教育成就抱有越高的期望，越可能选择校外教育来助力孩子学业发展。

假设2部分被证实。家长受教育程度和收入被证实确实对他们的教育责任建构有正向影响。 受过良好教育的家长对自身承担的支持孩子教育成长的责任认识更强，正如已有研究指出的 ［58］。相对于经济拮据的家长，富裕家长除了更有支付能力选择额外的教育服务来帮助孩 子，也更有责任意识这么做。教育期望对教育责任建构的正向影响也得到了证实，家长对孩 子未来教育成就的期望越高，越有责任感去支持孩子的学业。［59］但是，家长职业对教育 责任建构在模型中未见显著影响。

假设3得到证实。家长对孩子的教育责任意识越强，越可能寻求校外教育来促进孩子学业发 展。教育责任建构这一调节变量对校外教育需求的影响得到确认，使得其他家长因素的间接 影响可能发生。具体来说，家长的受教育水平、收入和教育期望对校外教育需求不仅有直接 正向影响，还有通过调节变量的间接正向影响。这个发现有助于更深入理解不同家长群体间 校外教育需求的差异:差异不仅来源于家长的客观资源条件，如文化水平和经济实力的差异, 还来源于由客观条件引起的教育责任建构的差异；更高的教育期望不仅直接鼓励家长选择校 外教育，还会增强家长的教育责任建构从而更多地借助校外教育来支持孩子的学习。 （-）多群组分析：城乡家长群体的比较

我国的校外教育需求存在显著的城乡差异，如图2所示，而且如前文所述，家长因素本身也 存在着城乡差异。鉴于此，本研究用多群组分析进一步探索家长因素对校外教育需求的影响 模式在城市家长和农村家长中有无显著差异，结果如图4所示。

对于城市家长，其社会经济资源和教育期望对校外教育需求的直接和间接影响都是显著的。 与总体样本分析结果的不同之处在于：城市家长的职业对其教育责任建构存在显著正向影 响，从而通过该调节变量对校外教育需求产生间接的正向影响。城市家长从事各类职业，其 职业声望各有差异。科恩和斯库勒调查发现，家长的职业状况会影响到他们对孩子的教养理 念[60] o从事高声望职业的家长具备较高的专业知识和技能，能从工作中收获成就感，他 们通常十分重视孩子的教育，认为教育是习得知识和技能的重要途径[61],有强烈的责任 感去支持孩子的教育发展。而从事低声望职业的家长可能对将来持较悲观的态度，对孩子, 尤其是学业表现差的孩子的教育发展也缺乏信心和热情，从而缺乏主观意愿来支持他们的学 业成长[62] [63] o

对于农村家长群体，其受教育程度、收入和教育期望的直接和间接正向影响都得到了证实。 与城市家长不同的是:农村家长的职业状况对其校外教育需求既没有直接影响也没有间接影 响。根据第六次人口普查数据.农村地区74.8力的成人从事农业相关工作[],职业声望普 遍较低[65],职业状况没有引起教育责任建构的显著差异，也没有带来校外教育需求的显 著差异。还有部分原因与农村人口进城务工有关。统计数据显示2017年我国有697万留守 儿童[66],其中绝大多数与祖父母生活在农村。这些孩子的父母为了挣钱养家.远离家人 到城市工作，无论具体从事哪种职业，普遍对孩子的学习事宜关心和参与甚少。

多群组分析还提供了在城市家长/农村家长两个群体中，家长因素与校外教育需求之间的路 径系数的对比，如表3所示。其中，收入到教育责任建构的路径系数.以及教育责任建构到 校外教育需求的路径系数都在0.001的显著性水平下差异显著。收入对教育责任建构的正向 影响在城市家长群体(0.141)比在农村家长群体中更大(0.044) o家长收入水平的增长会显 著提高他们对自身承担的教育责任的认识，而且城市家长提高的幅度显著高于农村家长。类 似地，教育责任意识的增强会显著提高他们对校外教育的需求，而且城市家长提高的幅度显 著高于农村家长。简而言之，相较于农村家长，在城市家长群体中收入水平对他们的教育责 任建构的影响，以及对校外教育需求的影响都更大。

表3多群组分析的路径系数比较

04

结论

基于CFPS2014年的数据，对于全国样本，本研究证实了家长客观的社会经济资源和主观的 意愿都对其校外教育需求有正向影响，其中家长的受教育程度、收入和教育期望既有直接影 响，还通过教育责任建构这个调节变量产生间接的影响。

家长的教育责任建构的调节作用会进一步增强家长社会经济资源和教育期望对校外教育需 求的影响。这有助于我们更深入地理解校外教育需求的城乡差异。城市家长大都有强烈的教 育责任意识想方设法支持孩子的教育发展，包括选择校外教育，而一些农村家长则认为自己 唯一的责任是把孩子送进学校[67] [68] o随着高等教育的扩张，文凭贬值的趋势迫使城市 家长更多投入孩子的教育[69] [70]。而近年大学生就业难的形势使得很多农村家长越来越 相信教育无用论[71],这种观点可能进一步削弱了他们的教育责任建构，从而降低了选择 校外教育的意愿。

多群组分析进一步探索了城乡差异。首先，农村家长的职业对其校外教育需求没有显著影响, 而城市家长的职业有直接和间接的正向影响。其次，无论是直接还是间接发生，收入对校外 教育需求的正向影响在城市家长群体中都比在农村家长群体中更大。这种差异会进一步引起 教育的不公平：一般来说城市家长更有能力选择校外教育来帮助孩子的学业，这样城市孩子 可能比农村孩子享有更多的教育资源和机会，从而在教育以及将来的人生发展中处于有利位 置；此外，由于收入差异导致的接受校外教育的机会差异在城市家长群体内部更显著，从而 城市孩子群体内享有校外教育的机会相比农村孩子群体内更加不均衡。

如家长主义的理论所揭示的，在孩子的教育成长中，家长的客观资源条件和主观意愿的影响 在提升，而且受益的多是来自于较高社会经济地位的家庭[72] [73] [74] [75]。在我国， 校外教育已经成为很多学生，尤其是义务教育阶段学生学习生活不可缺少的一部分[76], 它给家长提供了在孩子教育成长中发挥自身作用的一个着力点，从而也可能进一步加剧教育 不公平[77] o