亲子互动影响初中生教育期望的异质性分析

杨志慧，肖含，张紫薇

（喀什大学教育科学学院，新疆 喀什 844000）

一、问题的提出

父母从孩子出生后就陪伴在孩子左右，担当着孩子第一任教师的重要角色。与系统且明确的学校教育不同，家庭中父母对于孩子的教育润物无声，会通过长期的影响浸刻在孩子的方方面面，浅到学习成绩、待人接物，深至习惯养成、性格塑造、人生观价值观的建立。

目前，父母对个体成长的重要影响不仅在生活中被大众认同，而且在大量科学研究上被证实。子女学习成绩并非随家长的学习参与频率而线性增长，两者之间实则为“倒U”型关系[1]。父母参与对孩子的学习成绩以及非认知能力都具有正向作用[2]。学习成绩可以通过教养方式和学习投入进行预测[3]。父母教育期望不仅直接影响个体的学习投入,还以父母教育投入为中介变量间接地影响个体的学习投入[4]。父母的拒绝、惩罚和控制三类教养方式正向影响小学生问题行为，父母的温暖教养方式负向影响小学生问题行为[5]。父母的婚姻状态对不同性别的学生的社会适应性影响不同，其中拥有完整家庭的学生相对于离异家庭的学生而言，其社会适应性明显较强。相对离异家庭中的女生而言，男生在心理弹性、心理能量及心理优势感三方面均较高，在人际适应方面，八年级学生优于其他年级[6]。

以往的研究主要集中于家庭或父母对个体学习成绩、认知能力、社会适应、问题行为等外在表现方面产生的作用和影响，对于自我教育期望这一内在感知的影响研究较少。自我教育期望对于初中生未来的发展相当重要。个体对自身未来学历水平的预期，不仅反映了对自我能力的长期评估，更表现出投资自身人力资本的主观意愿[7]。威斯康星学派对地位获得做了大量研究，结果发现教育期望能够有效并稳定地对个体教育获得和社会经济地位进行预测[8]，尤其在对处境不利族群的教育进行预测时，其作用更显著[9]。本研究从亲子互动入手，重点探讨亲子间讨论交流、日常活动、日常管教、学习监督四个方面对初中生自我教育期望的影响效应，并深入研究该影响的户籍差异和性别差异，为家庭教育对个体发展的影响研究进行补充，为缩小城乡差异、推进乡村人才振兴提供参考。

二、文献回顾与研究假设

（一）家庭因素对自我教育期望的影响研究

迄今为止，国内外大致从两条路径对教育期望进行了大量研究，家庭视角分析便是其一，该视角分析始于威斯康辛学派。已有研究集中于父母职业、受教育年限、教育期望、家庭经济收入、庭藏书量等各种经济和文化资本对学生教育期望的影响，鲜少有研究亲子互动这一类社会资本对教育期望的影响。

杨习超、姚远和张顺共同研究表明，父母和子女的教育期望兼受家庭经济状况和文化资本影响，但家庭经济和文化资本作用效果不同，前者为负，后者为正。子女性别不同，其作用强度也不一[10]。周皓的研究发现，教育期望和亲子交流在家庭社会经济地位和儿童发展之间作为中介变量起作用[11]。刘保中和张月云等人的研究认为，父母受教育水平和家庭收入都以父母参与为中介，间接影响子女的自我教育期望[12]。张云亮认为，父母与孩子在亲子互动的过程中凭借活动和语言建构亲子互动行为，将文化价值观念传递给孩子，从而影响个体教育期望[13]。

（二）教育期望的户籍及性别差异研究

侯玉娜和李馥丽的研究发现，城市初中生的高等教育期望显著高于农村和流动初中生[15]。丁百仁和王毅杰的研究依据户籍登记地和户口性质，将初中生分为四类，发现户籍对儿童教育期望的主要影响并不是内外之别，而是城乡差异[16]。梁玉成的研究发现，户籍隔离以心理健康为中介影响正常认知能力学生的教育期望[17]。黄超的研究表明，在我国，城市户口初中生的教育期望高于农村户口初中生。这种差异源于家长期望、家庭社会经济地位等家庭背景的差异以及学校质量、学校城乡区位等学校环境的不同[18]。

