宋阿沛

(廈門大學 社會與人類學院，福建 廈門 361001)

20世紀30年代以來，教育問題逐漸發(fā)展成社會學領域的一項重要議題。著名的“科爾曼報告”發(fā)現：一方面，教育是社會流動實現的通道之一，精英通過教育誕生，階層應教育而改變。另一方面相較于學校提供的硬件設備，學生的社會經濟背景才是影響學業(yè)成就的重要因素[1]?；诳茽柭陌l(fā)展，布勞—鄧肯地位獲得模型注重描述了先賦性因素和后致性因素對于個人地位的影響[2]，其中教育獲得被認為是影響個人地位獲得與社會流動的重要維度。教育問題是研究社會分層與不平等的一項重要變量，學校、家庭及其相互關系是研究問題的重要維度。因此，筆者使用“中國教育追蹤調查”2015年調查數據，從影響個體教育期望的“家庭—學校”教育環(huán)境和文化資本層面出發(fā)，考量家校關系對學生教育期望的影響，探討良性關系環(huán)境對教育期望的作用。

一、文獻綜述與研究

(一)教育期望研究的發(fā)展

在“布勞—鄧肯”模型之后，戈耶特在其基礎上引入了不同變量維度以期對教育獲得及其影響進行更加深入的分析[3]23。其中威斯康星模型基于WLS(Wisconsin Longitudinal Study)調查數據研究，呈現了教育期望作為重要的社會心理因素，獨立于社會經濟地位等其他變量，對學生教育獲得具有較強影響力。20世紀50年代，威斯康星學派基于美國高年級學生‘大學教育計劃’的調研數據，對影響教育期望變量進行了研究，發(fā)現不同社會經濟地位的兒童在上大學的期望上差異明顯[4-6]；高社會經濟地位的父母通常對子女有更高的教育期望[3]26。自此以教育期望為預測個體教育獲得最直接、有效和穩(wěn)定變量的范式確定了下來[7]228。

隨后學界先行者從學校與家庭兩個領域對這一范式進行了豐富和深入的研究。學校領域中，注重分解教育過程考察學校情境因素、經驗差異對學生教育期望獲得的影響。例如從專業(yè)選擇、班級效應、選拔招生路徑、考核評價體系等方面探究教育成就的變化?；趹嚱逃囊?，我國學校教育通過教學內容、教學方式等完成學生的能力培養(yǎng)以及知識提升過程。吳愈曉發(fā)現，我國初中學校的階層分割現象顯著影響了學生的教育期望。學校階層異質性越大，學生教育期望則更高[8]。從班級這一組織設置入手，也可以發(fā)現教育期望差異是如何在班級環(huán)境的互動差異以及氛圍差異中產生的[9]。

然而單一的學校情境不能完全闡明教育期望獲得過程，因此家庭特征也被視為研究的重要維度。家庭背景通過文化資本和社會資本影響著子女的教育地位獲得。處于更高家庭社會經濟地位中的子女對大學的期望更高，并能促進更多的大學教育獲得[10]。劉保中[11]48、任撰書[12]基于2010年“中國家庭追蹤調查”(CFPS )的數據指出家庭類型，性別偏好、城鄉(xiāng)差異等因素對教育期望存在影響，家庭社會經濟地位越高，家庭對子女的教育期望越高。進一步分析影響過程，劉保中以父母的家庭收入、教育程度為中介機制，闡明其對子女教育期望的影響是多重而復雜的[11]53；此外家庭還可以通過素質教育幫助子女積累應試額外的文化素養(yǎng)、知識技能，以備高等教育中的競爭以及長期發(fā)展[13]103?？v觀整個研究歷程可以發(fā)現，現有對家庭影響教育期望的研究，大部分還是基于傳統(tǒng)的布勞鄧肯的地位獲得模型中家庭經濟地位的代際傳遞來分析。

