車成城, 魏兆鋒

(1.安徽師范大學皖江學院 經(jīng)濟系, 安徽 蕪湖 241008; 2.西藏民族大學 教育學院, 陜西 咸陽 712082)

一、文獻綜述與問題提出

當前我國城鄉(xiāng)間的發(fā)展仍然不平衡不充分,相應的教育資源與教育質(zhì)量也存在不均衡問題。與此同時,在現(xiàn)實生活中,農(nóng)村父母在家庭教育中的缺位以及將幼兒的教育任務完全托付給幼兒園的現(xiàn)象也比比皆是。2021年,教育部等九部門印發(fā)《“十四五”學前教育發(fā)展行動提升計劃》,提出要補齊農(nóng)村學前教育資源短板,推進學前教育的高質(zhì)量發(fā)展。[1]2022年正式施行的《中華人民共和國家庭教育促進法》則進一步強調(diào)了農(nóng)村父母的家庭教育職責。[2]農(nóng)村父母對幼兒教育的關心是家庭教育環(huán)境塑造的重要一環(huán),因此,相關部門和學校應更多地聚焦于農(nóng)村父母的家庭教育職責,不斷增強教師與農(nóng)村父母關心幼兒教育的聯(lián)動性,形成教育合力,進而提升幼兒教育的效果,實現(xiàn)學校、教師、農(nóng)村父母在幼兒教育上的共治、共建。[3]

梳理現(xiàn)有文獻資料可以發(fā)現(xiàn),國內(nèi)外關于幼兒家庭教育的研究大部分集中于父母關心幼兒教育所產(chǎn)生影響的定性研究。如有研究發(fā)現(xiàn)父母言行習慣塑造了家庭學習環(huán)境,進而對幼兒教育質(zhì)量產(chǎn)生重要影響;[4]父母關心幼兒教育的程度會直接影響家庭教育的質(zhì)量以及幼兒情感、意志、行為等多方面的發(fā)展。[5]上述研究反映了提升農(nóng)村父母關心教育程度對幼兒教育高質(zhì)量發(fā)展的重要意義,但缺乏關于父母關心幼兒教育意愿或影響因素的實證研究。也有學者應用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)做回歸分析,總結家庭教育特征與幼兒個體特征之間的相關性規(guī)律。如林進龍等人發(fā)現(xiàn)父母對幼兒語言教育的關心及語言環(huán)境的創(chuàng)設,能夠顯著提升幼兒的語言能力;[6]蔡蔚萍的研究表明父母與幼兒主動溝通、參與旅游親子活動能夠顯著提升幼兒的認知能力;[7]劉雯等人的研究表明性別會顯著影響父母的家庭教育資源分配,尤其是當家庭社會經(jīng)濟地位較高時,女孩會得到更多的教育投資;[8]任曉玲等人發(fā)現(xiàn)農(nóng)村父母對幼兒教育的時間精力投入能夠顯著提升幼兒的教育發(fā)展水平,且相比物質(zhì)投入產(chǎn)生的正向影響更大。[9]周忠賢等人從學校維度、家庭維度、個體維度設計調(diào)查問卷,對大班幼兒家庭教育認知的影響因素進行實證檢驗,發(fā)現(xiàn)學校性質(zhì)、父母學歷、幼兒年齡、幼兒性別對大班幼兒的家庭教育認知具有顯著影響。[10]

在學前教育相關影響因素的回歸模型構建中,研究者通常會綜合社會維度、家庭維度、學校維度、個體維度挑選變量進行相關性檢驗。如曾文靜分別從社會、學校、家庭、個體維度對影響國際兒童早期能力的因素進行實證研究并構建變量體系,最后證實了社會普惠教育資源、學校師資力量、家庭社會地位、幼兒受教育經(jīng)歷對幼兒早期發(fā)展的顯著影響。[11]王鵬程等人分別從家庭特征、幼兒個體特征中選擇回歸變量,構建Logit模型研究父母文化特征對幼兒入園機會的影響。[12]在具體回歸變量的設計中,學者通常會將個體特征、家庭特征作為控制變量。如白潔瓊等人在研究幼兒早期學習表現(xiàn)與入學準備工作的關系時,將個體特征中的幼兒年齡、性別、居住省份作為控制變量。[13]此外,王鵬程等人還將幼兒的身體健康納入個體控制變量,將家庭社會資本、家庭政治資本作為家庭特征的控制變量。[12]

