曹 謙

（1.清華大學(xué) 社會(huì)學(xué)系， 北京 100084；2.新疆大學(xué) 社會(huì)學(xué)系，新疆 烏魯木齊 830047）

【統(tǒng)計(jì)調(diào)查與分析】

家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青少年學(xué)業(yè)能力影響的實(shí)證研究
——基于國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目（PISA2012）上海數(shù)據(jù)的分析

曹 謙1,2

（1.清華大學(xué) 社會(huì)學(xué)系， 北京 100084；2.新疆大學(xué) 社會(huì)學(xué)系，新疆 烏魯木齊 830047）

家庭結(jié)構(gòu)是影響青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)的一個(gè)重要因素。利用2012年國(guó)際學(xué)生能力評(píng)估項(xiàng)目（PISA）的上海地區(qū)數(shù)據(jù)，采用Ologit模型，對(duì)上海青少年的學(xué)業(yè)能力與家庭結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行分析討論。實(shí)證結(jié)果表明：父親和祖父母是否缺失，對(duì)青少年的學(xué)業(yè)能力并沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響；母親和兄弟姐妹對(duì)青少年的學(xué)業(yè)能力有顯著影響，即使在沒(méi)有母親陪伴生活的條件下，獨(dú)生子女青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率仍高于那些來(lái)自有母親的非獨(dú)生子女家庭的青少年。雖然獨(dú)生子女政策引發(fā)了諸多的社會(huì)弊端，但是單從青少年學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)而言，獨(dú)生子女家庭的青少年享受了較為集中的家庭資源，從而使其學(xué)業(yè)能力的表現(xiàn)要比那些非獨(dú)生子女家庭更好。

國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目；基礎(chǔ)教育；家庭結(jié)構(gòu)；學(xué)業(yè)能力；Ologit模型

一、引 言

國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目簡(jiǎn)稱為PISA（Programme for International Student Assessment），它是由經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，OECD）領(lǐng)導(dǎo)的學(xué)生能力國(guó)際評(píng)估項(xiàng)目。OECD于2000年正式實(shí)施了跨國(guó)學(xué)生評(píng)估，之后每隔三年評(píng)估一次。PISA項(xiàng)目并不以單純的書本知識(shí)為核心，而是著重研究全球基礎(chǔ)教育末期15歲青少年在個(gè)人、工作和社會(huì)生活中能夠運(yùn)用已學(xué)知識(shí)和技能態(tài)度去解決相關(guān)問(wèn)題的能力[1]。除此以外，PISA學(xué)生問(wèn)卷還涉及諸多關(guān)于教育分層的分析變量，因此方便研究者了解全球基礎(chǔ)教育的公平性。

2009年，中國(guó)上海地區(qū)青少年學(xué)生首次參與了PISA全球測(cè)試評(píng)估。2009年上海區(qū)學(xué)生在三項(xiàng)測(cè)試（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)）中均斬獲冠軍，2012年P(guān)ISA測(cè)試結(jié)果再一次展現(xiàn)了上海學(xué)生的優(yōu)異表現(xiàn)，引起了全球基礎(chǔ)教育研究和社會(huì)人士的大討論。上海學(xué)生的優(yōu)秀表現(xiàn)打破了西方人所持有的刻板印象，甚至有學(xué)者認(rèn)為這是全球基礎(chǔ)教育方向標(biāo)從西方芬蘭轉(zhuǎn)向東方上海的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，標(biāo)志著亞洲世紀(jì)（Asian Century）的形成[2]。對(duì)上海在PISA測(cè)試中的優(yōu)異表現(xiàn)呈現(xiàn)出不同的討論聲音，但不管這些爭(zhēng)議如何，繼上海之后，北京市、浙江省、江蘇省在2015年起將正式參與到PISA測(cè)試中。

基礎(chǔ)教育是一個(gè)國(guó)家發(fā)展的核心，是人才培養(yǎng)的最初搖籃[3]。青少年的學(xué)習(xí)生活中除了學(xué)校以外，家庭是青少年最密切相關(guān)的場(chǎng)所。青少年依托的主要社會(huì)資源即家庭，他們對(duì)家庭的依賴程度是非常高的。一些父母從被動(dòng)接受計(jì)劃生育轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)少生，獨(dú)生子女家庭越來(lái)越多[4]。家庭作為代際文化資本與經(jīng)濟(jì)資本等傳遞的主要媒介，其本身的家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)也值得認(rèn)真探討。本文利用上海2012年的PISA數(shù)據(jù)探討家庭結(jié)構(gòu)對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)能力影響的情況，研究亮點(diǎn)是在對(duì)獨(dú)生子女家庭與非獨(dú)生子女家庭結(jié)構(gòu)的討論中，進(jìn)一步分析家庭結(jié)構(gòu)中母親是否缺失這一變量帶來(lái)的交叉影響情況。