除學校與家庭的傳統(tǒng)分析范式外，個人特征、結構性因素和家校關系也是重要的分析視角。羅森等探討了個人特征的影響，認為個人的自尊和心理困擾等社會心理變量會對教育期望產生重要影響[7]214，219。我國對于教育領域的研究教育除關切主體教育獲得外[14]，側重于從教育制度、教育不公平的宏觀政策領域進行闡釋[15-17]。例如黃超考量城鄉(xiāng)二元因素[18]、性別制度化差異等因素對教育期待的影響，指出傳統(tǒng)中國父權制文化中女子首先作為母親和妻子的身份被對待，女子并不被鼓勵獲得教育[19]。巴蘭坦在對學校教育考察中發(fā)現，學校實際上存在家庭層面的“偏見”，中產背景的價值觀念以及行為模式，由于與學校教育的過程更契合，而易獲得學校及老師的認可和特殊幫助。由此家庭和學校的互動關系對教育存在著極大的影響作用。為了補充互動關系對教育影響研究的空白，愛普斯坦等人以生態(tài)學的解釋框架和科爾曼的社會資本概念為基礎，提出了重疊影響閾理論來解釋學校、家庭以及社區(qū)三方對于學生教育的作用?；诖?，本研究將以重疊影響閾為理論視角，重點考察我國情境中家庭和學校的互動對教育期望的影響。

(二)家校關系：闡釋現實情境的多重影響

目前為止國內外社會學與心理學領域的學者，均有討論家校關系在教育中的影響。西方學者自2011年以來倍加關注家校關系這一議題，分別就家校關系建立的基礎、改善家校關系的方式以及家校關系中合作的優(yōu)勢和存在形式進行了深入探討。

家校關系對學生產生影響的途徑，主要基于學生身份的雙面性。學生既是家庭教育子系統(tǒng)中的一員，又是學校教育子系統(tǒng)的一員。家庭及學校雙方的態(tài)度，意見和對學生的具體安排都能夠成為產生影響的機制。家校關系或許不能直接決定學生未來的教育獲得，但是家校關系生成的環(huán)境會伴隨學生的受教育過程，并具備潛移默化的改變作用。家校關系主要由家庭與學校之間的信息溝通、思想交流來搭建，包括家長參與、家庭教育、親子關系、家?；印⒔逃熑我庾R等內容，是密切家庭、學校以及學生三方的網絡。阿麗娜與西蒙娜通過對羅馬尼亞教師的焦點小組訪談與問卷調查，認為父母和教師之間的信任是建立和維持家庭學校關系的一個重要因素，并提出了改善家校關系的新策略[20]；伊維塔等學者以捷克作為調研地區(qū)描述了家庭與學校合作當時的存在形式，家長不致力于參與改變，教師也不期望家長參與學校活動[21]；此外移民家庭、家庭和諧情況在家校合作中也呈現出顯著性差異[22]。

我國就如何避免高校家校合作趨于單向化、實現家長與教師的跨界合作、保證家校合作體系常態(tài)化維持、利用組織機制、溝通機制、主體機制實現家校合作等實際問題進行了細致的探索[13]105，[23]，另外，還對家長在這家校體系中主體性缺失(1)郭中凱，章亞希2015年發(fā)表的“家校合作”文章中通過對廣州市的調查，關注到家長主體缺失及對策，后歸因于時間沖突、教師態(tài)度的“不歡迎”、意識薄弱、交流形式未成形、傳統(tǒng)文化影響等方面。進行了理論性解決嘗試等[24]。但上述研究都主要針對家校合作這一中間環(huán)節(jié)展開，對教育期望影響的解釋涵蓋性較差、涉及面不大。

本研究創(chuàng)新之處主要體現在三點：其一，以家校關系作為研究的文章普遍偏向于定性或者小范圍問卷調查，較少呈現出基于大數據的研究結果，本文將以教育追蹤調查數據作為研究基礎，通過量化研究，強化操作性和解釋力。其二，是檢視家校關系這一互動關系對教育期望的影響，以重疊影響閾理論系統(tǒng)化分析教育期望的影響因素。其三，對話西方教育社會學理論。不同于愛普斯坦基于歐美教育的研究，我國社區(qū)較少承擔孩子教育問題，這意味著在孩子教育中，家庭與學校兩方間的維持是中國情境的常態(tài)。以“應試”為核心的基礎教育也不同于愛普斯坦以“關愛”為核心的假設。在這樣的情境差異下，探討如何在家庭與學校之間達成積極的雙重影響域，具有一定理論意義。

