雷萬(wàn)鵬 向 蓉

一、 問題緣起

家庭是影響兒童成長(zhǎng)的重要環(huán)境之一，家庭教育是影響兒童發(fā)展的關(guān)鍵因素。在2018年召開的全國(guó)教育大會(huì)上，習(xí)近平總書記指出：“家庭是人生的第一所學(xué)校，家長(zhǎng)是孩子的第一任老師，要給孩子講好‘人生第一課’，幫助扣好人生第一?？圩??！?1)習(xí)近平：《共同擔(dān)負(fù)起青少年成長(zhǎng)成年的責(zé)任》，《人民日?qǐng)?bào)》2018年9月14日，第2版。家庭教育作為現(xiàn)代教育體系的重要組成部分，與學(xué)校教育、社會(huì)教育共同構(gòu)成塑造人的教育體系，家庭教育質(zhì)量的提升對(duì)人與社會(huì)的發(fā)展有重要影響。

從現(xiàn)實(shí)來看，我國(guó)家庭教育發(fā)展與家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的提升依然面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，家長(zhǎng)教育意識(shí)與教育行為脫節(jié)、家長(zhǎng)教育觀念功利化、家長(zhǎng)教育素養(yǎng)不高等問題還普遍存在。長(zhǎng)期以來，家庭教育被視為家庭的“私事”。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展及家庭教育深層次問題的顯現(xiàn)，人們逐漸認(rèn)識(shí)到家庭教育不僅僅是私人問題，還關(guān)乎社會(huì)和諧穩(wěn)定與國(guó)家長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，家庭教育逐漸從“家事”變成“國(guó)事”。近年來，為全面強(qiáng)化和提高家長(zhǎng)的家庭教育主體責(zé)任與教育水平，教育部等部門相繼頒布《關(guān)于加強(qiáng)家庭教育工作的指導(dǎo)意見》《關(guān)于指導(dǎo)推進(jìn)家庭教育的五年規(guī)劃(2021—2025年)》；明確提出建立健全適應(yīng)城鄉(xiāng)發(fā)展、滿足家長(zhǎng)和兒童需求的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系，促進(jìn)家庭教育工作均衡深入發(fā)展，為營(yíng)造有利于兒童健康成長(zhǎng)的家庭和社會(huì)環(huán)境創(chuàng)造條件。特別是在“雙減”背景下，黨、國(guó)家和人民對(duì)家庭教育提出了更高要求，建立健全家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系，提升家長(zhǎng)的教育素養(yǎng)，顯得尤為重要。

阿馬蒂亞·森提出要對(duì)個(gè)體及其家庭的“可行能力”進(jìn)行社會(huì)投資，以此促進(jìn)家庭監(jiān)護(hù)能力與教育能力的提升(2)胡湛、彭希哲：《家庭變遷背景下的中國(guó)家庭政策》，《人口研究》2012年第2期。。Heckman(2007)構(gòu)建的“能力形成模型”指出，外部投資和社會(huì)干預(yù)是提升個(gè)體能力的重要途徑之一(3)J.J.Heckman,“The economics,technology,and neuroscience of human capability formation”,PNAS,Vol.104,No.33,2007,pp.13250-13255.。家庭教育指導(dǎo)服務(wù)主要有五方面的功能：一是挖掘家長(zhǎng)的教育潛力，二是提高家長(zhǎng)的教育意識(shí)，三是幫助家長(zhǎng)樹立正確的教育理念，四是幫助家長(zhǎng)獲得教育技能，五是預(yù)測(cè)父母行為的后果(4)R.Ailincai & A.Weil-Barais,“Parenting education:Which intervention model to use?”,Procedia-Social and Behavioral Sciences,Vol.106,2013,pp.2008-2021.。家長(zhǎng)的教育能力是影響兒童發(fā)展的重要因素，對(duì)家長(zhǎng)的指導(dǎo)可以有效幫助家長(zhǎng)形成正確的教養(yǎng)理念和養(yǎng)育子女的知識(shí)技能，抑制錯(cuò)誤的教養(yǎng)行為，從而減少兒童的問題行為并促進(jìn)兒童健康發(fā)展(5)A.R.Piquero,D.P.Farrington & B.C.Welsh,et al.,“Effects of early family/parent training programs on antisocial behavior and delinquency”,Journal of Experimental Criminology,Vol.5,No.2,2009,pp.83-120.。實(shí)證研究表明，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的投資回報(bào)率介于2%至17%之間，具有較高的投資回報(bào)率(6)S.Aos,P.A.Phipps,R.Barnoski & R.Lieb,The Comparative Costs and Benefits of Programs to Reduce Crime,Olympia,WA:Washington State Institute for Public Policy,2001,pp.234-238.。

