許文彬， 李沛文

(廈門大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 福建 廈門 361005)

一、導(dǎo)論

2021年7月24日，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》，明確提出“要有效減輕義務(wù)教育階段學(xué)生的校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)”。中小學(xué)生的校外教育監(jiān)管被納入規(guī)范化的教育監(jiān)管體系內(nèi)，體現(xiàn)了政府決策部門對近年來出現(xiàn)的校外教育過度競爭、導(dǎo)致中小學(xué)生校外教育壓力過大現(xiàn)象的關(guān)切和糾偏。

根據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，家庭教育支出可以分為三類：校內(nèi)教育支出、校外教育支出及其他費(fèi)用。對于同一教育階段的孩子而言，校內(nèi)教育支出的區(qū)別不大，真正拉開家庭教育支出差距的，是市場提供的校外教育，如課外輔導(dǎo)班、興趣班等。2020年發(fā)布的《中國教育財(cái)政家庭調(diào)查數(shù)據(jù)(2019) 》[1]表明：2017年，全國約有38%的中小學(xué)生參加了學(xué)科補(bǔ)習(xí)班，其中小學(xué)生占比33.4%，初中生43.7%，高中生48.2%，全國平均的學(xué)科補(bǔ)習(xí)費(fèi)用為每人1982元/年；全國約有21.7%的中小學(xué)生參加了各類興趣班，其中小學(xué)生參與率達(dá)到27.9%，初中生參與率16.2%，高中生參與率14.6%，全國平均的興趣班支出為每人773元/年。簡單累加兩類(不考慮因參加校外培訓(xùn)而導(dǎo)致的交通、學(xué)具教具等其他開支)，全國平均校外教育支出就達(dá)到了每人2755元/年。對比2017年全國居民人均可支配收入25974元，不難發(fā)現(xiàn)，即使按最樂觀的估算：兩大兩小的四口之家，兩個(gè)大人都有收入，兩個(gè)小孩為學(xué)齡兒童，校外教育支出也超過了家庭可支配收入的10%；并且，隨著三胎政策的推行，未來學(xué)齡兒童的數(shù)量還將持續(xù)上升，從而持續(xù)拉抬校外教育支出在家庭可支配收入中的占比。由此可見，校外教育支出已經(jīng)成為我國城鎮(zhèn)家庭收入預(yù)算的重要組成部分，并且將在未來的家庭資產(chǎn)配置中占據(jù)越來越重要的地位。

從理性角度看，教育支出本質(zhì)上是一種人力資本投資，其主要決定因素應(yīng)是教育收益率，即當(dāng)期教育支出對孩子未來人力資本提升的邊際貢獻(xiàn)。但現(xiàn)實(shí)狀況并非如此：(1)客觀上看，由于中國經(jīng)濟(jì)日新月異的發(fā)展，家庭往往無法對孩子未來的就業(yè)和收入狀況進(jìn)行穩(wěn)定性預(yù)期，這使純粹理性的人力資本投資決策面臨比較大的(比西方國家大得多)限制；(2)主觀上看，作為人情社會的典范，中國家庭間的社會互動頻度及相互影響程度遠(yuǎn)較西方國家為大，這產(chǎn)生了很大的連帶外部效應(yīng)(network externality)，在教育支出上的主要體現(xiàn)則是加強(qiáng)需求型的攀比效應(yīng)(bandwagon effect)。事實(shí)上，當(dāng)前人們已習(xí)以為常的以升學(xué)和取得更高學(xué)歷為榮的社會風(fēng)氣，是在1999年高考擴(kuò)招、數(shù)年之后大學(xué)畢業(yè)生數(shù)量快速增長的背景下才逐漸形成的。在此之前，1980年代的“讀書無用論”、1990年代的“中專落榜才上高中”、甚至更早之前社會風(fēng)傳的“學(xué)好數(shù)理化走遍天下都不怕”，都曾深刻影響了一代(甚至不止一代)人的教育選擇；而這些社會思潮和風(fēng)氣，正是通過家庭間的社會互動深入人心、進(jìn)而影響到家庭的現(xiàn)實(shí)教育決策的。因此，社會互動之于家庭教育支出決策，具有重要的決定作用，而這也是“中國特色”的一個(gè)重要體現(xiàn)。

如上所述，作為傳統(tǒng)的人情社會典范，中國城鎮(zhèn)家庭彼此之間的社會互動引致的相互攀比，本就比歐美家庭表現(xiàn)更為顯著；而數(shù)十年經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展帶來的家庭可支配收入的快速增長、對血緣代際傳承的高度重視以及互聯(lián)網(wǎng)背景下的信息極速傳播，經(jīng)濟(jì)、文化、技術(shù)三方面因素相互疊加，更使我國城鎮(zhèn)家庭教育支出的相互影響和相互攀比，成為當(dāng)下愈演愈烈的一股時(shí)代潮流。如果說，中國家庭以往在教育支出上的攀比效應(yīng)更多體現(xiàn)為被動式的“隨大流”的話；那么，當(dāng)前日益嚴(yán)峻的貧富差距和就業(yè)狀況則使越來越多家庭開始主動地加入教育支出的“內(nèi)卷”。城鎮(zhèn)家庭間因社會互動而導(dǎo)致教育“內(nèi)卷”，于是成為當(dāng)前極具中國特色的社會現(xiàn)象；在此背景下，“再窮不能窮教育”已經(jīng)從國家的教育政策口號，逐漸演化成為城鎮(zhèn)家庭的資產(chǎn)配置原則。