性别差异在诸多领域中存在，教育领域也不例外。已有研究表明，性别差异不仅体现在学生个体的认知能力、学习策略、学习压力、学习成绩、学习努力程度、成败归因、父母和教师的教育期望等方面，而且还表现在自我教育期望上。聂雨薇的研究发现，我国中学生中，女生教育期望显著高于男生[19]。

（三）亲子互动对自我教育期望影响的差异研究

关于亲子互动对初中生教育期望影响的户籍差异的研究较少。张云亮将亲子互动分为传统型亲子互动和消费型亲子互动两类，他的研究发现，传统型亲子互动在0.01水平下显著影响学生的教育期望且该影响在户籍方面存在异质性，而消费型亲子互动对学生教育期望并没有显著影响且该影响无差异[20]。

关于亲子互动对初中生自我教育期望影响的性别差异的研究较少。赵雨红和杨钋的研究发现，父母的数学-性别刻板印象对男生教育期望起正向作用,对女生教育期望起负向作用[21]。周菲和程天君的研究表明，不同程度的父母教育卷入对不同性别个体教育期望的作用不同，教育卷入程度较高，则正向影响教育期望，且无性别差异；程度较低，则负向影响教育期望，且对男生影响更大[22]。黄超等人的研究发现，老师鼓励程度、同辈上进程度及家长监督都显著正向影响教育期望,且存在显著性别差异[23]。基于上述分析做出以下研究假设：

假设1:初中生的自我教育期望存在户籍差异。农业户口的教育期望低于非农业户口。

假设2：初中生的自我教育期望存在性别差异。男生的教育期望低于女生。

NaCl（常州市海拓化工有限公司）；AgNO3（赫邦化工有限公司）；NaOH（赫邦化工化工有限公司）；K2Cr2O7（南京化学试剂股份有限公司）；浓HCl（沈阳晟达化工有限公司）；以上试剂均为分析纯。

假设3:亲子互动对初中生自我教育期望具有显著影响。亲子互动越多，初中生的教育期望越高。

假设3a:讨论交流对教育期望具有显著影响。

假设3b:日常活动对教育期望具有显著影响。

假设3c:日常管教对教育期望具有显著影响。

假设3d:学习督促对教育期望具有显著影响。

假设4:亲子互动对自我教育期望的影响存在户籍差异，其对农业户口的影响更明显。

假设5:亲子互动对自我教育期望的影响存在性别差异，其对男生的影响更明显。

三、数据来源与变量说明

（一）数据来源

本研究使用中国教育追踪调查（CEPS）2013-2014基线调查数据，该基线调查针对7年级和9年级学生群体，从全国28个县级单位中随机抽取112所学校、438个班级，由中国人民大学中国调查与数据中心设计并实施。本研究使用其中的学生问卷，该问卷内容包含个人情况、家庭情况和学校情况的相关信息，共计收回19487个有效学生样本，适用于本研究。本研究进行数据统计分析时使用的软件为SPSS26.0。

（二）变量说明

1.因变量：自我教育期望

CEPS的学生问卷设置“你希望自己读到什么程度”这一问题和十个选项来调查初中生的教育期望，去掉“无所谓”这一项，根据我国现行学制，将其他九项重新编码为教育期望年限，并依次赋值为6/8、9、11、12、12、15、16、19、22，得到取值范围为6-22的连续变量。数值越大，代表教育期望水平越高。

2.自变量：亲子互动

亲子互动程度从讨论交流、日常活动、日常管教、学习督促四方面进行评价，每一方面又包含多项内容。

CEPS设置“你父母经常和你讨论校园里的事情、你和朋友的关系、你和老师的关系、你的心情以及你的心事或烦恼”5个问题询问了亲子互动的讨论交流情况。本研究取父亲和母亲与孩子讨论交流的频率均值作为答案，并将3选项“从不、偶尔、经常”依次赋值1、2、3。将5个问题进行汇总，得到取值范围为5～15的讨论交流值。