《中華人民共和國(guó)家庭教育促進(jìn)法》明確指出“教育行政部門、婦女聯(lián)合會(huì)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)社會(huì)資源，協(xié)同推進(jìn)覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系建設(shè)”。這對(duì)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)提出機(jī)會(huì)普惠性和指導(dǎo)差異性兩方面的要求：一是家庭教育指導(dǎo)服務(wù)具有普惠性，必須惠及每一個(gè)家庭、每一個(gè)兒童，尤其要關(guān)注學(xué)困生、貧困生、農(nóng)村留守兒童、城市隨遷子女、離異家庭等處境不利兒童和家庭，應(yīng)以公平為基本價(jià)值取向，優(yōu)先滿足處境不利群體的基礎(chǔ)性需求，為這部分弱勢(shì)群體提供公共性、公益性的“兜底式”家庭教育指導(dǎo)服務(wù)。二是家庭教育指導(dǎo)服務(wù)應(yīng)滿足人民群眾多層次、多樣化需求，堅(jiān)持因材施教原則，為不同家庭提供精準(zhǔn)化指導(dǎo)。富有個(gè)性的家庭系統(tǒng)決定了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的特殊性和復(fù)雜性，應(yīng)變革家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的供給方式，提供豐富、多元、優(yōu)質(zhì)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)產(chǎn)品，以回應(yīng)不同家庭的需求和偏好，提高家庭教育指導(dǎo)服務(wù)效果。

國(guó)際社會(huì)對(duì)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的重要性已達(dá)成共識(shí)，美國(guó)的“早期開端計(jì)劃”、澳大利亞的“積極教養(yǎng)計(jì)劃”、法國(guó)的“明智育兒項(xiàng)目”、英國(guó)的“確保開端計(jì)劃”等均屬于家庭教育指導(dǎo)服務(wù)項(xiàng)目。整體來看，我國(guó)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)還處于萌芽階段，以家長(zhǎng)會(huì)、專家講座等集體指導(dǎo)形式為主，“家長(zhǎng)學(xué)?！钡墓δ馨l(fā)揮極為有限(7)許璐穎、周念麗：《學(xué)前兒童家長(zhǎng)親職教育現(xiàn)狀與需求》，《學(xué)前教育研究》2016年第3期。。此外，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)內(nèi)容零散，無法滿足家庭需求(8)邊玉芳、張馨宇：《新時(shí)代我國(guó)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系：內(nèi)涵、特征與構(gòu)建策略》，《中國(guó)電化教育》2021年第1期。，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)途徑不靈活，指導(dǎo)對(duì)象缺乏針對(duì)性(9)吳艷、吳穎婷：《上海市小學(xué)家庭教育指導(dǎo)的現(xiàn)狀調(diào)查》，《教育學(xué)術(shù)月刊》2021年第1期。。究其原因，一方面，家長(zhǎng)對(duì)自身教育素養(yǎng)和家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的重要性認(rèn)識(shí)不足，投資家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的積極性不高。另一方面，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)作為一項(xiàng)社會(huì)支持政策，仍停留在倡導(dǎo)層面，一直被視為是一個(gè)“軟任務(wù)”，而不是“硬制度”(10)錢潔、陳漢民：《家庭教育指導(dǎo):急需個(gè)性化和科學(xué)化》，《教育科學(xué)研究》2018年第5期。。如何拓展家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的覆蓋面，不斷提升家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的質(zhì)量與效果，是構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系的關(guān)鍵。

在家庭教育日益得到各界高度關(guān)注的當(dāng)下，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)提升家長(zhǎng)教育素養(yǎng)產(chǎn)生了怎樣的影響？不同家長(zhǎng)的獲益機(jī)會(huì)與效果是否存在差異？本文基于湖北省8市18縣(區(qū))1850個(gè)家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用普通最小二乘法、準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的傾向得分匹配法及異質(zhì)性的分位數(shù)回歸等方法，實(shí)證分析了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響及其差異性，以期為相關(guān)政策制定提供有益啟示。