然而，漸成惡性攀比的校外家庭教育支出，除了迅速擴(kuò)容了教育資本市場、催生出一大批校外教育機(jī)構(gòu)外，其在宏觀上對我國人力資本的整體提升效應(yīng)既遠(yuǎn)未得到證實(shí)，在微觀上對城鎮(zhèn)家庭實(shí)現(xiàn)階層躍遷甚至可能主要起負(fù)面作用(越富裕的家庭教育支出越多，其與相對貧困家庭的教育鴻溝就越大)；而教育支出在家庭資產(chǎn)配置中所占比例的日益攀高，既在客觀上提升了撫養(yǎng)小孩的成本，又在主觀上加劇了家長的焦慮，最終必然因“養(yǎng)不起”而導(dǎo)致“不敢生”，抵消三胎化政策效果，不利于我國人口結(jié)構(gòu)的改善。簡言之，因相互攀比而日益擴(kuò)張的家庭校外教育支出，對我國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)和社會現(xiàn)狀而言，未見其利，已見其害。這也是近期國家有關(guān)部門頻繁出臺相關(guān)政策、對校外教育機(jī)構(gòu)和行業(yè)進(jìn)行治理整頓的意義之所在。

現(xiàn)存與家庭教育支出相關(guān)的研究中，要么注重于分析家庭微觀因素(如父母學(xué)歷、家庭收入等)的影響，要么側(cè)重于闡釋國家宏觀政策(如政府教育支出的變化)的沖擊，大多是將家庭視為相互獨(dú)立且理性決策的個(gè)體，而忽視了家庭間因社會互動而引致的攀比效應(yīng)對家庭教育支出決策的重大影響，也就難以解釋教育“內(nèi)卷”的內(nèi)在形成機(jī)制。從這個(gè)角度看，家庭間的社會互動和攀比效應(yīng)是當(dāng)前教育經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域里最具“中國特色”的一個(gè)研究話題，是詮釋當(dāng)前教培界諸多獨(dú)特現(xiàn)狀及其形成根源的一把鑰匙，也是國家有關(guān)部門近期頻繁出臺相關(guān)政策的主要依據(jù)。

本文利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，對家庭社會互動與家庭校外教育支出的關(guān)系及其作用機(jī)制進(jìn)行研究，旨在將家庭校外教育支出放置到更具人情社會特征、更重視代際傳承的這一“中國特色”框架下，去探究我國城鎮(zhèn)家庭教育焦慮的來源。論文的可能貢獻(xiàn)有三：其一，實(shí)證驗(yàn)證了社會互動對家庭校外教育支出有顯著的推進(jìn)作用，并論證了產(chǎn)生該作用的兩條渠道(內(nèi)生和外生社會互動效應(yīng))，從而揭示了在中國獨(dú)具特色的人情社會背景下，社會互動效應(yīng)對城鎮(zhèn)家庭教育焦慮至關(guān)重要的影響；其二，實(shí)證分析了不同地區(qū)、不同收入狀況的家庭存在的異質(zhì)性，為理解家庭教育焦慮的差異、從而因地制宜制定差異性校外教育行業(yè)監(jiān)管政策提供了論據(jù)；其三，根據(jù)實(shí)證結(jié)論提出加強(qiáng)校外教育監(jiān)管、促進(jìn)校內(nèi)教育發(fā)展的政策思路，為近期陸續(xù)出臺的校外教育監(jiān)管和校內(nèi)教育發(fā)展政策提供理論依據(jù)和施政參考。

二、文獻(xiàn)綜述

對家庭教育支出微觀影響因素的已有研究，大致可分為家庭微觀因素和家庭間相互影響兩類，以前一類的研究居多。

與家庭教育支出直接相關(guān)的家庭微觀因素是家庭收入和財(cái)富。早在1960年代，Becker (1962)[2]、Ben-Porath(1967)[3]就從一般均衡理論出發(fā)認(rèn)為，如不存在借貸約束，則每個(gè)家庭都可以享受最好的教育產(chǎn)品，直至教育投資得到的回報(bào)率與其他投資相等，也就是說，家庭教育支出與家庭收入無關(guān)。但現(xiàn)實(shí)是借貸約束是客觀存在的，且與家庭收入水平密切相關(guān)。因此此后的研究大致可分為相反的兩類：(1)正向影響論。Becker and Tomes(1986)[4]從一般均衡理論出發(fā)指出，在借貸不完美的市場中，家庭收入水平較低家庭的借貸約束較大，導(dǎo)致家庭教育無法適意，這種情況下，收入和財(cái)富增長對家庭教育支出有正向推進(jìn)作用。Buchmann et al.(2010)[5]的研究同樣發(fā)現(xiàn)，家庭收入增長對學(xué)生參與校外教育具有正向影響。Lovenheim and Reynolds(2013)[6]則發(fā)現(xiàn)，住房價(jià)格上漲所引起的家庭財(cái)富增加，將有助于緩解家庭借貸約束，從而顯著提升子女的名牌大學(xué)入學(xué)率。谷宏偉和楊秋平(2013)[7]用中國的數(shù)據(jù)同樣驗(yàn)證了家庭收入對家庭教育支出具有顯著的正向影響。進(jìn)一步，陳永偉(2014)[8]利用2010年CHFS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭住房財(cái)富可以緩解借貸約束，提高教育支出，并且相對其他財(cái)富形式，住房的作用更大。耿峰和秦雪征(2019)[9]則發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富的升值對只有女孩的家庭的教育支出有促進(jìn)作用。(2)反向影響論。Belley and Lochner(2007)[10]以2007年美國全國青年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入水平和子女上大學(xué)之間似乎存在反向關(guān)系，在控制子女個(gè)體及家庭其他因素之后，低收入家庭子女更可能上大學(xué)，且大學(xué)質(zhì)量更好。吳玲萍 等(2018)[11]用2014年CFPS數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)了低收入家庭反而傾向于加大教育支出在家庭收入的占比。之所以存在反向關(guān)系的一個(gè)合理解釋是：低收入家庭有更強(qiáng)的激勵(lì)投資于子女教育，以提升家庭預(yù)期收入水平。家庭收入對教育支出既然存在能力和激勵(lì)反向的兩條作用途徑，則更可能存在的是一個(gè)非線性的相互關(guān)系，這也得到了萬相昱 等(2017)[12]研究的證實(shí)。