CEPS通过6个问题“你和父母一起吃晚餐、阅读书籍、观看电视、运动、参观博物馆等、出门看电影等的频率大概是？”询问了亲子互动中日常活动情况，本研究将6选项依次赋值1、2、3、4、5、6。将6个问题进行汇总，得到取值范围为6～36的日常活动值。

CEPS通过8个问题“你的父母对你在作业考试、在校表现、上学时间、回家时间、上网时间、看电视时间、交友对象、穿衣打扮这些事情上管你严不严？”询问了亲子互动的日常管教情况。本研究将3选项“不管、管但不严、管得很严”依次赋值1、2、3。将8个问题进行汇总得到日常管教值，取值范围为8～24。

CEPS通过2个问题“上个星期，你的父母是否以检查作业、指导功课的方式督促过你的学习？”询问了亲子互动的学习督促情况。本研究将4选项“从未、一到二天、三到四天、几乎每天”依次赋值1、2、3、4。将2个问题进行汇总，得到取值范围为2～8的学习督促值。将上述四项值加总，得到取值范围为21～83的亲子互动总值。

3.控制变量

本研究去除居民户口和无户口选项，将户籍编码为“非农业户口”=0、“农业户口”=1。参考教育期望相关研究，我们还控制了包括性别、年级、学习成绩、家庭经济状况、父母教育程度、父母教育期望等变量。其中性别编码为“女”=0、“男”=1；年级编码为“七年级”=0、“九年级”=1。学习成绩分为五个水平，分别赋值1、2、3、4、5。家庭经济状况分为五个水平，分别赋值1、2、3、4、5。父母受教育水平由母亲和父亲受教育水平的均值表示，编码方式与个人教育期望相同；父母教育期望的编码与个人教育期望相同。变量的描述统计见表1。

从总体来看，初中生的自我教育期望均值为16.43年，相当于大学本科的学历，比父母教育期望（15.93）高出0.50年。父母受教育水平（9.79）约为初中文化，其中母亲受教育水平（9.40）比父亲（10.19）少将近1年。初中生和父母的教育期望两者都比父母受教育水平高，这显示出了父母希望一代更比一代强的想法。被调查学生的年级比和性别比均接近1∶1，中等家庭经济和农业户口者较多，学生的学习成绩大多处于中等水平。亲子互动四个方面，讨论交流和日常活动频率中等，日常管教频率较高，学习督促频率较低。亲子互动整体为中等略偏上水平。那么亲子互动会不会影响个体教育期望？该影响存在户籍差异吗？接下来将进一步进行验证。

利用差异检验，从表1中可以看到，非农业户口初中生的教育期望均值是17.34年，而农业户口初中生的教育期望均值是16.01年，农业户口初中生的教育期望显著低于非农业户口初中生，假设1得到验证。

表1 变量的描述统计

非农业户口初中生的四类亲子互动的水平均高于农业户口初中生。t检验的结果显示，不同户籍初中生的讨论交流、日常活动、学习督促三类亲子互动在0.001的水平上达到显著。总体上，农业户口初中生的亲子互动水平为53.55，比非农业户口初中生低4.39，且在0.001的水平上达到了显著。

农业户口初中生中，男生占比51.90%，比非农业户口初中生中的男生比例高3.7%，这反映出农村重男轻女的思想，一方面表现为农村的男孩出生率更高，另一方面表现为农业户口的男生相比女生拥有优先上学的权力。农业户口初中生的学习成绩、家庭经济状况、父母受教育水平均显著低于非农业户口初中生。

表2显示，女初中生的教育期望均值是16.72年，男初中生的教育期望均值是16.18年，男初中生的教育期望显著低于女初中生，与已有研究一致，假设2得到验证。除日常活动外，不同性别初中生的亲子互动存在差异。讨论交流和日常管教方面，女生都显著多于男生；学习督促方面，男生显著多于女生。整体上女生的亲子互动比男生要显著多0.61个单位。在父母教育期望和学习成绩两方面，女生高于男生，且达到0.001的显著水平。在家庭经济状况和父母受教育水平方面，男生女生无显著差异。