二、文獻(xiàn)綜述

科爾曼等人很早就指出學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和家庭背景有著極大的關(guān)系[5]1-20，此后這一觀點(diǎn)已被眾多的實(shí)證研究所印證，在此不一一列舉。文獻(xiàn)資料總體上指明了家庭中父代教育水平、家庭的物質(zhì)經(jīng)濟(jì)條件、父代的職業(yè)地位對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)能力起到顯著性影響。這為本研究的控制變量提供了相關(guān)理論依據(jù)。相比較其他OECD的經(jīng)濟(jì)體，上海學(xué)生的家庭和學(xué)校經(jīng)濟(jì)社會(huì)背景差異較大，在很大程度上導(dǎo)致了學(xué)生成績(jī)的差異化分布，優(yōu)勢(shì)家庭背景的孩子更容易獲得更好的教育資源[6]。上海市教育資源分配公平性仍不夠，家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)背景較好的學(xué)生更容易獲得更好的教學(xué)資源，家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)背景存在明顯的分層現(xiàn)象，對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)有顯著影響[7]。

作為本文重點(diǎn)討論的家庭結(jié)構(gòu)因素，以往的文獻(xiàn)也多有涉及。單親家庭的學(xué)生往往在學(xué)校測(cè)試中處于劣勢(shì)[8]；在核心家庭中，單親家庭對(duì)兒童教育的獲得負(fù)面影響較大[9]。2009年P(guān)ISA上海數(shù)據(jù)顯示，單親家庭學(xué)生數(shù)學(xué)成績(jī)顯著低于雙親家庭學(xué)生[10]；研究表明離異家庭的子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)要比非離異家庭子女差[11]；父親缺失家庭子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)比有父親家庭的差，并且缺失父親的家庭對(duì)男孩子的負(fù)面影響高于女孩子[12]116-155；盡管單親父親家庭的孩子比單親母親家庭的孩子要有更多的經(jīng)濟(jì)資源，但單親母親比單親父親更能夠給孩子提供人際關(guān)系資源，單親父親家庭孩子的學(xué)業(yè)表現(xiàn)并沒(méi)有比單親母親家庭的好[8]；種族差異對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的影響有所作用，單親母親家庭結(jié)構(gòu)對(duì)黑人青少年學(xué)習(xí)成績(jī)的負(fù)面影響相對(duì)較弱，無(wú)父無(wú)母家庭結(jié)構(gòu)對(duì)西班牙青少年的學(xué)習(xí)成績(jī)負(fù)面影響相對(duì)較弱[13]；Judith Blake研究了家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)子女教育質(zhì)量的影響，指出家庭子女?dāng)?shù)越多反而不利于子女的教育發(fā)展，并在此基礎(chǔ)上提出了資源稀釋理論假設(shè)[14]；中國(guó)社會(huì)家庭中，同胞數(shù)量對(duì)兒童教育機(jī)會(huì)的影響總體是負(fù)面的[9]。在中國(guó)的歷史背景下，當(dāng)教育機(jī)會(huì)減少和需要競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，大家庭的孩子（尤其是女孩）獲得教育的機(jī)會(huì)會(huì)減少；當(dāng)教育擴(kuò)張并且教育費(fèi)用相對(duì)便宜時(shí)，家庭子女?dāng)?shù)越多的負(fù)效應(yīng)就消失了，并且不論在什么歷史時(shí)期，男孩的受教育機(jī)會(huì)都不受家庭子女?dāng)?shù)的影響，女孩子的受教育機(jī)會(huì)在教育資源稀缺時(shí)受到家庭子女?dāng)?shù)的負(fù)面影響，但這種負(fù)效應(yīng)在文革時(shí)期由于倡導(dǎo)平等主義消失了[15]；兄弟姐妹數(shù)量越多，尤其當(dāng)她們有兄弟的情況下，女孩子受教育的時(shí)間相對(duì)男孩子要少[16]；