二、研究設計及數據處理

(一)研究設計與假設

將家校關系視作一個場域，并將其中囊括的家長參與、家庭教育、親子關系、家校互動、教育責任意識等內容視作社會資本(2)以布迪厄的社會資本及場域概念為設計的理論基礎。及文化資本，以學生為核心主體形成關系網絡，同時將教育期望理解為環(huán)境影響下的輸出產物。

家庭環(huán)境與學校環(huán)境的聯(lián)系構成了家校關系。在家庭環(huán)境中教育價值理念、家庭背景、階層優(yōu)勢以及對待子女的態(tài)度會作用于家庭教育的形成；而學校環(huán)境中教育價值理念、教職員群體構成、教學方式以及手段、校園文化都會成為學校環(huán)境中教育的影響因素。另外體制以及文化背景也會通過影響兩個環(huán)境進而影響兩者關系系統(tǒng)的維持和自我再制(3)以盧曼自我再制式的社會系統(tǒng)特征，構成家校關系系統(tǒng)。。

基于對家校關系所處環(huán)境以及關系本身的把握，本研究首先通過描述統(tǒng)計來觀察家長參與和互動情況、家庭教育背景、家庭教育責任意識以及對老師認可與否等變量情況。其次通過相關性分析、多水平分析以及嵌套模型，在控制基本的社會人口學特征之后，考察相互溝通情況，認可差異是否存在教育期望顯著影響。其三關注家長期望在“家校關系—家長期望—學生教育期望”間接影響路徑上的中介效應，豐富家校關系對學生期望影響的多維度。

通過研究設計以及文獻回顧，就教育期望(eduex)這一因變量設定以下幾個假設。首先圍繞家校關系與教育期望這一對變量的關系，關注到家校關系變量中家庭參與程度、家?；訝顩r、家庭對教育責任的認識、家長對老師的認可等具體角度，可建立3個基礎性的假設，分別是：

假設1：父母的受教育程度越好，則學生教育期望更高。

假設2：家校關系會對學生教育期望產生影響，其中家校相互溝通情況越好，則學生教育期望更高；家長越認可老師，則學生的教育期望會更高。

其次，為進一步闡釋家校關系對教育期望的影響路徑復雜情況，在“家校關系—教育期望”的直接影響之外，以家長期望為中介變量闡釋“家校關系—家長期望—學生教育期望”的間接影響路徑的效應?；诖私⒓僭O3與假設3-1：

假設3：家校關系的變化是否會導致家長變量對教育期望的間接影響存在并發(fā)生相應變化。

假設3-1：這種變化能夠以一種中介效應的方式發(fā)揮作用。

(二)變量的整理與選擇

本研究的數據來源于2015年中國教育追蹤調查數據，總樣本量10 762；去除教育期望沒有涉及的個體變量，總樣本量為9 827。

研究中與教育期望相關的問題是學生變量“你希望自己書讀到什么程度？”利用stata將該問題轉化為教育期望的變量。該變量本身是一個10維的定類變量，為方便進一步研究將其轉化成受教育年限的連續(xù)性變量。調查群體本身為八年級學生，所以教育期望從8年開始到博士所代表的21年為結束。其中回答無所謂的人數有434，在這里處理為缺省值。則樣本總量調整為9 393。

在家校關系變量中，家長與學校溝通情況對應的問題為“孩子的家長是否主動聯(lián)系過學校老師？”該問題為4維的定序變量，變量值為1～4。將其變量值調整為0～3，但是變量值代表的順序不變，然后生成新的變量家長主動溝通頻次變量。采用同樣的方法調整老師與家長溝通情況，生成老師主動溝通頻次變量，變量值也調整為0～3。