除了家庭收入和財(cái)富外，還有一些家庭微觀因素也被證實(shí)會影響到家庭教育支出。Currie and Moretti(2007)[13]、Tansel and Bircan(2008)[14]、Piopiunik(2014)[15]等的研究都發(fā)現(xiàn)，父母的學(xué)歷對家庭教育支出有重要影響，高學(xué)歷的父母對子女的教育投入也越多。李超(2016)[16]使用CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭年齡結(jié)構(gòu)會影響家庭教育支出；丁從明 等(2018)[17]則發(fā)現(xiàn)宗族對家庭教育有正向作用。

另一類為數(shù)少得多的文獻(xiàn)超越了家庭內(nèi)部的微觀因素分析，將研究視角擴(kuò)展到家庭間的相互影響，其依據(jù)是人們在決策過程中的同群效應(yīng)。Smyth(2009)[18]針對愛爾蘭的研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會資本越多，對校外教育的支付能力越高。Eun et al.(2015)[19]的研究發(fā)現(xiàn)，相對于歐美國家，中國更加看重社會關(guān)系，中國人與親戚、朋友、鄰居之間存在非常頻繁的人際交往，其他人的決策行為更容易影響中國居民和家庭決策。余麗甜和詹宇波(2018)[20]使用2010—2014年CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家庭教育支出受到同社區(qū)家庭平均教育支出的顯著正向影響。耿峰(2019)[21]同樣使用CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭教育支出受到周圍其他家庭的孩子上大學(xué)比例的顯著正向影響，并認(rèn)為這個(gè)正相關(guān)關(guān)系來自家庭維持社會地位的動機(jī)，而與父母對孩子的關(guān)心程度無關(guān)。

盡管中外學(xué)界都普遍注意到了社會互動對家庭決策存在的重要影響，但更多研究聚焦在投資決策方面，如家庭股市參與度和保險(xiǎn)購買決策等，對家庭教育支出的影響研究還鮮有涉及。如我們所知，中國是典型的人情社會、中國家庭又高度重視血脈傳承，兩方面因素疊加，使得鄰里、社區(qū)周遭家庭的社會互動可能會對家庭教育支出決策和財(cái)富分配決策產(chǎn)生非常重要的影響，甚至可能是當(dāng)下教育焦慮、育兒焦慮等社會問題的重要成因，對之進(jìn)行定量研究，對當(dāng)下的教育改革有著特別重要的參考意義。

三、理論分析與研究假設(shè)

從心理學(xué)和社會學(xué)的角度看，社會互動對個(gè)人決策產(chǎn)生的影響大致可分為三種：(1)偏好互動，即個(gè)人偏好受其他人消費(fèi)行為的影響，具體還可分為正向影響的攀比效應(yīng)(bandwagon effect)和負(fù)向影響的虛榮效應(yīng)(snob effect)；(2)期望互動，即其他人的選擇影響到個(gè)人預(yù)期、進(jìn)而影響個(gè)人行為，尤其在不確定性情況下做決策時(shí)，人們往往根據(jù)其他人的選擇來形成自己的未來期望；(3)約束互動，即選擇集合的相互依賴而導(dǎo)致的互動效應(yīng)，當(dāng)選擇集合互斥時(shí)通常產(chǎn)生負(fù)向互動效應(yīng)，當(dāng)選擇集合互補(bǔ)時(shí)則會產(chǎn)生正向互動效應(yīng)。

從實(shí)證的角度看，根據(jù)Manski(1993)[22]的分類方式，社會互動效應(yīng)可大致分為兩種：(1)內(nèi)生互動效應(yīng)，即行為本身的相互影響，Durlauf(2004)[23]的研究發(fā)現(xiàn)，口頭信息交流與交談獲得愉悅是實(shí)現(xiàn)內(nèi)生互動的主要機(jī)制；(2)外生互動效應(yīng)，也稱情景效應(yīng)，即其他人的行為特征對自身行為的影響，Hong et al.(2004)[24]將之概括為“結(jié)果的示范效應(yīng)”。理論上的偏好互動大多可歸為實(shí)證上的內(nèi)生互動效應(yīng)，期望互動則大多可歸為實(shí)證上的結(jié)果示范效應(yīng)，至于約束互動，更多在中觀乃至宏觀層面上去得到驗(yàn)證。