總的來(lái)看，對(duì)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)子女教育影響的分析基本分為三大類別：一類是關(guān)注單親和雙親家庭對(duì)子女的影響；二類是家庭兄弟姐妹的數(shù)量對(duì)子女教育的影響；三類是關(guān)心父母離異的家庭對(duì)孩子的負(fù)面學(xué)業(yè)影響。此前研究要么是單方面關(guān)注到獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女的差異，要么是單方面的關(guān)注父母缺失情況對(duì)學(xué)生的影響，均未能綜合考慮到獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女家庭中父母缺失情況的交叉影響關(guān)系，而這將是本文的研究重點(diǎn)與突破點(diǎn)。

三、研究問(wèn)題與研究假設(shè)

根據(jù)以往研究可以看到，父輩教育背景、職業(yè)地位和家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)子女的教育起到至關(guān)重要的作用，這點(diǎn)基本已無(wú)太多爭(zhēng)議，因此在本研究中作為控制變量處理。關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)的定義，本文將家庭結(jié)構(gòu)分為獨(dú)生子女家庭和非獨(dú)生子女家庭，其中非獨(dú)生子女家庭又具體可以分為兩類：一類是家里有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡(jiǎn)稱非獨(dú)[Ⅰ]）；另一類是既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡(jiǎn)稱非獨(dú)[Ⅱ]）。父母、祖父母是否缺失將嵌套在獨(dú)生子女家庭和非獨(dú)生子女家庭結(jié)構(gòu)中討論。

Blake的資源稀釋假設(shè)指出子女的兄弟姐妹越多，個(gè)體子女可獲得的教育資源就被稀釋了，導(dǎo)致了子女?dāng)?shù)量對(duì)教育獲得的負(fù)面影響，即兄弟姐妹的存在會(huì)導(dǎo)致單一子女的教育資源被稀釋。中國(guó)的獨(dú)生子女政策有著復(fù)雜的社會(huì)政治背景（在此不展開討論），但按照稀釋理論假設(shè)，獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力應(yīng)該會(huì)比非獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力要好。中國(guó)的《三字經(jīng)》中就提到“子不教，父之過(guò)”、“昔孟母，擇鄰處”都意在說(shuō)明父母在子女教育中的重要性。傳統(tǒng)的中國(guó)代際互惠的積極效用假設(shè)祖父母提供了很好的家庭支持，對(duì)孫子女的學(xué)業(yè)能力有著正面影響，而媒體的討論往往認(rèn)為祖父母對(duì)孫子輩過(guò)于溺愛(ài)，導(dǎo)致其學(xué)業(yè)表現(xiàn)不佳。以上這些就是本文將要探討的問(wèn)題。

本文利用2012年上海市PISA原始數(shù)據(jù)，在控制父輩教育水平、職業(yè)地位、家庭物質(zhì)條件后，對(duì)上海市15歲青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)行分析，以此希望進(jìn)一步了解家庭結(jié)構(gòu)中父母、兄弟姐妹、祖父母及其他家人與青少年共同生活對(duì)其學(xué)業(yè)能力的影響。

四、數(shù)據(jù)和變量處理

本文數(shù)據(jù)來(lái)自于OECD2012年P(guān)ISA上海市原始數(shù)據(jù)中的學(xué)生問(wèn)卷，該問(wèn)卷收集了參加測(cè)試的學(xué)生相關(guān)背景信息和測(cè)試結(jié)果。2012年上海市共有155所學(xué)校的6 374名15歲學(xué)生實(shí)際參加了PISA測(cè)試，整理發(fā)布的PISA2012數(shù)據(jù)中上海市樣本量為5 177名。筆者對(duì)缺失值進(jìn)行重新編碼處理后，保證了樣本量沒(méi)有發(fā)生變化，并在模型中控制了缺失值。