二、 研究設(shè)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2019年6月至8月華中師范大學(xué)課題組對(duì)湖北省8市18縣(區(qū))進(jìn)行的調(diào)研。湖北省地處中部地區(qū)，是教育大省，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地理差異、教育發(fā)展形態(tài)和人口特征看，能夠較好地反映中西部地區(qū)特征。近年來，湖北省相繼出臺(tái)了《家庭教育指導(dǎo)與服務(wù)“十三五”規(guī)劃》《湖北省家庭教育促進(jìn)條例》等家庭教育政策，在構(gòu)建家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系方面進(jìn)行了卓有成效的探索。比如，通過打造“家愛學(xué)院”網(wǎng)上家長(zhǎng)學(xué)校，持續(xù)推進(jìn)“家庭教育楚天行”；通過“湖北省家風(fēng)家教實(shí)踐基地”和示范家長(zhǎng)學(xué)校開展“家庭教育公益大講堂”“荊楚好父母”“家教萬(wàn)里行”等豐富多彩的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)活動(dòng)，有效提升了家長(zhǎng)的教育素養(yǎng)。因此，基于湖北省的調(diào)研具有相當(dāng)?shù)牡湫托院痛硇浴?/p>

本次抽樣分四個(gè)步驟：首先，按照社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及地理位置等因素選取湖北省8個(gè)樣本市；其次，在每個(gè)市內(nèi)根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平選取經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中等及相對(duì)貧困縣各一個(gè)；再次，在樣本縣分別選取城關(guān)鎮(zhèn)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中等及經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)鄉(xiāng)鎮(zhèn)各一個(gè)；最后，采用非概率抽樣中的偶遇抽樣方法，即研究者在鄉(xiāng)鎮(zhèn)中選擇30至50個(gè)容易找到的或者偶然遇到的家庭進(jìn)行入戶調(diào)查。調(diào)研分別設(shè)計(jì)了家長(zhǎng)問卷和學(xué)生問卷，并將兩者一一匹配，形成“家長(zhǎng)-學(xué)生”數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二) 變量界定

1. 被解釋變量

本文被解釋變量為家長(zhǎng)教育素養(yǎng)，其量表參考育兒勝任力模型中的家長(zhǎng)教育素養(yǎng)分量表(11)B.D.Johnson,L.D.Berdahl & M.Horne,et al.,“A Parenting Competency Model”,Parenting:Science and Practice,Vol.14,No.2,2014,pp.92-120.，采用“翻譯-回譯”的方式，在保持與原量表內(nèi)容一致的前提下，對(duì)其進(jìn)行本土化表達(dá)形成五點(diǎn)計(jì)分量表。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，量表的Cronbach α系數(shù)為0.932，KMO值為0.948，表明量表具有較高的信效度。量表共24個(gè)題項(xiàng)，分為家庭教育觀念、家庭教育知識(shí)、家庭教育能力三個(gè)子維度。家長(zhǎng)教育素養(yǎng)及其子維度得分均值(1—5)代表家長(zhǎng)教育素養(yǎng)狀況，均值越大，代表家長(zhǎng)教育素養(yǎng)越高。

2. 核心解釋變量

本文核心解釋變量是家庭教育指導(dǎo)服務(wù)。問卷中詢問了家長(zhǎng)“您有沒有接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)？”答案為二分變量(有=1，沒有=0)。在傾向值匹配分析中，沒有接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)為控制組，接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)為處理組。其中接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)比例為40%。

樣本信息顯示，從指導(dǎo)服務(wù)形式看，參加家長(zhǎng)會(huì)占32.19%，家庭教育講座占20.84%，開展親子活動(dòng)占13.88%，QQ或微信群的資源共享占13.76%，家長(zhǎng)學(xué)校占6.91%，家庭訪問占5.56%，電話指導(dǎo)占3.82%，個(gè)別指導(dǎo)占3.03%。從指導(dǎo)服務(wù)內(nèi)容看，有關(guān)家庭教育方法的占28.73%，有關(guān)家長(zhǎng)教育觀念的占24.09%，有關(guān)家庭教育知識(shí)、家庭教育策略、家庭教育能力的分別占23.10%、12.94%、11.14%。從家庭教育指導(dǎo)服務(wù)存在的問題看，主要集中在三個(gè)方面，即指導(dǎo)內(nèi)容服務(wù)太理論化(33.53%)、指導(dǎo)服務(wù)活動(dòng)形式單一(27.97%)、指導(dǎo)者專業(yè)化水平不高(20.66%)。這表明家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系的可及性和覆蓋面不夠，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的質(zhì)量有待進(jìn)一步提升。