另外家?；訒r雙方的情緒狀況，在調查中對應的問題是：“要與孩子的老師交流時，家長會感到害怕嗎？”該問題時3維的定類變量，整理該變量為家長與老師的情緒變量。其中變量值0=不害怕；1=害怕。害怕項綜合了原變量中的1=很害怕；2=有點害怕。

家長認可老師的情況，主要由兩個變量組成。其一家長認為老師是否對孩子有耐心，對應的問題是“孩子的老師對這個孩子有耐心嗎？”，調整其為新變量，變量值0=否；1=是。其二家長認為老師是否對孩子負責，調整其為新變量，變量值0=否；1=是。

另外在分析中還需要考量控制變量收入水平變量、父親受教育程度、母親的受教育程度以及學生成績情況，以檢驗家校關系相關變量的解釋性，同時也可以協(xié)助完善家校關系預測教育期望的模型。

三、研究發(fā)現

(一)描述性發(fā)現

表1給出了教育期望以及家校關系反應的一些基本信息，其中因變量為教育期望是連續(xù)性變量，均值為16年即被調查的孩子平均期望的受教育年限為16年。標準差為3表明數據之間的差異性相對較大。

表1 各變量的匯總和賦值

自變量主要包括兩個方面，相互溝通情況與家長認可情況。相互溝通主要表現在家長主動溝通頻次、老師主動溝通頻次以及溝通的情緒，家長認可情況主要包括家長認為老師有耐心和負責任兩部分。

家長主動溝通頻次與老師主動溝通頻次反映著家校關系中家長與學校溝通情況，家長主動溝通頻次的眾數為2～4次，中位數也是2～4次，呈現左偏態(tài)分布；老師主動溝通頻次的眾數為從來沒有，中位數為1次，呈現右偏態(tài)分布。家?；訒r雙方的狀態(tài)由家長在和老師交流中是否害怕呈現。其中家長在和老師交流中是否害怕均值為0.28、眾數與中位數為0。表明數據中回應不害怕的人數更多，是回應害怕人數的3倍左右。

家長認可老師的情況由家長認為老師是否對孩子有耐心和負責任來體現。家長認為老師是否對孩子有耐心的數據呈現出認為有耐心的人數更多，并占據絕大多數。同樣家長認為老師對孩子負責任的人數比認為不負責的更多，占絕大多數。

控制變量主要包括三個方面，分別是父母受教育程度、學生成績情況以及收入水平。其中父親受教育程度與母親受教育程度為定類變量，最小值為1代表沒有受過教育，最大值為9代表研究生及以上受教育水平。父親受教育程度平均情況是中學等級水平，母親受教育水平平均情況也為中學教育水平。收入水平的均值介于比較困難與中等水平，更偏向于中等水平人數。通過數學、語文、英語和成績的統(tǒng)計，被調查學生整體的學習情況可以呈現為，三門主科的學習難度上均表現為介于有點吃力和不吃力之間，語文的情況相對好一些。成績的自我評價上，普遍認為中等水平，眾數呈現為中上評價，表明學生之間差異較大。

家校關系相關變量在分別與教育期望進行相關性皮爾遜檢驗后，P值基本小于0.05，相關性高，僅有老師主動溝通頻次項的P=0.924 8>0.05，相關關系較弱。隨后將進一步分析自變量與教育期望間的影響作用。

(二)估計結果及分析

表2給出了家校關系對教育期望的估計情況，其中模型1是僅有控制變量的基礎模型，呈現了父母受教育程度、家庭收入與學生成績情況對教育期望的影響。模型2在基礎模型基礎上納入相互溝通情況，呈現了家校雙方主動溝通、溝通的情況對教育期望的影響；模型3加入了家長對老師的認可情況，以呈現信賴關系對家校關系的影響并估計對教育期望的變化。

表2 家校關系對教育期望的估計結果

1.母親發(fā)揮著更強的督促作用

模型1中控制變量中父母教育程度對家校關系的影響是顯著的，家庭收入與學生成績情況雖然不太顯著，但是結合后面的顯著性情況，可以粗略發(fā)現，家庭收入越高、學生的成績情況越好，則學生的教育預期越高。父母受教育程度與教育期望的關系為：父親的受教育程度每提升一個程度，則學生教育期望提升0.26年；母親的受教育程度每提升一個程度，則學生教育期望提升0.19年。由此假設1得以獲得數據解釋。