性別變量沒(méi)有缺失值。女學(xué)生共有2 637人（50.94%），男學(xué)生共有2 540人（49.06%）。在家中與母親共同生活的共有4 835人（93.39%），沒(méi)有與母親共同生活的有252人（4.87%），沒(méi)有回答的占1.74%；在家中與父親共同生活的有4 477人（86.48%），沒(méi)有和父親一起生活的有511人（9.87%），沒(méi)有回答的占3.65%；在家中與兄弟一起生活的有589人（11.38%），沒(méi)有與兄弟一起生活的有3 655人（70.60%），沒(méi)有回答的有933人（18.02%）；在家中與姐妹一起生活的有558人（10.78%），沒(méi)有和姐妹一起生活的有3 665人（70.79%），沒(méi)有回答的有954人（18.43%）；在家中與祖父母一起生活的有1 645人（31.78%），沒(méi)有與祖父母一起生活的有2 768人（53.47%），沒(méi)有回答的有764人（14.76%）；在家與其他人一起生活的有393人（7.59%），沒(méi)有與其他人一起生活的有3 781人（73.03%），沒(méi)有回答的有1 003人（19.37%）。

父親教育水平中，擁有高中或中專學(xué)歷的比例最高，占到了25.88%（1 340人），其次是小學(xué)畢業(yè)的占到了25.34%（1 312人），再次是大學(xué)及本科以上學(xué)歷的占到了22.64%（1 172人）；母親教育水平中小學(xué)畢業(yè)的比例最高，占到了28.59%（1 480人），其次是高中或中專學(xué)歷的占到了23.05%（1 194人），再次是本科及以上學(xué)歷占到了19.32%（1 000人）；家庭物質(zhì)條件狀況在PISA2012數(shù)據(jù)中是處理后的數(shù)值型變量，有效樣本為5 170人，均值是-0.44，標(biāo)準(zhǔn)差為0.9，最小值為-4.48，最大值為3.96；父母最高職業(yè)狀況在PISA2012數(shù)據(jù)中是處理后的數(shù)值型變量，有效樣本為5 094人，均值是50.87，標(biāo)準(zhǔn)差為19.4，最小值為11.01，最大值為88.96。在對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行缺失值處理時(shí)，創(chuàng)建了新的二分變量（1為缺失、0為不缺失），并將新創(chuàng)建的缺失值變量放入模型中，以控制缺失值的效應(yīng)?？傮w來(lái)看，這兩個(gè)變量的缺失值數(shù)量都極小，對(duì)總體分布并不產(chǎn)生顯著的影響。

PISA學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)分為三個(gè)部分（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)），每一部分共有5個(gè)合理值。一般在研究時(shí)均采用第1個(gè)合理值作為分析變量，2012年的測(cè)試結(jié)果如表1。通過(guò)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)能力與閱讀能力的相關(guān)系數(shù)為0.894，數(shù)學(xué)能力與科學(xué)能力的相關(guān)系數(shù)為0.916，閱讀能力與科學(xué)能力的相關(guān)系數(shù)為0.901，均在0.01的水平上顯著。因此，可以判斷出學(xué)生3個(gè)方面的能力是緊密相關(guān)的，出于模型簡(jiǎn)化考慮，最終將這3方面的學(xué)業(yè)表現(xiàn)綜合為1個(gè)因變量綜合成績(jī)（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)的平均值）。經(jīng)過(guò)模型擬合和檢驗(yàn)，OLS模型不適合分析，因此進(jìn)一步摸索采用logit模型，將綜合成績(jī)按照四分位數(shù)進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為定序變量學(xué)業(yè)表現(xiàn)（較差、中等偏下、中等偏上、優(yōu)秀），并最終將其作為以下分析模型Ologit的因變量。雖然將數(shù)值型變量做定序處理?yè)p失了數(shù)據(jù)本身的一些信息，但由于定序分類的原則是按照四分位數(shù)，因此也最大程度地保留了原始數(shù)據(jù)的基本信息，對(duì)研究結(jié)論不會(huì)產(chǎn)生較大的偏差。

表1 上海15歲青少年學(xué)生測(cè)試成績(jī)情況表（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)）

五、建構(gòu)模型

筆者采用Ologit模型進(jìn)行分析。Ologit模型數(shù)學(xué)表達(dá)公式為：

=β0+β1X1++β2X2+…+βkXk

首先采用了Ologit模型1，將所有的控制變量與需要討論的家庭結(jié)構(gòu)自變量納入模型中，發(fā)現(xiàn)模型1擬合效果不好，然后逐步剔除一些不顯著的自變量。對(duì)4個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，模型2與模型3整體均在0.05顯著性水平上符合Ologit模型的比例優(yōu)勢(shì)假定條件；模型4整體在0.01顯著性水平上符合Ologit模型的比例優(yōu)勢(shì)假定條件，并且模型4中除了母親教育水平，其他變量均在0.05顯著性水平上符合比例優(yōu)勢(shì)假定條件。基于以往文獻(xiàn)中父輩職業(yè)和家庭物質(zhì)條件對(duì)子女教育的影響，4個(gè)模型均將父輩教育、職業(yè)和家庭物質(zhì)條件作為控制變量。除此以外，所有模型均對(duì)缺失值進(jìn)行了控制。