3. 協(xié)變量

基于已有研究及課題組田野調(diào)查，本文選擇了可能會(huì)同時(shí)影響家長(zhǎng)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)機(jī)會(huì)獲得和家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的因素作為協(xié)變量。(1)家長(zhǎng)年齡。有研究顯示，母親年齡越大，心理越成熟、經(jīng)驗(yàn)越豐富、生活越富裕，她們教育子女的能力可能會(huì)越強(qiáng)(12)J.Hardy,N.M.Astone & J.Brooks-Gunn,et al.,“Like mother,like child:Intergenerational patterns of age at first birth and associations with childhood and adolescent characteristics and adult outcome in the second generation”,Developmental Psychology,Vol.34,No.6,1998,pp.1220-1232.。(2)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。相對(duì)而言，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家長(zhǎng)有更多時(shí)間和經(jīng)濟(jì)資本去提升自己，其教育素養(yǎng)也更高(13)A.V.McGillicuddy-DeLisi,“Parental beliefs about developmental processes”,Human Development,Vol.25,No.3,1982,pp.192-200.。本文選擇父母雙方教育水平較高一方的受教育年限、父母雙方職業(yè)水平較高一方的職業(yè)得分、家庭經(jīng)濟(jì)狀況得分、家庭文化資源得分四個(gè)變量計(jì)算得出的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為協(xié)變量(14)計(jì)算公式為：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位=(β1*edu+β2*ocup+β3*eco+β4cul)/γ，β1-β4分別代表受教育水平、職業(yè)得分、家庭經(jīng)濟(jì)狀況得分、家庭文化資源得分四個(gè)指標(biāo)的因子載荷系數(shù)，γ為主因子特征值。其中，父母的職業(yè)參照中國(guó)社科院在《中國(guó)社會(huì)分層研究報(bào)告》的職業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，從低到高分別賦值為“1分(無業(yè)、待業(yè))-10分(黨政干部)”，取父母雙方職業(yè)得分較高一方納入計(jì)算。家庭經(jīng)濟(jì)狀況用“一張供學(xué)習(xí)使用的書桌”“一個(gè)孩子單獨(dú)的房間”“一臺(tái)可使用的電腦”作為測(cè)量指標(biāo)，“有”賦值1，“沒有”賦值0，加總分?jǐn)?shù)為經(jīng)濟(jì)狀況得分。家庭文化資源得分用經(jīng)典文學(xué)作品(如《西游記》)、古詩(shī)詞(如《唐詩(shī)三百首》)、藝術(shù)品(如畫作、雕塑)、教輔讀物(如課外書、參考書)、字典詞典作為測(cè)量指標(biāo)，“有”賦值1，“沒有”賦值0，加總分?jǐn)?shù)為家庭文化資源得分。。(3)家庭結(jié)構(gòu)。實(shí)證研究表明，單親家庭由于家庭結(jié)構(gòu)不完整，家庭教育功能出現(xiàn)缺損，由此也影響親子互動(dòng)、父母監(jiān)督、學(xué)業(yè)輔導(dǎo)(15)P.R.Amato,“The consequences of divorce for adults and children”,Journal of Marriage and Family,Vol.62,No.4,2000,pp.1269-1287.。根據(jù)王躍生(2013)和吳愈曉、王鵬、杜思佳(2018)對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的劃分，本文將家庭結(jié)構(gòu)分為雙親缺席家庭、單親家庭、雙親家庭三類(16)參考吳愈曉等對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的劃分，父母雙方均不和孩子同住的為雙親缺席家庭、孩子僅與母親一起居住或者孩子僅與父親一起居住的為單親家庭、孩子與父母雙方共同居住的為雙親家庭。，以雙親家庭為參照組。(4)城鄉(xiāng)分布。養(yǎng)育行為存在明顯的城鄉(xiāng)差異，城市家長(zhǎng)的教育知識(shí)水平普遍較高，這在一定程度上能夠保證養(yǎng)育行為的“質(zhì)量”可能會(huì)好于農(nóng)村地區(qū)(17)李英、賈米琪、鄭文廷、湯蕾、白鈺：《中國(guó)農(nóng)村貧困地區(qū)兒童早期認(rèn)知發(fā)展現(xiàn)狀及影響因素研究》，《華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)》(教育科學(xué)版)2019年第3期。。城鄉(xiāng)為二分變量，以戶口所在地為劃分依據(jù)，城市為設(shè)立市的市區(qū)和縣政府所在的建制鎮(zhèn)(城關(guān)鎮(zhèn))，村為非縣政府所在的建制鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村，以農(nóng)村為參照組。(5)父母外出務(wù)工。改革開放以來，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及城鎮(zhèn)化進(jìn)程的快速推進(jìn)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力不斷向城市地區(qū)和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng)，由此形成了大量外出務(wù)工人員，他們整體呈現(xiàn)出教育素養(yǎng)不高和接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的情況不佳等問題(18)李楊、任金濤：《中國(guó)流動(dòng)、留守兒童的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)現(xiàn)狀與建議》，《首都師范大學(xué)學(xué)報(bào)》(社會(huì)科學(xué)版)2013年第5期。。具體操作中，父母外出務(wù)工為二分變量，以父母未外出務(wù)工為參照。(6)參與家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的意愿。參與意愿不僅會(huì)影響家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的選擇，還會(huì)影響家庭教育指導(dǎo)服務(wù)效果，應(yīng)加以考量。(7)家長(zhǎng)工作之余的自我發(fā)展。家長(zhǎng)在工作之余的學(xué)習(xí)，是家長(zhǎng)對(duì)自身人力資本投資的途徑，也是其不斷積累文化資本的重要過程(19)雷萬(wàn)鵬、向蓉：《學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)提升之家庭歸因——基于中國(guó)PISA 2015數(shù)據(jù)的分析》，《全球教育展望》2020年第9期。。具體操作中，本文將該變量設(shè)定為二分變量，工作之余有自我發(fā)展活動(dòng)為1，沒有自我發(fā)展活動(dòng)為0。