表2 自我教育期望的性别差异

年级（九年级）学习成绩家庭经济状况父母受教育水平父母教育期望性别女男女男女男女男女男均值/百分比48.86%46.27%3.20 2.91 2.82 2.81 9.84 9.78 16.16 15.73标准差0.50 0.50 1.06 1.17 0.59 0.61 2.98 3.01 3.01 3.35均值差0.03 0.28 0.00 0.06 0.42 t值3.483***（0.01）17.112***（0.02）0.442（0.01）1.428（0.05）8.751***（0.05）

四、研究结果与分析

（一）回归分析：亲子互动对自我教育期望的影响

下面重点分析亲子互动四个方面对教育期望的影响。表3中，模型1为基准模型，检验所有控制变量对教育期望的影响。九年级学生教育期望显著低于七年级。九年级学生相对成熟，面对的学业压力也更大，对自我的教育期望会依据现实情况综合考量；七年级的学生刚升入中学，教育期望的设定更多地是依据父母的高期待设定的，自己本身也对未来有较高的憧憬。同时，与已有研究一致，家庭经济状况、学习成绩、父母受教育水平及教育期望会显著影响自我教育期望。而家庭经济显著负向影响自我教育期望。这表明，或许家庭经济较好的学生与一般的相比，其获得直接的物质支持更多，他们在选择成功的十字路口有更多的走向，教育这一途径并不是唯一渠道。

表3 亲子互动对自我教育期望的影响

模型2、模型3、模型4和模型5显示，在其他条件不变的情况下，讨论交流、日常管教对初中生自我教育期望的影响在0.001的水平上显著为正。讨论交流每增加一个单位，自我教育期望便提升0.037年；日常管教每增加一个单位，自我教育期望便提升0.044年。学习督促对自我教育期望的影响在0.05的水平上显著为正，学习督促每增加一个单位，自我教育期望便提升0.025年。假设3a、假设3c和假设3d得到验证。日常活动并不显著影响初中生自我教育期望，因此假设3b不受支持。模型6显示，整体上，亲子互动在0.01的水平上显著影响初中生自我教育期望，亲子互动每增加一个单位，自我教育期望便提升0.006年，这证实了本研究提出的假设3。

注：括号内是标准误；*、**、***分别表示系数在0.05、0.01、0.001的显著水平上显著。

（二）异质性分析

亲子互动对初中生自我教育期望的影响是否存在户籍差异？表4对此进行了分析。模型1显示，亲子互动对非农业户口初中生教育期望有显著正向影响。模型2在加入了其他控制变量后，该影响效应减小（由0.062到0.006）且变得不显著。模型3显示亲子互动对农业户口初中生教育期望有显著正向影响，模型4在加入了其他控制变量后，该影响效应虽然减小（由0.055到0.008）但仍然显著为正。由此说明，相比亲子互动对非农业户口初中生教育期望的影响，其对农业户口初中生教育期望的影响更为明显且强烈。

表4 亲子互动对自我教育期望影响的户籍差异

亲子互动对初中生自我教育期望的影响是否存在性别差异？表5对此进行了分析。模型1显示，亲子互动显著正向影响女生教育期望。模型2在加入了其他控制变量后，亲子互动对女生教育期望的影响效应变小（由0.058到0.001）且变得不显著。模型3显示亲子互动显著正向影响男生教育期望，模型4在加入了其他控制变量后，亲子互动对男生教育期望的影响效应虽然减小（由0.074到0.012）但仍然显著为正。由此说明，相比亲子互动对女初中生教育期望的影响，其对男初中生教育期望的影响更为明显且强烈。