在幼兒教育相關的實證回歸檢驗中,一些學者在基準回歸結果上又進一步探索了異質(zhì)性。如方超通過實證研究發(fā)現(xiàn)幼兒園的教育經(jīng)歷會顯著提升幼兒后續(xù)義務教育階段的教育成績,并再次把幼兒分為男童與女童樣本,檢驗性別的異質(zhì)性影響,證實了性別特征會導致義務教育結果的不平等。[14]洪秀敏等人建立多元回歸模型檢驗幼兒學習品質(zhì)的影響因素,并對城鄉(xiāng)、性別變量分組開展異質(zhì)性檢驗,最終發(fā)現(xiàn)家庭、幼兒園、個體特征維度的變量對城市與女童樣本的幼兒學習品質(zhì)有更顯著的影響。[15]這些研究結果都證實了性別對家庭教育、幼兒發(fā)展具有顯著影響且存在異質(zhì)性。

基于上述政策背景和相關研究成果,筆者擬以2020年CFPS數(shù)據(jù)為基礎,對農(nóng)村家庭樣本進行深入的實證定量分析,并在得出初步回歸結果后,再次分組檢驗性別的異質(zhì)性,篩選出顯著影響農(nóng)村父母關心幼兒教育程度的因素,同時提出相關對策建議,以有針對性地提升農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度,更好地實現(xiàn)家園共育,推進新時期幼兒教育高質(zhì)量發(fā)展。

二、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源及篩選

1.數(shù)據(jù)來源

各變量的數(shù)據(jù)皆來自2020年CFPS問卷中的幼兒家長代答問卷板塊。其中,被解釋變量來自問卷中“WZ301”編碼的一道由訪員觀察幼兒家庭環(huán)境自行填寫的問題——針對“父母關心幼兒的教育”做出判斷,選項包括“十分不同意”“不同意”“中立”“同意”“十分同意”。“十分不同意”與“不同意”代表父母關心幼兒教育的程度較低,“中立”代表一般,“同意”與“十分同意”代表父母關心幼兒教育的程度較高。在此基礎上結合問卷中“urban 20居住地為城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村”來提取農(nóng)村父母關心幼兒教育程度的變量數(shù)據(jù)。

2.數(shù)據(jù)篩選

本研究的特定研究對象是農(nóng)村家庭,因此根據(jù)CFPS問卷中“urban 20居住地為城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村”篩選出農(nóng)村家庭樣本。另一個特定研究對象為幼兒教育,也稱為學前教育,因此根據(jù)CFPS問卷中“WC3現(xiàn)在上哪個階段”篩選出所有托兒所、幼兒園、學前班的家庭樣本。此外,把回答“不適用”“不知道”“拒絕回答”等情況產(chǎn)生的缺失值剔除。篩選后最終符合條件的家庭樣本一共有517個。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度,包含“較低”“一般”“較高”三種關心程度,變量賦值分別為 0、1、2,如表1所示。

2.解釋變量

綜合前人文獻、理論分析與數(shù)據(jù)的可獲得性,從CFPS幼兒家長代答問卷中選擇學校維度、家庭維度為解釋變量,具體包括學校所在地、學校類型、學校培養(yǎng)方式、父母照管、教育期望、代際分歧、親子活動,分別對應CFPS問卷中“WS1002學校所在地”“WS203幼兒園或?qū)W前班類型”“WS202幼兒上幼兒園或?qū)W前班的方式”“WB203幼兒晚上由誰照管”“WD2希望幼兒受教育程度”“WD501代際間分歧頻率”“WT6是否參加親子活動”。解釋變量及賦值如表1所示。