父親受教育程度以及母親受教育程度分為9個變量，從0～9受教育程度不斷加深。父母的受教育程度與教育期望之間均呈現出一種正相關關系。自身為研究生及以上程度的父親會使得學生教育期望提高將近2年；自身為研究生及以上程度的母親會使得學生教育期望提高1.6年。學生教育期望情況與上一代的教育獲得之間存在顯著地影響，這與“階層再生產理論”的精英階層資源傳遞以及理念傳遞的觀點一致。另外當父母的受教育程度顯示為高中及以下時，父母對子女的教育期望影響變弱，。在受教育程度較低的情況下，子女的教育期望年限受到母親受教育程度的影響略微高于父親，這可能反映出在基礎教育階段，在配合學校教育的家庭教育情景中，母親的督促作用強于父親。

2.相互溝通促進教育期望提升

模型2主要表現了相互溝通情況對教育期望的影響，在控制其他因素情況下，通過模型可以看出家長主動溝通起到正向作用，頻次越高對于教育期望年限的增長幅度越大，家長主動溝通“五次及以上”能夠增長學生1年的教育期望。

老師主動溝通頻次則相反，頻次越高對于教育期望年限反而產生負向作用。這與我國的教育實際情境是相符的，家長主動溝通往往意味著家長對學生教育重視程度，頻次越高則越重視。老師主動溝通則往往是要向家長傳遞學生在學校的不良情況，頻次越高，表明學生在校表現問題越多，家長所接收的負面信息越多。模型2中家長在和老師交流中是否害怕的變量，以情緒感受呈現雙方立體化的互動過程。在控制其他因素情況下，互動中反應情緒為害怕的家長相較于不害怕的那部分人，學生的教育期望年限更低。綜合來看，良性的家?；宇l次和互動情緒，會有助于學生教育期望的提升。

3.信任關系有助于提升教育期望

表2中模型3在溝通情況的基礎上，納入家長對老師的認可情況。表現出家長對學校的信任對學生教育期望的影響情況。數據顯示“家長認為老師是否對孩子負責”與“家長認為老師是否對孩子有耐心”變量對教育期望的影響是顯著的?？刂破渌兞恳蛩睾螅议L認可老師有耐心，學生教育期望會得到提升，比認為老師對孩子沒有耐心的提高了0.5年的教育期望年限；同樣家長認為老師比較負責的，學生教育期望也會獲得提升，提高了0.5年的教育期望年限。

家長認可老師，意味著家庭與學校情境中信任關系較強，這種關系的存在既便于學校規(guī)范和教育方式的擴展，在家庭領域中依然可以發(fā)揮作用。家庭教育與學校教育達成一致的教育理念，能夠有效統(tǒng)合兩個情境下的資源，促進教育期望的提升。

與家校關系相關的變量在教育追蹤數據中主要集中在溝通互動、認可信任兩個方面，通過嵌套模型的檢驗，逐步確定了涵蓋所有要素的模型3，其中解釋度為0.10，這意味著在有效樣本7 640中，家校關系相關變量的解釋力度為10%；方差膨脹因子為1.41，即解釋變量之間不存在多重共線性。假設2得到數據支持。

(三)家長期望的中介效應分析

表3展示的是中介效應的逐步歸回詳細結果。3個回歸模型的F檢驗結果均在0.001的水平上顯著 (P<0.001)，具有相對較好的擬合優(yōu)度。在每一步的回歸模型中，自變量和因變量之間基本存在顯著地相關關系，模型3中家長期望的納入將解釋力從0.106提高到了0.378。逐步回歸的結果初步表明研究變量間的中間效應模型是成立的，下面將繼續(xù)基于sobel與 bootstrap檢驗具體報告統(tǒng)計分析結果。