以社會互動的理論和實(shí)證視角分析家庭校外教育支出決策：(1)內(nèi)生互動效應(yīng)：人們通過信息交流以獲得孩子參加校外教育培訓(xùn)的相關(guān)信息，如會獲取哪些知識、習(xí)得哪些技能、這些知識和技能如何利于孩子升學(xué)加分、或如何利于提升孩子綜合素質(zhì)等等，這樣的信息交流往往會持續(xù)增強(qiáng)城鎮(zhèn)家庭加大校外教育支出的動機(jī)；而一旦開始了校外教育支出，與其他家庭的交流則往往會給參與各方帶來找到“同道中人”的愉悅，從而使交流本身帶來了主觀效用增進(jìn)(攀比效應(yīng))，這又進(jìn)一步促進(jìn)了交流各方對校外教育培訓(xùn)的支出。(2)外生互動效應(yīng)：盡管與周遭家庭的交流會產(chǎn)生主觀效用增進(jìn)和即時(shí)支出增大，然而從理性基礎(chǔ)和長期視角出發(fā)，家庭是否或以多大力度進(jìn)行校外教育培訓(xùn)支出，在很大程度上是結(jié)果導(dǎo)向的，人們會通過觀察其他家庭進(jìn)行教育支出的結(jié)果好壞來形成自己的教育支出決策。此時(shí)城鎮(zhèn)家庭社交網(wǎng)絡(luò)給出的大多是正向的反饋：那些校外教育支出更多、孩子習(xí)得技能更廣的家庭家長，有更強(qiáng)的意愿去宣揚(yáng)自身的付出和“成功經(jīng)驗(yàn)”；而那些校外教育支出更少、更傾向于“無為而治”育兒理念的家庭家長，則因難以將孩子的成就歸結(jié)為自身的努力而更愿意選擇沉默；在不對稱的結(jié)果示范效應(yīng)下，家庭會日益固化校外教育支出和孩子成才呈正向關(guān)系的印象，從而增強(qiáng)其校外教育支出的動機(jī)。另一方面，隨著我國經(jīng)濟(jì)總量的逐年增長，家庭之間的財(cái)富差距也在不斷拉大，對缺乏財(cái)富和社會地位積淀的城鎮(zhèn)普通家庭而言，孩子的學(xué)歷越高，就越有可能增加家庭未來的收入；而諸如“高考是寒門學(xué)子唯一機(jī)會”“教育是最好的投資”等言論遍布于網(wǎng)絡(luò)社群，進(jìn)一步強(qiáng)化了“教育改變家庭未來”的預(yù)期。基于維持或提高家庭未來收入預(yù)期的動機(jī)，城鎮(zhèn)家庭的家長也會加大對孩子校外教育支出的預(yù)算。

據(jù)此本文提出假設(shè)H1、H2和H3：

H1：社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即家庭校外教育支出存在攀比效應(yīng)。

H2：社會互動通過家長關(guān)心孩子教育成果預(yù)期的動機(jī)，影響到城鎮(zhèn)家庭校外教育支出。

H3：社會互動通過家長提高家庭未來收入預(yù)期的動機(jī)，影響到城鎮(zhèn)家庭校外教育支出。

當(dāng)然，家庭之間存在多方位、多維度的異質(zhì)性，其對家庭校外教育支出可能會產(chǎn)生程度不一的影響。一個(gè)最直觀的影響因素是家庭的收入水平(或確切地說應(yīng)是預(yù)算約束)：對高收入家庭而言，其可用于孩子教育的預(yù)算更大，其關(guān)心孩子教育成果預(yù)期的能力就更強(qiáng)，但其提高家庭未來收入預(yù)期的動機(jī)則會更弱，二者相互權(quán)衡，最終呈現(xiàn)出的社會互動和校外教育支出的關(guān)系是更強(qiáng)了還是更弱了，是一個(gè)有趣的話題。據(jù)此本文提出假設(shè)H4：

H4：相對低收入家庭，社會互動對高收入城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大。

另一個(gè)直觀影響因素是外部環(huán)境：一方面，對東部一些經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)而言，家庭收入更高、社會競爭更激烈，家庭對教育的重視程度以及教育成果的預(yù)期也更高；另一方面，對中西部一些經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)的地區(qū)而言，家庭收入更低、家庭對教育提高未來收入預(yù)期的動機(jī)更強(qiáng)。兩種機(jī)制在不同地區(qū)的權(quán)衡結(jié)果如何，也是一個(gè)有趣的話題。據(jù)此本文提出假設(shè)H5：

H5：相對于較不發(fā)達(dá)地區(qū)，社會互動對較發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大。

四、研究設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證以上五個(gè)研究假設(shè)，本文進(jìn)行了如下研究設(shè)計(jì)。

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取CFPS項(xiàng)目組于2020年發(fā)布的中國家庭追蹤調(diào)查CFPS2018年數(shù)據(jù)中的城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。CFPS的調(diào)查數(shù)據(jù)可以分為個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次，反映中國家庭收入、消費(fèi)支出、教育、健康的變遷，為公共政策、家庭消費(fèi)等研究提供了非常重要的支持。CFPS對全國25個(gè)省共10000多戶家庭進(jìn)行調(diào)查，每次調(diào)查都會對上一次調(diào)查的樣本進(jìn)行追蹤，但限于各種原因，追蹤只能針對上一次樣本中的一部分進(jìn)行，這極大限制了跨時(shí)樣本的數(shù)量。為保證足夠的研究樣本數(shù)量，本文選取2018年的CFPS數(shù)據(jù)形成截面數(shù)據(jù)。

本文樣本以家庭為單位，樣本選擇過程中進(jìn)行了以下三方面的樣本剔除：首先，鑒于家庭孩子數(shù)量及其就讀階段顯然會對家庭教育支出具有重要影響，而家庭的相關(guān)信息如家長的學(xué)歷等作為控制變量也對家庭教育支出有重要影響，本文剔除了以上相關(guān)信息數(shù)據(jù)缺失的樣本。其次，參考Bostic et al.(2009)[25]，本文對戶主年齡超過65歲的家庭樣本也進(jìn)行了剔除，以避免家庭戶主與孩子家長不一致導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)誤差。再次，受主客觀條件約束，農(nóng)村家庭校外教育支出較少，也非本文研究的著眼點(diǎn)，因此對所有農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)也予以剔除。經(jīng)過三次剔除后，最終通過2018年CFPS城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)獲得有效截面樣本量2850個(gè)。

(二)變量設(shè)定

本文設(shè)定家庭校外教育支出為被解釋變量。CFPS通過“過去12個(gè)月課外輔導(dǎo)費(fèi)”這一問題獲取家庭校外教育支出信息。本文設(shè)置了三個(gè)指標(biāo)來衡量這一變量：(1)是否發(fā)生校外教育支出(edu)；(2)校外教育支出金額(eduamt)；(3)校外教育支出金額占家庭收入的比重(edupct)。