表1 變量說明

(1)學校維度變量

變量X1為學校所在地,依據(jù)問卷數(shù)據(jù)分布的集中度將學校所在地劃分為縣及以上、縣以下(村鎮(zhèn))。預期回歸結果為,相比村鎮(zhèn)學校的幼兒,農(nóng)村父母對縣及以上學校幼兒的關心程度更高。一方面,家庭居住地在農(nóng)村,但在縣及以上的學校上幼兒園,說明家庭比較重視幼兒園的教育質(zhì)量,同時家庭條件可能較好,父母具備堅實的經(jīng)濟基礎,可以為幼兒投入更多的教育關心。另一方面,縣及以上幼兒園的師資力量、辦學條件更好,家長會接觸更多平均學歷、收入水平更高的城市群體,這些因素有利于觸發(fā)農(nóng)村父母更加重視對幼兒教育的投入與關心。

變量X2為學校類型,即學校為公辦或民辦。預計回歸結果為,相比在民辦學校上學的幼兒,農(nóng)村父母會更關心在公辦園上學的幼兒的教育。公辦園教師穩(wěn)定性強,教齡長,教師資格證持證率高,教學技巧與方法更嫻熟,因此能更好地把握教師與父母間的溝通協(xié)作,在教育教學過程中向父母輸出更多學前教育知識與育兒經(jīng)驗,安排豐富的幼兒課外活動,從而啟發(fā)父母開展更多家庭教育。[16]

變量X3為學校培養(yǎng)方式,包括全日制與非全日制。預計回歸結果為,非全日制培養(yǎng)的幼兒,相應農(nóng)村父母關心教育的程度會更高。全日制培養(yǎng)的幼兒享受到更多專業(yè)教育,教育費用也更高,家長會更傾向于把幼兒教育的任務托付給學校。同時幼兒白天都在校園,而父母忙于工作,無法給予教育及關心。非全日制一般僅開展半天或定時的教育,相應父母的陪伴時間較多,他們會承擔更多的教育職責,投入更多的教育關心來彌補幼兒專業(yè)教育的缺失。

(2)家庭維度變量

變量X4為父母照管,指幼兒晚上是否主要由父母照管。預計回歸結果為,幼兒晚上主要由父母照管,則農(nóng)村父母關心教育的程度更高。對于大多數(shù)的父母和幼兒來說,晚上的時間相對空閑,如果由父母照管會有較多交流與相處時間,父母在此過程中也更容易發(fā)現(xiàn)問題,并引發(fā)對幼兒教育的關心。在CFPS數(shù)據(jù)統(tǒng)計中僅有53%的幼兒晚上主要由農(nóng)村父母照管。農(nóng)村父母外出務工的比例相對較高,村中有許多留守兒童由祖輩進行撫養(yǎng),因此,探索農(nóng)村父母照管對幼兒教育的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

變量X5為教育期望,指父母希望幼兒至少達到何種教育程度,依據(jù)問卷數(shù)據(jù)分布的集中度將其劃分為本科以下、本科、本科以上三種類型。預期回歸結果為,農(nóng)村父母對幼兒的教育期望越大,則父母關心幼兒教育的程度越高。農(nóng)村父母及子女的學歷水平、教育質(zhì)量與城市平均水平有較大差距,如果農(nóng)村父母重視追趕學歷與教育水平,并對子女抱以較大的期待,則對幼兒教育可能投入更多的關心。

變量X6為代際分歧,指父母與祖輩間是否每個月會因這個孩子的教育產(chǎn)生分歧。預計回歸結果為,存在代際分歧的家庭,相應農(nóng)村父母關心教育的程度會更高。每個月都出現(xiàn)代際分歧,表明父母與祖輩間存在明顯教育觀念上的代溝與差異,為了協(xié)調(diào)矛盾與更好地教育幼兒,父母會對教育方式進行更多的思考與調(diào)整,對幼兒言行進行更仔細的觀察,從而對幼兒教育投入更多的關注。