(三) 研究方法

首先，我們要分析接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)與未接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)在個(gè)體特征和家庭背景方面是否存在差異，以此了解兩類群體的基本特征是否匹配。在此基礎(chǔ)上，采用Logit估計(jì)方法考察家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的影響因素。

其次，為了精確地評(píng)估家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響，我們同時(shí)采用了OLS估計(jì)方法和傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，以下簡(jiǎn)稱PSM)。家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的決策并非隨機(jī)，受到個(gè)體因素、家庭因素等可觀測(cè)特征的影響。為探索家庭教育指導(dǎo)服務(wù)與家長(zhǎng)教育素養(yǎng)之間的因果關(guān)系，本文采用Rosenbaum和Rubin(1985)提供的傾向得分匹配法(20)P.R.Rosenbaum & D.B.Rubin,“Constructing a control group using multivariate matched sampling models that incorporate the propensity score”,American Statistician,Vol.39,No.1，1985,pp.33-38.，以處理選擇性偏誤問題。傾向得分匹配法的基本原理是：為接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)i找到一個(gè)在可觀測(cè)特征上近似但未接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)，將該個(gè)體作為家長(zhǎng)i的反事實(shí)樣本，同時(shí)基于對(duì)結(jié)果均值的比較，實(shí)現(xiàn)平均處理效應(yīng)的估計(jì)。我們將接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的平均處理效應(yīng)記為處理組的平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect Treated，簡(jiǎn)記為ATT)，模型如下：

ATT=E{E[Guide1i-Guide0i|Di=1,p(Xi)]}

其中，Guide1i和Guide0i分別表示家長(zhǎng)個(gè)體i接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)和未接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)兩種情況下家長(zhǎng)教育素養(yǎng)得分，Di為處理變量，表示家長(zhǎng)是否接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的虛擬變量，如果家長(zhǎng)i接受了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)，則Di=1，反之Di=0。p(Xi)為傾向得分值，表示在控制樣本特征協(xié)變量X的情況下，家長(zhǎng)i接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的條件概率。本文主要采用k近鄰匹配方法，并運(yùn)用半徑匹配以及非參數(shù)核匹配方法對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

最后，為檢驗(yàn)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)影響的異質(zhì)性，本文采用Koenker和Bassett(21)R.Koenker & J.G.Bassett,“Regression quantiles”,Econometrica,Vol.46,No.1,1978,pp.33-50.提出的分位數(shù)回歸估計(jì)方法，模型如下：

β1表示家庭教育指導(dǎo)服務(wù)Guideit的邊際變化對(duì)家長(zhǎng)在Qτ分位點(diǎn)上教育素養(yǎng)的邊際影響。Qτ表示分位數(shù)，一般取值在0.1—0.9之間，取值越高表明家長(zhǎng)教育素養(yǎng)分位越高(如0.9表示教育素養(yǎng)排前10%的家長(zhǎng))。

三、 實(shí)證結(jié)果

(一) 樣本的描述性特征

表1顯示，接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)與未接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)在家長(zhǎng)個(gè)體特征和家庭特征方面存在明顯差異。相較于未接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)，接受過家庭教育指導(dǎo)的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更高，城市家長(zhǎng)占比更大，參與意愿更強(qiáng)烈，且均在0.1%的水平上顯著。數(shù)據(jù)顯示，接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)，其教育素養(yǎng)總體水平顯著高于未接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)。從家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的三個(gè)子維度來看，接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)在家庭教育觀念、家庭教育知識(shí)、家庭教育能力上的得分分別高0.12分、0.21分、0.17分。

(二) 影響家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的因素：基于Logit模型的估計(jì)