本文設(shè)定家庭社會互動(sclinter)為解釋變量。在社會互動指標(biāo)構(gòu)建上，李丁 等(2019)[26]選取了家庭中的郵電通訊費(fèi)、本地交通費(fèi)、人情禮支出、旅游支出、外出就餐費(fèi)、文化娛樂支出等6個(gè)變量進(jìn)行綜合衡量。事實(shí)上除人情禮支出外，其他各項(xiàng)與社會互動并無必然關(guān)聯(lián)，且各項(xiàng)之間的綜合權(quán)重確定也難有定論，據(jù)此本文選擇“人情禮支出”單一變量來衡量家庭社會互動；考慮到家庭收入與其他控制變量的共線性問題，本文取人情禮支出占家庭收入比重作為變量sclinter的衡量指標(biāo)。

參照陳永偉 等(2014)[8]、耿峰(2019)[21]，本文選取如下控制變量：

(1)家庭收入(incm)：對應(yīng)CFPS“過去12個(gè)月總收入”這一問題的調(diào)查結(jié)果。

(2)不同教育階段的家庭成員數(shù)量：對應(yīng)CFPS“現(xiàn)在上哪個(gè)階段”這一問題的調(diào)查結(jié)果，整理出家庭在每個(gè)教育階段的成員數(shù)量，包括托兒所和幼兒園階段(nur)、小學(xué)階段(pri)、初中階段(jun)、高中/中專/技校/職高階段(sen)、大專、本科以及碩士博士階段(col)。

(3)戶主主要特征變量，包括戶主的年齡(age)、學(xué)歷(edbg)、婚姻狀態(tài)(mar)、健康狀態(tài)(hlth)、工作狀態(tài)(emply)。

表1列示了本文涉及的所有變量及其衡量方式。

(三)模型設(shè)定

針對三個(gè)被解釋變量，本文設(shè)定以下三個(gè)模型：

edui t=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t

(1)

ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t

(2)

edupcti t=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t

(3)

其中式(1)采用probit模型，式(2)、(3)采用tobit模型。其中ui表示短期內(nèi)不隨時(shí)間變化的因素，如家庭成員稟賦、能力以及偏好等，θt表示時(shí)間趨勢，εi t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為與其他變量進(jìn)行數(shù)值匹配，校外教育支出金額(eduamt)和家庭收入(incm)進(jìn)行了對數(shù)化處理。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表1 變量定義

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)回歸結(jié)果與分析

分別對模型(1)、(2)、(3)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 回歸結(jié)果

根據(jù)表3第2列報(bào)告的對模型(1)的回歸結(jié)果可知：(1)在控制了相關(guān)變量后，社會互動(sclinter)對家庭決策是否進(jìn)行校外教育支出的影響系數(shù)為0.05，且在1%的水平上顯著；也就是說，社會互動對家庭決策是否進(jìn)行校外教育支出具有顯著的促進(jìn)作用。(2)在控制變量中，對家庭教育支出有顯著影響的變量有：家庭收入(incm)和家庭戶主受教育程度(edbg)兩項(xiàng)均在1%的水平上顯著為正，說明家庭收入越高、家庭戶主受教育程度越高，進(jìn)行校外教育支出的可能性越大；除大專/本科以及碩士博士階段(col)外，每個(gè)教育階段家庭成員數(shù)(nur、pri、jun、sen)都在1%的水平上顯著為正，說明校外教育主要集中于初等教育和中等教育階段；家庭戶主婚姻狀態(tài)(mar)在10%的水平上顯著為正，說明正常的婚姻狀態(tài)對家庭校外教育支出有一定的促進(jìn)作用。(3)其他變量的影響并不顯著，其中尤其值得注意的是，戶主的工作狀態(tài)(emply)對家庭決策是否進(jìn)行校外教育支出并無顯著影響，在某種程度上證明了校外教育支出對城鎮(zhèn)家庭而言是一種剛性支出預(yù)算。

根據(jù)表3第3列報(bào)告的對模型(2)的回歸結(jié)果可知：(1)在控制了相關(guān)變量后，社會互動(sclinter)對家庭進(jìn)行校外教育支出金額的影響系數(shù)為0.08，且在1%的水平上顯著；也就是說，社會互動越多，家庭校外教育支出的金額越大。(2)控制變量中對家庭教育支出有顯著影響的變量大致同模型(1)，同樣值得注意的是戶主的工作狀態(tài)(emply)對家庭校外教育支出金額并無顯著影響，再次驗(yàn)證了校外教育支出對城鎮(zhèn)家庭而言是一種剛性支出預(yù)算。另外，托兒所/幼兒園/學(xué)前班階段(nur)系數(shù)高達(dá)0.73，且在1%的水平上顯著，結(jié)合模型(1)結(jié)果，可知家庭對學(xué)齡前兒童的校外教育支出呈現(xiàn)兩極分化特征，一旦家庭決策進(jìn)行投資，往往投入力度可觀。

根據(jù)表3第4列報(bào)告的對模型(3)的回歸結(jié)果可知：(1)在控制了相關(guān)變量后，社會互動(sclinter)對家庭校外教育支出對家庭收入的占比的影響系數(shù)為0.20，且在1%的水平上顯著；也就是說，社會互動越多，家庭校外教育支出占家庭收入的比重越高。(2)控制變量中對家庭教育支出有顯著影響的變量大致同模型(1)和(2)，略有不同的是大專/本科以及碩士博士階段(col)的影響系數(shù)高達(dá)0.93，且在1%的水平上顯著，這是因?yàn)楣ば诫A層家庭背景的大學(xué)生考研、考證、考公務(wù)員或出國留學(xué)考試等開支增加，而富家子弟缺乏參加這些考試的動機(jī)，此消彼長，導(dǎo)致這個(gè)階段孩子數(shù)對家庭教育支出的絕對金額沒有顯著性影響，但對支出在家庭收入中的占比則影響顯著。另外，三個(gè)模型中初中階段(jun)孩子數(shù)的系數(shù)均最大，且在1%水平上顯著，說明中考分流政策對家庭教育支出的巨大影響。