變量X7為親子活動,指非寒暑假時期父母是否參加親子活動。預計回歸結果為,參加親子活動會顯著提升農(nóng)村父母關心教育的程度。親子活動的一大主題是寓教于樂,農(nóng)村父母參與親子活動能夠啟發(fā)他們關注幼兒教育,同時有利于形成良好的親子互動關系,進而提高他們關心幼兒教育的積極性。

3.控制變量

個體因素的差異可能會對外部因素影響產(chǎn)生較大干擾,加入個體控制變量的回歸能夠更客觀地總結顯著影響農(nóng)村父母關心幼兒教育程度因素的外部規(guī)律。因此從CFPS幼兒家長代答問卷中挑選幼兒個體維度作為控制變量,包括幼兒年齡、幼兒性別、幼兒身體健康,分別對應CFPS問卷中“ibirthy update幼兒年齡”“WA002幼兒性別”“WC4N過去12個月因病就醫(yī)次數(shù)”?？刂谱兞考百x值如表1所示。

變量X8為幼兒年齡。預計回歸結果為,幼兒年齡越大,相應農(nóng)村父母關心教育的程度會越低。在實踐中則表現(xiàn)為相比大班階段的幼兒,農(nóng)村父母關心小、中班幼兒教育的程度會更高。幼兒從幼兒園小班開始接受學校教育,剛?cè)雸@的幼兒學習接受能力很弱,這一時期的父母為了幫助幼兒更好更快地適應校園生活,會投入更多的教育關心來滿足幼兒需要。隨著年齡的增長,幼兒入園的不適應狀況逐漸減少,學習接受能力逐漸增強,父母對學校與幼師的信任程度增加,相應關心幼兒教育的程度也會下降。

變量X9為幼兒性別。預計回歸結果為,農(nóng)村父母關心男童教育的程度比女童更高。重男輕女是一直以來被社會所詬病的封建思想,但當前農(nóng)村地區(qū)尤其是欠發(fā)達的相對貧困地區(qū),這種封建思想仍然非常嚴重。盧邁等人在中西部地區(qū)學前教育的研究中發(fā)現(xiàn)中西部多數(shù)地區(qū)對男童的教育投資比女童多,[17]由此可推斷農(nóng)村父母會更關心男童的教育。

變量X10為幼兒身體健康,指過去12個月幼兒因病就醫(yī)次數(shù)。預計回歸結果為,幼兒因病就醫(yī)次數(shù)越少,即幼兒身體比較健康,則農(nóng)村父母關心教育的程度較高。若幼兒體弱多病,父母需要投入較多時間精力在幼兒的身體素質(zhì)培養(yǎng)上,相應對幼兒教育的期待以及關心教育的程度會有所降低。

(三)多元有序Logit回歸模型構建

多元有序Logit回歸模型是對變量之間做相關性檢驗的線性回歸模型,應用極大似然估計法來處理因變量為虛擬變量且在同一序列中有多個值的情況。[18]本研究中,“農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度”這一被解釋變量為虛擬變量,且關心程度這一序列包含“較低”“一般”“較高”三個選擇。因此本研究應用多元有序Logit回歸模型構建函數(shù)(1)式。

(1)

其中,y代表農(nóng)村父母對幼兒教育關心的程度(較低、一般、較高),對y分別賦值(j=1,2,3),xi代表影響農(nóng)村父母關心幼兒教育程度的第i個因素(i=1,2,…,m),據(jù)此構建累計模型(2)。

(2)

其中,Pj為農(nóng)村父母對幼兒教育不同關心程度的概率,αj為截距,β是一組xi自變量相應的回歸系數(shù),為誤差項。基于αj與β的參數(shù)估計得到(y=j)概率公式(3)。

(3)

(四)多重共線性檢驗

本研究使用2020年CFPS的截面數(shù)據(jù)進行回歸分析,盡管在甄選變量時會避免變量間存在相關性,但依然存在多重共線性檢驗的可能。為確保解釋變量之間保持獨立,讓回歸結果更準確,利用方差膨脹因子VIF進行多重共線性檢驗。[18]輸出結果如表2所示,10個解釋變量的方差膨脹因子均不超過5,容差均大于0.2,因此變量間不存在多重共線性。