表2 上海市15歲學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)Ologit模型表*模型中所列出的系數(shù)為odds ratio（優(yōu)勢(shì)比），由于篇幅限制，標(biāo)準(zhǔn)誤略去。

注：*為p<0.05、 **為p<0.01、 ***為p<0.001。

如表2所示，模型1中自變量性別對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)并不顯著。剔除性別自變量后，模型2中學(xué)生是否與父母生活、是否與祖父母生活、是否與其他人生活均不顯著，但考慮到以往研究資料中母親的重要性，故保留母親在模型3中，而剔除了是否與祖父母生活、是否與父親生活、是否與其他人生活自變量；模型3中發(fā)現(xiàn)父親的教育水平大都不顯著，因此進(jìn)一步剔除父親教育水平，形成模型4；模型5中加入是否與父親生活自變量，但與父親生活自變量依然不顯著（模型5沒(méi)有列出），因此表1中僅列出了4個(gè)模型必要結(jié)果。模型2比模型1的BIC’值小8.522，模型3比模型2的BIC’值小46.965，模型4比模型3的BIC’值小31.457。綜合以上結(jié)論，筆者最終采用了模型4作為最終的擬合模型。

在Ologit模型4中的控制其他變量的條件下，變量“無(wú)母親”的odds ratio（優(yōu)勢(shì)比）為0.702（小于1），說(shuō)明家庭中缺失母親對(duì)青少年學(xué)業(yè)能力的影響是負(fù)向的；控制其他變量的條件下，變量“無(wú)兄弟”的odds ratio（優(yōu)勢(shì)比）為1.703（大于1），說(shuō)明家庭中沒(méi)有兄弟對(duì)青少年學(xué)業(yè)能力的影響是正向的；控制其他變量的條件下，變量“無(wú)姐妹”的odds ratio（優(yōu)勢(shì)比）為1.910（大于1），說(shuō)明家庭中沒(méi)有姐妹對(duì)青少年學(xué)業(yè)能力的影響是正向的。為了便于理解，對(duì)模型4中家庭物質(zhì)條件和父母職業(yè)條件進(jìn)行控制（均值），在對(duì)母親教育水平分別進(jìn)行了控制后，計(jì)算出了學(xué)生學(xué)業(yè)能力的概率預(yù)測(cè)結(jié)果（見(jiàn)表3）。

表3 學(xué)生學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)預(yù)測(cè)概率表*由于篇幅限制，僅列出母親受教育水平在高中或中專時(shí)的預(yù)測(cè)概率。

六、結(jié)果分析討論

利用2012年P(guān)ISA數(shù)據(jù)，當(dāng)父母教育、家庭物質(zhì)擁有條件、父母職業(yè)地位和家庭結(jié)構(gòu)被控制后，性別并沒(méi)有顯著影響。上海作為一個(gè)國(guó)際性大都市，對(duì)男女平等思想的接受程度相對(duì)較高，因此家庭中不論男孩還是女孩的教育都日趨同等重視。當(dāng)控制其他變量后，家庭結(jié)構(gòu)中青少年是否與父親共同生活對(duì)他們的學(xué)業(yè)能力并沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。傳統(tǒng)家庭中，教育孩子的職責(zé)大都落在父親身上，母親主要承擔(dān)家務(wù)雜事和哺育，所謂“子不教，父之過(guò)”。然而，現(xiàn)代社會(huì)尤其像上海這樣高度發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)，教育的功能往往由學(xué)校機(jī)構(gòu)承擔(dān)，父親更多的是承擔(dān)掙錢養(yǎng)家的角色，他們?cè)谇嗌倌杲逃械淖饔靡言诤艽蟪潭壬先趸?。劉精明?008年發(fā)表的研究結(jié)果顯示，家庭中祖父母對(duì)孩子教育機(jī)會(huì)有積極影響，但本研究結(jié)果表明青少年是否與祖父母共同生活對(duì)他們的學(xué)業(yè)能力沒(méi)有顯著性影響，即傳統(tǒng)的中國(guó)代際互惠的積極效用并不顯著。與此同時(shí)，本研究也不能論證出媒體上報(bào)道的祖父母隔代溺愛(ài)式教育產(chǎn)生的顯著負(fù)面影響。