綜合三個(gè)模型的實(shí)證結(jié)果，假設(shè)H1都得到了驗(yàn)證，即社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關(guān)關(guān)系，家庭間的攀比效應(yīng)確實(shí)存在。

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)

為克服由于樣本自選擇問題帶來的可能估計(jì)偏差，本文利用傾向得分匹配法(PSM)，選取家庭收入、家庭中托兒所/幼兒園/學(xué)前班階段成員數(shù)、小學(xué)階段成員數(shù)、初中階段成員數(shù)、高中/中專/技校/職高階段成員數(shù)、大專/本科/碩士/博士階段成員數(shù)、戶主特征等，對樣本進(jìn)行1：1最鄰近有放回的匹配，最終獲得398對成功配對樣本。利用新樣本重新對回歸模型(2)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示：社會互動(sclinter)對家庭校外教育支出金額的影響仍顯著為正，與表3結(jié)果類似，說明在控制樣本自選擇帶來的系統(tǒng)性差異后，社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出仍呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1仍成立。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對自變量社會互動的度量指標(biāo)進(jìn)行更換，在關(guān)注線下互動的同時(shí)還考慮到線上社會互動，利用CFPS個(gè)人問卷中“使用互聯(lián)網(wǎng)社交的頻率有多高”“社交(使用互聯(lián)網(wǎng)時(shí))對您有多重要”兩個(gè)問題獲得的回饋，對戶主的線上互動特征信息進(jìn)行收集，然后利用迭代主因子法進(jìn)行因子分析，與禮金支出占比變量合并成社會互動綜合指標(biāo)。

對禮金支出占收入比重、戶主使用互聯(lián)網(wǎng)社交頻率、社交(使用互聯(lián)網(wǎng)時(shí))的重要性等3個(gè)變量進(jìn)行KMO檢驗(yàn)與巴特利特球形度檢驗(yàn)，KMO值為0.64，大于0.6，巴特利特球形度檢驗(yàn)顯著性小于0.05，說明變量之間有顯著的相關(guān)性，可以做因子分析。因子分析結(jié)果如表5所示。取特征值大于1的因子，選取前3個(gè)因子來衡量社會互動。

表5 因子分析特征值

為便于對回歸系數(shù)進(jìn)行分析及解釋，對合成的綜合指標(biāo)進(jìn)行線性變換，使其取值落在0與10之間，由于指標(biāo)的相對大小未變，最終結(jié)論不會受到影響。社會互動綜合指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表6。

表6 線上線下社會互動綜合指標(biāo)

以新構(gòu)造的社會互動綜合指標(biāo)替代原有指標(biāo)sclinter對模型(2)進(jìn)行重新回歸，表7匯報(bào)了回歸結(jié)果，表中顯示各項(xiàng)結(jié)果與表3第3列的主回歸結(jié)果差別不大?？梢娚鐣优c城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

六、影響機(jī)制分析

如上所述，從理論上看，社會互動對家庭校外教育支出的影響途徑大致有內(nèi)生互動效應(yīng)和外生互動效應(yīng)兩條，據(jù)此本文提出假設(shè)H2和H3，本節(jié)分別對之進(jìn)行驗(yàn)證。

(一)內(nèi)生互動效應(yīng)

為驗(yàn)證社會互動是否通過提高家長對孩子教育的關(guān)心程度來影響家庭教育支出，本文構(gòu)造家長關(guān)心孩子教育程度指標(biāo)educare：在CFPS的調(diào)查問卷中，通過“希望孩子受教育程度”“如果需要，父母應(yīng)當(dāng)節(jié)衣縮食以支付子女的教育費(fèi)用”“孩子的受教育程度對孩子未來成就有多重要”等三個(gè)問題的反饋，合成該綜合指標(biāo)。

在模型(2)中引入社會互動與上述關(guān)心指標(biāo)的交叉項(xiàng)，構(gòu)造模型(4)。

ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2sclinteri t*educarei t+β3Xi t+ui+θt+εi t

(4)

對模型(4)進(jìn)行回歸，表8匯報(bào)了回歸結(jié)果：在控制了其他相關(guān)變量后，社會互動與關(guān)心指標(biāo)交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.02，且在10%水平下顯著，說明社會互動通過提高家庭對孩子教育的關(guān)心程度，促進(jìn)了家庭校外教育支出。假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表8 內(nèi)生互動效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

(二)外生互動效應(yīng)

為驗(yàn)證社會互動是否通過提高家庭未來收入預(yù)期來影響家庭教育支出，本文參考耿峰(2019)[21]做法，使用家庭人均收入數(shù)據(jù)測算社區(qū)層面的基尼系數(shù)gini，以之衡量家庭間的收入差距。

在模型(2)中引入社會互動與上述基尼系數(shù)的交叉項(xiàng)，構(gòu)造模型(5)。

ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2sclinteri t*ginii t+β3Xi t+ui+θt+εi t

(5)

對模型(5)進(jìn)行回歸，表9匯報(bào)了回歸結(jié)果：在控制了其他相關(guān)變量后，社會互動與基尼系數(shù)交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.02，且在10%水平下顯著，說明社區(qū)間收入水平差距的擴(kuò)大確實(shí)增強(qiáng)了社會互動對家庭校外教育支出的促進(jìn)作用，從而證明了社會互動通過影響家庭未來收入預(yù)期的渠道促進(jìn)了家庭校外教育支出。假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