表3 家長期望中介效應回歸分析

表4呈現了以家校關系中溝通害怕情緒為自變量的sobel檢驗情況。其中家校關系中家長溝通的害怕情緒對教育期望的總效應是非常顯著的負向關系 (p= 4.5e-14<0.001)，其中家長溝通的害怕情緒對教育期望的直接效應同樣是非常顯著的負向關系(p=.000 571<0.001)。

表4 家校關系、家長期望對學生教育期望的影響及檢驗情況

家長溝通害怕情緒影響家長期望進而影響到學生教育期望的間接效應同樣是非常顯著的負向關系(P=0<0.001)。并且間接效應的負向影響是直接效應的1.6倍左右。中介效應的bootstrap檢驗分析結果表明，家長溝通害怕情緒影響家長期望進而作用于到學生教育期望表現的間接效應為-0.382，95%的置信區(qū)間內不包括0，因此在95%的置信區(qū)間上是顯著地。假設3及假設3-1獲得數據支持，“家校關系—家長期望—學生教育期望”的間接影響路徑同樣發(fā)揮著重要作用。

四、結論與討論

教育追蹤數據中的群體為八年級(初中)學生，受教育年限為8年，尚屬于我國基礎教育階段。以這部分學生群體和他們的家長、老師作為研究主體，研究發(fā)現家校關系這一學校教育與家庭教育之間的聯(lián)系紐帶，具備著影響學生教育期望以及未來教育獲得的能力。

研究的主要貢獻在于，嘗試揭示了家校關系作為紐帶性的存在，雖然沒有單純的家庭教育或者學校教育對學生的教育期望影響大，但家校關系同樣具有不可忽視的作用。合理的基礎教育本身是學校、家庭、社會三方的共同作用，家庭教育與學校教育之間需要有融洽、尊重的紐帶性存在，家校關系無疑有助于形成構建、融匯雙方理念以及相互補充的良性情境。

利用教育追蹤數據的數據分析結果，反思愛普斯坦重疊影響閾的相關理論發(fā)現：

第一，從家?；訝顩r和認可程度兩個具體方面看，家校關系對教育期望有顯著性影響。

第二，家校關系對教育期望的影響路徑，并非單一鏈式的，也存在“家校關系—家長期望—學生教育期望”的間接影響方式。

基于國情的實證分析發(fā)現，就重疊影響閾理論的外部結構而言，不同于家庭、學校、社區(qū)三者的共同影響，我國基礎教育階段主要反映為“家庭—學?！眱蓚€層面的重疊影響。其次該理論的內部認知結構為制約學校、家庭和社區(qū)三者的復雜人際關系和影響方式，但在我國“應試”教育為核心的制度背景下，需要克服的人際關系問題則主要呈現為“學校強勢、家長弱勢”“家長的教育責任依附于學校”，表現為家庭教育的附庸性。最后重疊影響理論本身突出的意義在于，改變了人們對家庭和學校影響孩子發(fā)展次序的理解，但中國的現實情境卻表現為在進入學校接受教育后，家庭往往退居二線，以額外補充學校教育未達和提供少量文化素養(yǎng)的身份偶現，其中文化素養(yǎng)的提供還會極大地受到父母本身教育水平的影響。

在無法改變應試教育背景的情況下，家庭教育既要與學校教育建立良好關系，也需要充分發(fā)揮其獨特性而非完全附庸于學校教育，在學生的多維培養(yǎng)上家庭教育是具備教育空間特征的。以家校關系、家庭教育、學校教育三者構建良性互動的情境，學生能夠潛移默化的樹立更高的教育期望目標，進而有助于他們在未來獲得更高教育成就。

本研究還存在如下一些局限。首先基于2015年中國教育追蹤調查數據，所呈現出的結果是靜態(tài)的情況。需要更多、更新的實時數據來豐富驗證這種變化是確實存在且合理的，這將有助于我們從一個動態(tài)的角度加深理解。其次探討家校關系所涉及的方面較大的依托于調查數據中所具有的資料，這導致有些與家校關系相關的因素沒有被涉及，以至于忽略了它們的作用，在以后的研究中將繼續(xù)予以關注。