表2中，Logit回歸結(jié)果顯示，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、城鄉(xiāng)分布、家長(zhǎng)參與意愿對(duì)其接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)有顯著影響。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每提高一個(gè)單位，家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率增加11%，即家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率越高。城市家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率比農(nóng)村家長(zhǎng)顯著高33.7%。家長(zhǎng)參與家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的意愿每增加一個(gè)單位，家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率增加43.2%，這表明家長(zhǎng)參與家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的意愿越強(qiáng)烈，越有可能接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)。此外，家長(zhǎng)年齡、家庭結(jié)構(gòu)、父母是否外出務(wù)工、工作之余是否有自我發(fā)展活動(dòng)對(duì)家長(zhǎng)是否接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)沒有顯著影響。

表1 變量描述

表2 接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的影響因素

(三) 家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響：基于PSM模型估計(jì)

1. 協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)

協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)關(guān)注的是具有相同傾向得分的家長(zhǎng)在接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)上是否遵循隨機(jī)分配，即接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)與未接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)應(yīng)該具有相似的個(gè)體特征，從而保證平均處理效應(yīng)估計(jì)的準(zhǔn)確性。從表3提供的k近鄰匹配的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果可知，數(shù)據(jù)平衡后各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化平均值差異均小于5%，各協(xié)變量的偏誤均實(shí)現(xiàn)了不同程度的削減。其中，單親家庭實(shí)現(xiàn)了最大幅度的偏誤削減，降幅達(dá)到了201.8%，而父母是否外出務(wù)工的偏誤削減幅度最小，降幅為2.8%。從t檢驗(yàn)來看，匹配后協(xié)變量的p值增大且均大于0.05，說明數(shù)據(jù)匹配結(jié)果接受處理組與控制組之間不存在顯著差異的原假設(shè)，數(shù)據(jù)匹配消除了接受家庭教育指導(dǎo)和未接受家庭教育指導(dǎo)在可觀測(cè)特征上的顯著差異，這表明本研究滿足了平衡性假設(shè)。家長(zhǎng)教育素養(yǎng)匹配前后核密度函數(shù)估計(jì)圖顯示(22)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)匹配前后核密度函數(shù)估計(jì)圖備索。，數(shù)據(jù)匹配后，處理組與控制組變得相對(duì)擬合與聚攏，重疊區(qū)域也變得寬泛，處理組與控制組傾向得分的部分形態(tài)已經(jīng)非常接近。因此，通過數(shù)據(jù)匹配能夠消除家長(zhǎng)在可觀測(cè)特征上的組間差異，匹配過程明顯修正了兩組樣本傾向得分的分布偏差，匹配效果理想，滿足了共同支撐假設(shè)。

表3 協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)

2. PSM估計(jì)結(jié)果

本文采用k近鄰匹配法(k=4)估計(jì)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響，并采用半徑(卡尺)匹配和核匹配檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示。第一，對(duì)比匹配前后各維度的平均處理效應(yīng)，我們可以發(fā)現(xiàn)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)、家庭教育觀念、家庭教育知識(shí)、家庭教育能力的平均處理效應(yīng)均有所減小，這意味著選擇性偏差高估了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)及其子維度的效應(yīng)；第二，總體來看，接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)，其在教育素養(yǎng)相應(yīng)維度上的得分在匹配后均高于未接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)，這表明接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)在教育素養(yǎng)優(yōu)于未接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)；第三，從接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的平均處理效應(yīng)來看，接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響在不同維度上存在差異，其中，接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)的家庭教育知識(shí)的正向影響最明顯，平均處理效應(yīng)達(dá)到0.113，對(duì)家庭教育觀念的影響次之，對(duì)家庭教育能力的影響最?。坏谒?，從穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來看，半徑匹配和核匹配在估計(jì)結(jié)果上與k近鄰匹配估計(jì)結(jié)果較為一致，這表明本研究所使用模型及研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響