表9 外生互動效應(yīng)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

七、異質(zhì)性分析

如上所述，家庭收入水平和所處的外部環(huán)境都可能對社會互動和校外教育支出間的關(guān)系產(chǎn)生重要影響，據(jù)此本文提出假設(shè)H4和H5，本節(jié)分別對之進(jìn)行驗(yàn)證。

(一)家庭收入異質(zhì)性

為驗(yàn)證家庭收入差異是否會影響社會互動和家庭校外教育支出的關(guān)系，本文以全樣本的中位數(shù)為分界，將樣本分為高收入家庭組和低收入家庭組，使用模型(2)進(jìn)行分組回歸，并采用鄒檢驗(yàn)進(jìn)行了組間系數(shù)差異分析。引入0-1二值虛擬變量highincm，取1表示高收入家庭、取0表示低收入家庭，將該虛擬變量及其與社會互動的交叉項(xiàng)引入模型(2)構(gòu)造模型(6)：

ln(eduamti t)=β0+β1highincmi t+β2highincmi t*sclinteri t+β3sclinteri t+β4Xi t+ui+θt+εi t

(6)

回歸結(jié)果如表10所示：對高收入家庭組，社會互動(sclinter)系數(shù)為0.09，大于全樣本系數(shù)0.08，且在1%的水平下顯著；對低收入家庭組，社會互動(sclinter)系數(shù)為0.03，小于全樣本系數(shù)0.08，且在1%的水平下顯著；交叉項(xiàng)highincmi t*sclinteri t的系數(shù)在1%的水平下顯著，說明高收入與低收入家庭社會互動組間系數(shù)差異較大。實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了H4，即家庭收入差異確實(shí)影響了社會互動和家庭校外教育支出的關(guān)系，相對低收入家庭，社會互動對高收入城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大。之所以如此，一個(gè)符合直覺的解釋是：一方面，相互攀比的行為(內(nèi)生互動效應(yīng))在高收入家庭間更為普遍，這些家庭也更有實(shí)力去對攀比的結(jié)果做出反饋，切實(shí)地增加孩子的校外教育支出；另一方面，是家庭收入的相對差距而非絕對水平構(gòu)成了外生互動效應(yīng)的激勵(lì)，一個(gè)歸類為高收入組的家庭，在與更高收入家庭的攀比中產(chǎn)生的迎頭趕上的動機(jī)，并不會弱于(甚至有可能強(qiáng)于)低收入家庭組與高收入家庭組的組間攀比。

表10 家庭收入異質(zhì)性分析

(二)地區(qū)異質(zhì)性

為驗(yàn)證家庭所在的地區(qū)差異是否會影響社會互動和家庭校外教育支出的關(guān)系，本文對東、中、西部家庭使用模型(2)進(jìn)行分組回歸，并采用鄒檢驗(yàn)進(jìn)行了組間系數(shù)差異分析。引入0-1二值虛擬變量east，取1表示東部地區(qū)家庭、取0表示其他地區(qū)家庭，將該虛擬變量、及其與社會互動的交叉項(xiàng)引入模型(2)構(gòu)造模型(7)：

ln(eduamti t)=β0+β1easti t+β2easti t*sclinteri t+β3sclinteri t+β4Xi t+ui+θt+εi t

(7)

回歸結(jié)果如表11所示：對東部家庭，社會互動(sclinter)系數(shù)為0.10，大于全樣本系數(shù)0.08，且在1%的水平下顯著；而對中部和西部家庭，社會互動(sclinter)系數(shù)均為0.07，小于全樣本系數(shù)0.08，西部家庭甚至呈現(xiàn)結(jié)果不顯著，這與假設(shè)H5的預(yù)期是相符的。然而模型(7)的交叉項(xiàng)easti t*sclinteri t系數(shù)并不顯著，說明東部與中西部家庭的社會互動組間系數(shù)不存在顯著差異，也即H5未能得到實(shí)證支持。之所以如此，一個(gè)符合直覺的解釋是：相對于近在咫尺的社區(qū)家庭間的收入差異，遠(yuǎn)在千里之外的地區(qū)家庭收入差異對社區(qū)互動效應(yīng)的影響是不明顯的；絕大多數(shù)家庭都更關(guān)注周遭的社群，攀比(內(nèi)生互動效應(yīng))的主要對象固然是周遭耳目所及的其他家庭，因家庭收入不及他人而產(chǎn)生的通過增大孩子教育投入而迎頭趕上的刺激(外生互動效應(yīng))，也主要來自現(xiàn)實(shí)生活中的日常接觸對象；對所處地區(qū)和其他地區(qū)客觀上存在的差異，因主觀的感性認(rèn)知不多，并未形成明顯的社會互動效應(yīng)。

表11 家庭所在地區(qū)異質(zhì)性分析

八、結(jié)論和政策建議

綜合以上定量分析，有如下結(jié)論：

第一，社會互動與城鎮(zhèn)家庭校外教育支出呈顯著正相關(guān)關(guān)系，社會互動越多，家庭校外教育支出越大，家庭間在教育支出上的攀比效應(yīng)是真實(shí)存在的。

第二，內(nèi)生社會互動效應(yīng)是存在的，即社會互動引致了家庭校外教育成果的相互攀比，從而正向作用于家庭校外教育支出。

第三，外生社會互動效應(yīng)是存在的，即社會互動引致了家庭間的收入攀比，對較低收入家庭產(chǎn)生加大孩子教育投入、以提高家庭未來收入預(yù)期的激勵(lì)，從而正向作用于家庭校外教育支出。