表2 多重共線性檢驗結果

三、研究結果與分析

(一)初步回歸分析

使用Stata統(tǒng)計軟件進行有序Logit模型回歸,同時為避免異方差的影響,使用穩(wěn)健標準誤代替普通標準誤進行回歸,[18]初步回歸結果如表3所示。各變量觀測值有517個,Prob >chi2=0.03,通過5%水平顯著性檢驗,R2為0.31,模型構建有效。

學校所在地變量P值為0.06,通過10%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正,與預期回歸結果相符,說明幼兒在縣及以上的學校就讀,相應農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度會更高。村鎮(zhèn)學校本身的師資力量等教育條件相對較弱,加上農(nóng)村父母在教育關心上的缺位,使得幼兒教育質(zhì)量更加難以保障,因此應壓實村鎮(zhèn)學校幼兒父母的教育職責。

代際分歧變量P值為0.04,通過5%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負,說明存在代際分歧的家庭,相應農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度會更低。這與預期回歸結果不符?？赡艿脑蚴?當代際分歧發(fā)生時,如果處理方式不當很容易會產(chǎn)生消極的家庭氛圍,也會打擊農(nóng)村父母關心幼兒教育的積極主動性。而當每個月都維持至少一次的代際分歧頻率時,負面影響可能會被進一步強化。

表3 多元有序Logit模型初步回歸結果(基于2020年CFPS數(shù)據(jù))

幼兒年齡變量P值為0.06,通過10%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負,與預期回歸結果相符,說明隨著幼兒年齡的增長,農(nóng)村父母對其教育的關心程度會下降。年齡越大的幼兒綜合成熟度也越高,父母更能夠放心脫手把一部分關心教育的職責轉(zhuǎn)移給幼兒園。

幼兒性別變量P值為0.02,通過5%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正,說明女童相比男童會得到更多父母的教育關心。這與預期回歸結果不相符。可能的原因是,隨著受教育程度的普遍提高,年輕一代農(nóng)村父母的思想觀念發(fā)生了很大變化,女孩同樣能夠在學業(yè)上表現(xiàn)出色、在工作上實現(xiàn)經(jīng)濟獨立、為父母提供更加可靠的養(yǎng)老支持逐漸成為社會共識。筆者在相關問題的調(diào)研訪談中也發(fā)現(xiàn),由“養(yǎng)兒防老”轉(zhuǎn)變?yōu)椤芭畠汉谩毕敕ǖ哪贻p父母不在少數(shù),農(nóng)村重男輕女的現(xiàn)象可能會逐漸成為歷史,相應農(nóng)村父母對女童教育的關心程度也逐漸提高。此外,有一部分農(nóng)村家庭會通過對女童投入更多的教育支持來彌補認知中女童與男童的差距。

學校類型、學校培養(yǎng)方式、父母照管、教育期望、親子活動、幼兒身體健康的P值均大于0.1,說明這些變量與農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度沒有明顯的相關性。

(二)異質(zhì)性回歸分析

在初步回歸的基礎上,依據(jù)幼兒性別對家庭樣本重新分類,并再次進行回歸,異質(zhì)性回歸分析結果如表4所示。回歸結果顯示,農(nóng)村父母關心幼兒教育程度的顯著影響因素有學校所在地、代際分歧、幼兒年齡,并且存在異質(zhì)性。

表4 多元有序Logit模型異質(zhì)性回歸結果(基于2020年CFPS數(shù)據(jù))

學校所在地變量在女童家庭的樣本回歸中通過5%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正,而在男童家庭樣本中不顯著,說明幼兒在縣及以上的學校就讀,相應農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度會更高,且只在女童家庭中有明顯影響,在男童家庭中無明顯差異。從初步回歸中已得出,女童能夠得到農(nóng)村父母更多的教育關心。當女童又在縣及以上的學校就讀,則說明家庭的物質(zhì)條件相對更好,能夠享受相對更高質(zhì)量的城市教育資源,這時父母所接觸到的與能夠給予的家庭教育資源更多,將會進一步放大撫養(yǎng)女童對農(nóng)村父母關心教育程度的正向影響。