(四) 家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)影響的異質(zhì)性分析

表5報(bào)告了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)影響的均值效應(yīng)和異質(zhì)性效應(yīng)。分位數(shù)回歸中，我們分別選取了10、25、50、75以及90家長(zhǎng)教育素養(yǎng)分位點(diǎn)，依次表示家長(zhǎng)在低、中低、中位數(shù)、中高以及高教育素養(yǎng)上的水平，采用自舉法反復(fù)抽樣500次進(jìn)行回歸。OLS回歸結(jié)果顯示，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)及子維度均有顯著正向作用，接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)在家庭教育素養(yǎng)得分上比未接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)高出0.105個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的影響效應(yīng)隨著家長(zhǎng)教育素養(yǎng)分位的提高，呈現(xiàn)先上升后小幅波動(dòng)的態(tài)勢(shì)。值得關(guān)注的是，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)教育素養(yǎng)低(10分位)的家長(zhǎng)效應(yīng)不顯著，對(duì)教育素養(yǎng)中高(75分位)的家長(zhǎng)受益較大。就家庭教育觀念看，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家庭教育觀念呈“倒V”型關(guān)系：隨著家庭教育觀念分位點(diǎn)的上升，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的影響效應(yīng)先上升再下降，“倒V”型曲線的拐點(diǎn)出現(xiàn)在75分位上，且家庭教育指導(dǎo)服務(wù)僅對(duì)家庭教育觀念75分位上的家長(zhǎng)有顯著正向作用，影響效應(yīng)為0.145。就家庭教育知識(shí)來看，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)不同家庭教育知識(shí)水平的家長(zhǎng)均有顯著積極影響，且效應(yīng)值較大(0.09以上)。此外，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的效應(yīng)隨家庭教育知識(shí)水平的提高不斷增強(qiáng)。就家庭教育能力而言，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家庭教育能力呈“倒V”型關(guān)系，隨著家庭教育觀念分位點(diǎn)的上升，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的影響效應(yīng)先上升再下降，其中家庭教育能力在75分位點(diǎn)的家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的收益達(dá)到了0.151，且家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家庭教育能力中低及以下(25分位及以下)的家長(zhǎng)沒有顯著影響。

表5 家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)影響的分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

四、 結(jié)論與建議

構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系，提升家長(zhǎng)教育素養(yǎng)是促進(jìn)我國(guó)教育治理體系和治理能力現(xiàn)代化的必然要求?；诤笔?市18縣(區(qū))1850個(gè)家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用普通傾向得分匹配法及分位數(shù)回歸等方法，本文實(shí)證檢驗(yàn)了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響，結(jié)果如下：

第一，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)有助于提升家長(zhǎng)教育素養(yǎng)。OLS和PSM估計(jì)結(jié)果顯示，接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)在家庭教育素養(yǎng)、家庭教育觀念、家庭教育知識(shí)、家庭教育能力上均優(yōu)于未接受過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的家長(zhǎng)。家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響效益為0.105，在處理了個(gè)體因素、家庭因素等因素帶來的選擇性偏誤問題后，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響效益為0.072。這一結(jié)論不僅用實(shí)證數(shù)據(jù)驗(yàn)證了有關(guān)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)能提升家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的觀點(diǎn)，也進(jìn)一步說明了家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的重要性，為構(gòu)建家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系提供了重要參考。

第二，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)機(jī)會(huì)的獲得存在不均衡性。Logit模型估計(jì)結(jié)果顯示，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、城鄉(xiāng)分布、參與意愿對(duì)家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)有著重要影響。與農(nóng)村家長(zhǎng)相比，城市家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率要顯著高33.7%，且隨著家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升，家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率不斷增加。家長(zhǎng)迫切需要權(quán)威性的專業(yè)指導(dǎo)，但是城鄉(xiāng)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)發(fā)展的不平衡不充分的現(xiàn)實(shí)境況，制約了農(nóng)村家長(zhǎng)對(duì)于高質(zhì)量家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的獲得。為此，構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系就成了新時(shí)代家庭教育事業(yè)發(fā)展的核心任務(wù)之一。

第三，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)教育素養(yǎng)低(10分位)的家長(zhǎng)不具有顯著影響，對(duì)教育素養(yǎng)處于中高水平(75分位)的家長(zhǎng)均有顯著正向影響，且影響效應(yīng)較大，均在0.14以上。具體而言，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)家庭教育知識(shí)的影響效應(yīng)呈直線上升的趨勢(shì)，對(duì)家庭教育觀念和家庭教育能力的影響呈“倒V”型曲線，“倒V”型曲線的拐點(diǎn)出現(xiàn)在75分位上，并且投入更多時(shí)間精力接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)不會(huì)拉開家長(zhǎng)在低-高家庭教育觀念和家庭教育能力上的組內(nèi)差距?？傮w而言，教育素養(yǎng)低的家長(zhǎng)缺乏主動(dòng)學(xué)習(xí)家庭教育知識(shí)的意愿和能力，往往以被動(dòng)心態(tài)接受公益性指導(dǎo)，加之他們既有知識(shí)儲(chǔ)備少，對(duì)新知識(shí)的接受能力較弱，家庭教育素養(yǎng)難以快速出現(xiàn)增值，形成家庭教育指導(dǎo)效果的“地板效應(yīng)”。對(duì)于教育素養(yǎng)中高水平的家長(zhǎng)而言，他們本身對(duì)家庭教育的重要性有深刻認(rèn)識(shí)，往往主動(dòng)增能，能快速吸收、消化、內(nèi)化指導(dǎo)內(nèi)容，因此對(duì)這部分具備一定家庭教育知識(shí)但仍存在進(jìn)步空間的群體來說，只需略加指導(dǎo)即可取得較高收益。相反，對(duì)教育素養(yǎng)處于高水平的家長(zhǎng)而言，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)提供的知識(shí)可能因觸及發(fā)展“天花板”而改善空間較小。這表明，應(yīng)該提供差異化家庭教育指導(dǎo)服務(wù)，尤其關(guān)注教育素養(yǎng)處于低水平的家長(zhǎng)。