數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，青少年是否與母親共同生活的確對(duì)青少年的學(xué)業(yè)能力起到顯著性影響。相對(duì)于父親而言，母親能夠?qū)η嗌倌晏峁└嗟那楦兄С峙c呵護(hù)，以促進(jìn)其學(xué)業(yè)能力的發(fā)展。獨(dú)生子女家庭中，與母親共同生活的獨(dú)生子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力高于那些缺失母親的獨(dú)生子女。不論是那些有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡(jiǎn)稱非獨(dú)[Ⅰ]），還是那些既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡(jiǎn)稱非獨(dú)[Ⅱ]），與母親共同生活的青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力在各自的類別中都要高于那些未與母親共同生活的（見(jiàn)圖1），這一研究結(jié)論充分證實(shí)了母親對(duì)青少年學(xué)業(yè)能力發(fā)展的重要性。

圖1 不同家庭結(jié)構(gòu)的青少年學(xué)業(yè)能力概率變化預(yù)測(cè)趨勢(shì)圖

以往研究表明，女孩的受教育機(jī)會(huì)在教育資源稀缺的情況下很可能受到兄弟的負(fù)面影響。本研究顯示，當(dāng)青少年與母親或者不與母親生活時(shí)，那些與兄弟一起生活的青少年都要比那些與姐妹一起生活的青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)優(yōu)秀和中等偏上的概率要高，沒(méi)有出現(xiàn)很強(qiáng)的負(fù)面影響，相反是積極的正向作用（見(jiàn)圖1）。兄弟作為男性，相對(duì)于姐妹而言，一般在家庭中往往被視作“小男子漢”，或許能在家庭中起著很好的榜樣作用。不論青少年是否與母親共同生活，來(lái)自有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭[Ⅰ]的青少年比來(lái)自既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭[Ⅱ]的青少年學(xué)業(yè)能力要更好。一般而言，既有兄弟又有姐妹的家庭規(guī)模比只有兄弟或者姐妹的家庭規(guī)模要大。從稀釋理論看，過(guò)多的家庭子女會(huì)稀釋掉單個(gè)家庭的教育資源，導(dǎo)致其個(gè)體青少年學(xué)業(yè)能力發(fā)展的相對(duì)不足。

七、總 結(jié)

家庭是代際文化資本與經(jīng)濟(jì)資本等傳遞的主要場(chǎng)所，對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的關(guān)注是教育社會(huì)分層研究的核心領(lǐng)域之一。利用2012年P(guān)ISA上海數(shù)據(jù)，當(dāng)父母教育水平、家庭物質(zhì)擁有條件、父輩職業(yè)地位和家庭結(jié)構(gòu)被控制后，性別、父親和祖父母是否缺失，對(duì)他們的學(xué)業(yè)能力并沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。通過(guò)擬合模型、控制變量（母親教育水平、家庭物質(zhì)條件、父輩職業(yè)）后，青少年是否與母親、與兄弟、與姐妹共同生活對(duì)青少年的學(xué)業(yè)能力起到顯著影響。通過(guò)計(jì)算擬合模型中的預(yù)測(cè)概率發(fā)現(xiàn)，不論是獨(dú)生子女家庭類型還是非獨(dú)生子女家庭類型中，與母親共同生活的子女學(xué)業(yè)能力都比那些缺失母親的子女要更好。但與此同時(shí)，母親對(duì)青少年學(xué)業(yè)能力的影響還受到兄弟姐妹家庭成員的約束，即使在沒(méi)有母親陪伴生活的條件下，獨(dú)生子女青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率，仍高于那些來(lái)自有母親的非獨(dú)生子女家庭的青少年。同樣，對(duì)于那些有兄弟或者有姐妹的非獨(dú)生子女青少年而言，他們?cè)跊](méi)有母親陪伴的情況下，其學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率依然高于那些既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女青少年。換言之，母親對(duì)于青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力影響雖然顯著，但是該變量受制于青少年是否有兄弟姐妹。雖然獨(dú)生子女政策引發(fā)了諸多的社會(huì)弊端，但是單從青少年學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)而言，獨(dú)生子女家庭的青少年享受了較為集中的家庭資源，從而使其學(xué)業(yè)能力的表現(xiàn)要比那些非獨(dú)生子女家庭更好。本文對(duì)數(shù)據(jù)本身背后的深層原因解釋，還有待于進(jìn)一步的研究分析。

[1] 張民選，陸璟，占勝利，等.專業(yè)視野中的PISA[J].教育研究，2011（6）.