第四，相對低收入家庭，社會互動對高收入城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的影響更大，這可能是因?yàn)楦呤杖爰彝ラg的相互攀比行為更頻繁，導(dǎo)致內(nèi)生互動效應(yīng)更顯著；收入相對差距產(chǎn)生的刺激作用更大，導(dǎo)致外生互動效應(yīng)也更顯著。

第五，地區(qū)差異性未能在統(tǒng)計(jì)上證明顯著影響了家庭校外教育支出，這可能是因?yàn)榈貐^(qū)差異對大多數(shù)家庭的主觀感性認(rèn)知刺激不大，從而難以形成有效的內(nèi)生或外生社會互動效應(yīng)。

針對以上結(jié)論，我們提出如下政策建議：

首先，合理引導(dǎo)社會風(fēng)氣，逐步緩釋教育焦慮。在社會互動驅(qū)動下，城鎮(zhèn)家庭在進(jìn)行校外教育支出決策時(shí)往往基于人云亦云的所謂“時(shí)代潮流”，而非基于自身特點(diǎn)的真實(shí)教育成效，因此，教育需求存在先天的盲目性和過度需求傾向，在攀比效應(yīng)驅(qū)動下演變成為教育焦慮。針對這種現(xiàn)象，官媒和其他宣傳媒體應(yīng)予以有導(dǎo)向性的糾偏，弘揚(yáng)“各盡所能、按勞分配”“只有分工不同，沒有地位高低”的社會主義價(jià)值觀；在現(xiàn)實(shí)的社會分配中也應(yīng)充分貫徹共同富裕的基本原則，有效縮小社會貧富差距。唯有如此，才能釜底抽薪地緩釋教育焦慮，真正從需求側(cè)解決過度教育和盲目教育支出問題。值得一提的是，2021年7月開啟的“雙減”政策、以及國務(wù)院教育督導(dǎo)委員會規(guī)定的諸如“對各省‘雙減’工作落實(shí)進(jìn)度每半月通報(bào)一次”等較為嚴(yán)格的落實(shí)措施，試圖以國家立規(guī)和監(jiān)管的方式在較短的時(shí)間內(nèi)扭轉(zhuǎn)社會風(fēng)氣，盡管在發(fā)布之初遭遇了一定的輿論反彈，但從短期的角度看，不僅將有效降低義務(wù)教育階段學(xué)生校外培訓(xùn)的負(fù)擔(dān)，也將大幅降低城鎮(zhèn)家庭校外教育支出的壓力；從中長期角度看，還將有望改善廣大城鎮(zhèn)家庭的教育焦慮，從而釜底抽薪地消除家庭校外教育的“內(nèi)卷”驅(qū)動，堪稱我國教育事業(yè)發(fā)展史中的一次重要變革。

其次，加強(qiáng)家校溝通互動，讓學(xué)校參與到家庭的教育互動中，使社會互動對家庭校外教育支出更適度、更有針對性。如上所述，家庭校外教育支出之所以盲目增加，主要?dú)w因于家庭間的社會互動引發(fā)的攀比效應(yīng)。如能加強(qiáng)家?；?，讓家長們更了解孩子的學(xué)習(xí)情況和興趣愛好狀況，將使家長能夠更適度、更有針對性地為孩子制定教育規(guī)劃，從而平抑過度教育和盲目支出現(xiàn)象。譬如，學(xué)?？赏ㄟ^定期舉行家長會的方式，及時(shí)向家長通報(bào)孩子的學(xué)習(xí)狀況和存在的薄弱環(huán)節(jié)，以便家長可以有的放矢地設(shè)計(jì)孩子的校外教育；又如，學(xué)?？赏ㄟ^舉辦興趣班、開設(shè)學(xué)科介紹講座等方式，幫助孩子們?nèi)グl(fā)現(xiàn)自己的興趣愛好乃至未來的學(xué)業(yè)和職業(yè)方向，并通過家?；拥那兰皶r(shí)傳遞給家長，從而使家長能夠根據(jù)因材施教、揚(yáng)長避短的原則去進(jìn)行更適當(dāng)?shù)男Ｍ饨逃?guī)劃。

再次，推動學(xué)校教育發(fā)展，提升學(xué)校教育質(zhì)量，削弱家庭間攀比效應(yīng)的基礎(chǔ)。學(xué)校教育是每個(gè)家庭都可以參與的，是教育公平的基礎(chǔ)；學(xué)校教育得到了發(fā)展，孩子們的校外時(shí)間少了，家長們“別人家孩子在學(xué)習(xí)而我家孩子在玩?！钡慕箲]就能得到緩解，家庭社會互動導(dǎo)致的攀比效應(yīng)也就會相應(yīng)得到抑制。過往一段時(shí)期，以“為孩子減負(fù)”為出發(fā)點(diǎn)的學(xué)校教育改革，在取得一定成效的同時(shí)，在客觀上也產(chǎn)生了諸如將原本屬于學(xué)校教育的領(lǐng)域和時(shí)間段拱手讓給校外教育市場和資本、從而弱化學(xué)校教育地位和作用、加劇城鎮(zhèn)家庭間乃至城鄉(xiāng)間教育不平等等一系列問題。今后應(yīng)考慮逐步加大學(xué)校教育支持力度，充分發(fā)揮學(xué)校教育在師資、場地、器材和規(guī)范性等各方面的固有優(yōu)勢，以更公平、更規(guī)范的學(xué)校教育去逐漸奪回一部分原先出讓給校外教育的領(lǐng)域，從而切實(shí)提升我國教育成效和教育公平。2021年來部分地區(qū)推行的延遲放學(xué)制度和課后興趣班制度就是一個(gè)值得關(guān)注和推廣的方式。