代際分歧變量在男童家庭的樣本回歸中通過5%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負,而在女童家庭樣本中不顯著,說明農(nóng)村父母與祖輩關于幼兒的代際分歧會對父母關心教育的程度產(chǎn)生顯著負面影響,且在男童家庭中比較顯著,在女童家庭中無明顯影響。根據(jù)CFPS樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計,在女童家庭中每月發(fā)生代際分歧的比例為34%,而在男童家庭中每月發(fā)生代際分歧的比例為26%。代際分歧最終的結果指向溝通與解決問題,在農(nóng)村男童撫養(yǎng)與教育爭端較少的同時,積聚的矛盾可能會更大,分歧更可能涉及原則性、深層次的問題,最終化解代際分歧矛盾的難度加大,使得農(nóng)村男童家庭發(fā)生代際分歧的負面影響較大。

幼兒年齡變量在男童家庭的樣本回歸中通過5%水平的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負,而在女童家庭樣本中不顯著,說明幼兒年齡越大,農(nóng)村父母關心教育的程度越低,且在男童家庭中有明顯影響,在女童家庭中無明顯差異。從初步回歸結果得知,農(nóng)村父母關心男童教育的程度相對較低。隨著男童年齡增加,接受學校教育的能力提升,綜合成熟度更高,父母會更容易忽視家庭教育的職責,最終放大了撫養(yǎng)男童對農(nóng)村父母關心教育程度的負面影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本研究結合兩種思路對多元有序Logit模型的實證結果進行穩(wěn)健性檢驗。一是用多元有序Probit模型代替多元有序Logit模型再次進行回歸,檢驗回歸模型是否具有穩(wěn)健性。二是使用2018年CFPS數(shù)據(jù)再次進行回歸,檢驗回歸結果是否具有穩(wěn)健性。2018年CFPS數(shù)據(jù)依據(jù)相同的數(shù)據(jù)篩選方法,最終收集683個家庭樣本,并進行多元有序Probit模型回歸,最后進行性別分組的異質(zhì)性回歸分析。其中代際分歧變量未納入解釋變量,原因是“WD501代際間分歧頻率”為2020年CFPS數(shù)據(jù)中新增的訪談問題。回歸結果如表5、表6所示。同多元有序Loigt回歸結果表3、表4相比,各變量的回歸系數(shù)未發(fā)生變化,學校所在地、幼兒年齡、幼兒性別變量均通過10%水平的顯著性檢驗,且異質(zhì)性回歸結果保持一致,說明本研究的有序Logit模型回歸結果具有穩(wěn)健性。

表6 多元有序Probit模型異質(zhì)性回歸結果(基于2018年CFPS數(shù)據(jù))

四、結論與建議

(一)研究結論

基于CFPS 2020年數(shù)據(jù),綜合家庭維度、學校維度、個體維度變量,構建多元有序Logit回歸模型分析,并以幼兒性別分組進行異質(zhì)性分析。結論如下:第一,相對于男童而言,農(nóng)村父母關心女童教育的程度更高。第二,幼兒在縣及以上的學校就讀的,其父母關心幼兒教育的程度會更高,且在女童家庭中比較顯著,在男童家庭中無明顯差異。第三,農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度會受到代際分歧顯著的負面影響,該影響在男童家庭中比較顯著,在女童家庭中無明顯差異。第四,隨著幼兒年齡的增長,農(nóng)村父母關心教育的程度會下降,且在男童家庭中比較顯著,在女童家庭中無明顯差異。