[2] Sellar S, Bob L.Looking East: Shanghai, PISA 2009 and the Reconstitution of Reference Societies in the Global Education Policy Field[J].Comparative Education， 2013（4）.

[3] 王凱，衛(wèi)振龍.中國(guó)義務(wù)教育階段經(jīng)費(fèi)配置公平狀況的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2010（4）.

[4] 孫玉環(huán)，尚繼霞.中國(guó)家庭養(yǎng)育目標(biāo)的影響因素及其差異分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2014（7）.

[5] Coleman J S, Ernest Q C, Carol J H, et al.Equality of Educational Opportunity[M].Washington, D C: U.S.Government Printing Office,1966.

[6] 田凌暉.超越分?jǐn)?shù)：從PISA數(shù)據(jù)看上?；A(chǔ)教育公平[J].教育發(fā)展研究,2014（12）.

[7] 陸璟.上?；A(chǔ)教育公平的實(shí)證研究[J].教育研究,2013（2）.

[8] Downey D B.The School Performance of Children from Single-Mother and Single-Father Families: Economic or Interpersonal Deprivation?[J].Journal of Family Issues,1994,15（1）.

[9] 劉精明.中國(guó)基礎(chǔ)教育領(lǐng)域中的機(jī)會(huì)不平等及其變化[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2008（5）.

[10]候玉娜，沈愛(ài)祥.學(xué)校資源對(duì)上?；A(chǔ)教育質(zhì)量與公平的影響——基于國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目（PISA2009）數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].教育學(xué)術(shù)月刊,2014（9）.

[11]Dronkers J.The Effects of Parental Conflicts and Divorce on the Well-Being of Pupils in Dutch Secondary Education[J].European Sociological Review,1999（2）.

[12]Sigle-Rushton W, McLanahan S.Father Absence and Child Well-Being: A Critical Review[M]∥ Moynihan D, Smeeding T, Rainwater L.The Future of the Family.New York: Russell Sage Foundation, 2004.

[13]Heard H E.The Family Structure Trajectory and Adolescent School Performance: Differential Effects by Race and Ethnicity[J].Journal of Family Issues,2007（3）.

[14]Blake J.Family Size and the Quality of Children[J].Demography,1981（4）.

[15]Lu Y, Treiman D J.The Effect of Sibship Size on Educational Attainment in China: Period Variations[J].American Sociological Review,2008（5）.

[16]葉華，吳曉剛.生育率下降與中國(guó)男女教育的平等化趨勢(shì)[J].社會(huì)學(xué)研究,2011（5）.

（責(zé)任編輯：郭詩(shī)夢(mèng)）

Research on the Effects of Family Structure on School Performance among Teenagers: Based on the PISA 2012 Data of Shanghai

CAO Qian1,2

（1.Sociology Department, Tsinghua University, Beijing 100084， China; 2.Sociology Department, Xinjiang University, Urumqi 830047, China）

Family structures are significant factors in school performance of teenagers.Based on the PISA 2012 data of Shanghai, Ologit models are used to analyze the relationship between school performance and family structures.The research reveals that presence of fathers and grandparents is not significant while mothers and siblings significantly affect their school performance.Even without mothers, those students who are from only-child families perform better than those students with mothers and siblings.Although the only-child policy has resulted in some social problems, those students from only-child families may enjoy more educational resources to enhance their school performance than those who have siblings.

PISA; elementary education; family structure; school performance; Ologit model

2014-11-18

清華大學(xué)人文社科振興基金研究項(xiàng)目后期支持項(xiàng)目《教育公平與社會(huì)分層研究》（2010WKHQ008）

曹 謙，男，江蘇南通人，博士生，講師，研究方向：教育社會(huì)學(xué)。

F224.0

A

1007-3116（2015）09-0107-06