表5 亲子互动对自我教育期望影响的性别差异

五、结论与讨论

本研究从亲子互动入手，通过分析CEPS基线调查数据，探讨了讨论交流、日常活动、日常管教、学习督促对初中生自我教育期望的影响，并进一步研究了该影响是否存在性别和户籍差异，最终得出以下结论：第一，高学历成为初中生对于自身发展的普遍要求。与其他学者的研究一致，我国初中生的自我教育期望既有户籍差异，又有性别差异，农业户口初中生的教育期望显著低于非农业户口，男生教育期望显著低于女生。第二，除了父母的教育程度、父母教育期望等家庭背景因素影响自我教育期望外，亲子互动也对教育期望有影响。具体来说，讨论交流和日常管教对自我教育期望的影响力度大于学习督促。第三，亲子互动对初中生自我教育期望的影响存在着户籍和性别差异。亲子互动对农业户口初中生教育期望的正向影响效应更明显，对男生教育期望的正向影响效应更明显。

首先，农业户口初中生教育期望低于非农初中生这一问题需要引起足够的重视。主观意愿是被建构出来的，并非纯粹主观的。同理，自主选择并非只依据了个人的主观意愿，还考虑了客观条件限制[24]。相对非农业户口初中生，农业户口初中生的低自我教育期望可能是在高自我教育期望的理想追求和家庭经济状况的现实需要之间追求平衡点的最终结果。教育分流始于初中毕业后，较低的自我教育期望首先会影响到农业户口初中生的升学概率，进一步影响到后期的职业选择和发展，甚至有可能影响到整个人生轨迹。教育期望的城乡差异对于推动教育公平发展和质量提升、推进乡村人才振兴计划、打破城乡相互分割的壁垒、实现城乡一体化、解决我国发展不平衡不充分的矛盾也是一大隐形的阻碍。

教育期望的性别差异问题也值得我们进一步关注。近几十年来国内和国外均对教育领域中的“女性优势”现象有所觉察，女性在教育方面显现的优势可能不仅影响劳动力市场和婚姻市场，甚至可对原来的性别政体产生作用。黄超和吴愈晓的研究发现，家庭环境和学校环境对不同性别个体的教育期望影响效应不同，家庭环境对于提高男生的教育期望更为有利[25]。

其次，本研究发现，与家庭经济状况、父母教育程度、父母教育期望相比，亲子互动对初中生自我教育期望的影响力度虽小，但它仍然是提升初中生则教育期望的一个有效途径。初中生处于青春期，面对着新冲突及新要求，在此阶段会面临同一性混乱的发展危机。要想度过成长危机，必须要学会了解自己真正的需要、肩负的责任及未来的理想等。而父母的日常管理和引导、学业上的督促与帮助及与父母讨论交流自己及身边的事情和问题，都对初中生的同一性危机的解决有一定的支持作用，进而能够使得初中生对于未来更有信心，自我教育期望也更明晰。

最后，亲子互动对农户初中生教育期望的正影响显著高于非农初中生。农业户口初中生父母为改善家庭经济状况，要在工作上投入了大量的时间和精力，闲暇时间所剩无几，有的甚至背井离乡拉大了亲子互动的空间距离；低学历的父母也缺乏对亲子互动的敏感性和积极性，较少能够意识到亲子互动对于孩子长远发展的间接益处。物以稀为贵，难以实现的良好且适量的亲子互动对于农业户口初中生来说弥足珍贵，影响也更为强烈。语言是沟通的媒介，而男生的语言发展特征和性格特征一定程度上影响了亲子互动的发生，亲子互动对男生也属于稀贵之物，其教育期望的正向影响效应更加明显。

如何提升初中生自我教育期望及缩小户籍和性别差异？本研究结果有如下启示：首先，学校应定期开展职业规划课程，使学生能够了解到有关教育机会、价值回报和未来职业发展的信息；教师要引导农业户口学生和男生多与父母进行讨论交流，并与家长及时沟通学生在校情况，共同关注孩子成长。第二，父母不应该仅仅询问孩子考了多少分，而应挤出时间更多地关心孩子的学校生活见闻和成长困惑，与孩子进行深入的交流；对孩子日常生活进行管理指导，使其形成良好的习惯。第三，国家在经济政策上要向农村倾斜，加快推进乡村振兴计划，以便提高农村经济状况，降低农村学生父母的经济压力，使他们减少挣钱的时间成本，增加与孩子在日常生活中了解与对话的机会；在农村加强针对学生父母的教育宣传，提高农村父母的教育意识。