(二)建議

1.通過社會協(xié)同壓實村鎮(zhèn)學校幼兒父母的教育職責

研究結果發(fā)現(xiàn),農(nóng)村父母對村鎮(zhèn)學校幼兒的教育關心程度較低,這是一個影響幼教質(zhì)量提升的重要問題。當前幼教資源分配不均衡,村鎮(zhèn)一級的師資力量、辦學條件相對縣市有明顯差距,而補齊村鎮(zhèn)學校教育質(zhì)量短板正是“十四五”時期促進學前教育高質(zhì)量發(fā)展的關鍵。[19]為了壯大基層教育力量,農(nóng)村社區(qū)、村鎮(zhèn)學校應采取切實有效的措施將幼兒父母納入教育計劃的職責分工。政府、農(nóng)村社區(qū)等社會協(xié)同主體可以聯(lián)合制定農(nóng)村家庭教育指引規(guī)范,開展一系列家園共育行動。同時,政府要宣傳普及好《中華人民共和國家庭教育促進法》,不斷強化基層教育的社會協(xié)同工作,牽頭組織嬰幼兒照護服務機構、早期教育服務機構、兒童活動中心等社會協(xié)同主體,共同打造家庭教育指導服務站點,并將家庭教育指導服務、實踐活動列入定期工作計劃,共同壓實村鎮(zhèn)學校幼兒父母的教育職責。

2.弱化代際分歧對幼兒教育關心的負面影響

研究結果發(fā)現(xiàn),代際分歧明顯抑制了農(nóng)村父母關心幼兒教育的積極性。因此,農(nóng)村年輕一代應與父母加強溝通,理性看待代際分歧,將矛盾點轉(zhuǎn)化為有利的一面來弱化其負面影響。代際分歧使代際間的觀點、思維產(chǎn)生碰撞,同時帶來了一個溝通與提升的契機。如果農(nóng)村父母能夠理性思考代際分歧產(chǎn)生的原因,充分反思溝通方式、教育過程、教育方式,找出學校、長輩、幼兒、自身之間教育系統(tǒng)的優(yōu)化路徑,就能在這個過程中化解潛在的家庭矛盾,并增加育兒知識和對幼兒的了解,提升家庭幼教的質(zhì)量。[20]此外,異質(zhì)性分析表明,代際分歧的負面影響在農(nóng)村男童家庭中尤為顯著。因此,父母不應回避與祖輩關于男童撫養(yǎng)與教育的種種細小分歧,而是應進一步加強祖輩間的交流,及時化解矛盾。

3.提升對大班階段幼兒的家庭教育關注

研究結果表明,在年齡相對較大的幼兒大班階段,農(nóng)村父母關心幼兒教育的程度較低。為此,社區(qū)、幼兒園、家庭教育指導站要以幼兒升學為契機,聯(lián)動家長落實好大班階段幼兒的升學準備工作,讓父母充分認識到大班階段幼兒發(fā)展的重要性。尤其要強調(diào)家庭教育中的一系列升學準備工作,如父母陪同幼兒實地走訪小學、在家庭教育中融入高階段的生活學習技能等,從而提升農(nóng)村父母對大班階段幼兒的教育關注度。此外,異質(zhì)性分析表明,農(nóng)村父母對大班階段男童的教育關心程度相對更低。因此,隨著年齡增長,農(nóng)村父母要更加重視男童家庭教育的規(guī)范約束,在幼兒園大班等更高成長階段中,積極地履行好家庭教育職責。[21]

4.平衡農(nóng)村家庭教育關心上的性別差異

研究結果顯示,農(nóng)村父母關心女童教育的程度比男童更高,并且顯著影響農(nóng)村父母關心教育程度的變量都存在性別的異質(zhì)性。也有相關實證研究發(fā)現(xiàn),有女孩家庭的家庭教育支出明顯高于沒有女孩的家庭。[22]為此,政府部門應集聚幼兒園、幼兒社會化服務機構等社會力量,借助社區(qū)平臺、新聞媒介等多渠道普及科學的性別觀,在改進農(nóng)村祖輩根深蒂固的性別差異觀念的同時,也要避免出現(xiàn)“重女輕男”傾向。農(nóng)村父母在男童的不同成長階段應親力親為,摒棄“女孩圈養(yǎng)、男孩放養(yǎng)”的刻板教育觀念,履行好相應的家庭教育職責。此外,政府在編制完善家庭教育相關指引規(guī)范時,應強調(diào)彌合家庭教育中的性別差異,從而實現(xiàn)幼兒綜合教育質(zhì)量的均衡。