從實(shí)踐意義上看，本研究具有重要的政策意涵。一是為弱勢(shì)群體提供補(bǔ)償性指導(dǎo)，保證所有家庭都能公平地獲得家庭教育指導(dǎo)服務(wù)機(jī)會(huì)。本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家長(zhǎng)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的概率顯著較低，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)應(yīng)向農(nóng)村、經(jīng)濟(jì)困難、教育素養(yǎng)低的弱勢(shì)家長(zhǎng)傾斜，保障處境不利家長(zhǎng)接受家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的機(jī)會(huì)。羅爾斯提出通過差別原則和弱勢(shì)補(bǔ)償原則來改善“最不利者”的處境，實(shí)行對(duì)弱勢(shì)群體的“優(yōu)先扶持”，縮小他們與其他人之間的差距(23)[美]約翰·羅爾斯：《正義論》，何懷宏等譯，北京：中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，1988年，第8頁(yè)。。作為社會(huì)治理體系中的重要一環(huán)，需以公平為基本價(jià)值取向，優(yōu)先滿足弱勢(shì)群體的基礎(chǔ)性需求，為弱勢(shì)群體提供更充足、更有質(zhì)量的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)。二是創(chuàng)新家庭教育指導(dǎo)服務(wù)形式，回應(yīng)家長(zhǎng)的多樣化需求。調(diào)查顯示，湖北省家庭教育指導(dǎo)服務(wù)以家長(zhǎng)會(huì)、家庭教育講座等集體形式為主，指導(dǎo)活動(dòng)形式單一也是目前家庭教育指導(dǎo)服務(wù)存在的主要問題之一。提供多樣化家庭教育指導(dǎo)服務(wù)是回應(yīng)家庭需求和偏好的重要路徑，也是提高家庭教育指導(dǎo)服務(wù)接受率的重要策略。首先，充分利用已有的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)模式，通過家長(zhǎng)會(huì)、講座、沙龍、閱讀、觀摩、分享、角色扮演、親子活動(dòng)等集體指導(dǎo)服務(wù)方式，擴(kuò)大家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的覆蓋面。其次，增加家訪、電話指導(dǎo)、個(gè)人咨詢等個(gè)別指導(dǎo)服務(wù)方式，提升家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的針對(duì)性和有效性。再次，伴隨著互聯(lián)網(wǎng)、手機(jī)網(wǎng)絡(luò)、多媒體通信、人工智能等技術(shù)的發(fā)展，通過信息化開發(fā)家庭教育資源、優(yōu)化家庭教育指導(dǎo)服務(wù)過程，把傳統(tǒng)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)升級(jí)為移動(dòng)指導(dǎo)、遠(yuǎn)程指導(dǎo)，打破時(shí)空限制，滿足家長(zhǎng)不斷增加的多樣化指導(dǎo)服務(wù)需求。三是“因類型施教”，提升家庭教育指導(dǎo)服務(wù)的精準(zhǔn)性和有效性。第一，根據(jù)不同兒童和家庭的特征，對(duì)家庭教育指導(dǎo)服務(wù)對(duì)象進(jìn)行細(xì)化和分類，分析不同類型兒童和家庭的共性和個(gè)性，實(shí)施分類指導(dǎo)、分層服務(wù)、分步推進(jìn)，建立和健全兼顧全面、重點(diǎn)突出、分層分類的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系。第二，精準(zhǔn)定位家庭教育重點(diǎn)問題，分專題進(jìn)行指導(dǎo)服務(wù)。要科學(xué)調(diào)研家庭教育存在的主要問題和亟待解決的關(guān)鍵問題，從解決問題的角度有針對(duì)性地設(shè)計(jì)指導(dǎo)服務(wù)內(nèi)容，使每次指導(dǎo)服務(wù)都能突出重點(diǎn)，如此既能將有限的教育資源發(fā)揮最大的效用，又能解決家庭教育問題以提高指導(dǎo)服務(wù)效果。