别人家的孩子:邻里效应对学生参与影子教育的影响研究——基于中国家庭追踪调查面板数据的分析

薛海平,杨琳琳,徐丹诚

(1.首都师范大学 教育学院,北京 100048;2.中国医学科学院北京协和医学院,北京 100730)

一、引言

自2021年7月24日“双减”政策出台以来,仍有部分家长通过“英语戏剧培训”等一系列隐形变异的形式规避“双减”政策[1]。共青团中央开展的一项调查结果显示,“双减”政策出台后,仍有26.1%的受访家长表示会继续让其子女接受培训、补课[2]。以往学者们对学生参与影子教育影响因素的研究多集中于学生的个体特征、家庭社会经济地位(以下简称SES)和学校特征等因素[3][4],这些研究均将学生参与影子教育看作是独立于群体的行为。作为社会性动物,人们的思想和行为会在与群体的长时间互动中逐渐与群体趋同[5]。自《科尔曼报告》首次提出学生学业成绩存在显著的同伴影响以来,学者们逐渐将研究视角转向学生同伴对个体的影响。国内外学者的研究也表明学生的学业成绩和行为存在显著的同伴影响[6][7]。“就近入学”政策使得学生的同辈群体居住于同一社区,那么,学生参与影子教育是否存在邻里效应?如果有,邻里效应有怎样的变化趋势?邻里效应在不同个体家庭SES、学段及城乡学生间是否存在异质性影响?本研究将构建面板固定效应Logit模型对中国家庭追踪调查(CFPS)数据进行分析,尝试回答上述问题,为治理影子教育、进一步促进“双减”政策落地落实提供决策参考。

二、文献综述

(一)邻里效应

20世纪90年代,邻里效应(neighborhood effect)开始进入国外学者的研究视野[8]。美国社会学家Wilson在其著作《真正的穷人》中最先提及邻里效应,其对美国城市中贫民窟的研究发现,居民的生活态度和社会行为会受邻里特征的影响[9]。自20世纪末以来,邻里效应研究吸引了社会学、政治学、经济学、地理学和心理学等多学科研究者的关注[10]。邻里效应是指邻里的某些特征会对个人的社会经济结果产生影响[11]。个体与群体间的社会互动是解释邻里效应产生的主要机制,个体会倾向于同群体中其他人进行比较,以群体标准作为自身行为的重要参考,从而产生行为的模仿和跟随。同时,个体在社会交往中与群体进行信息的交换、传递,可能通过认知和观念的改变影响个体的行为决策[12]。Manski将社会互动的作用机制分为内生效应、外生效应和关联效应。其中,内生效应是指个体行为倾向随群体行为的变化而变化,外生效应是指个体行为倾向随群体特征的影响而变化,关联效应是指同一群体中的个人往往表现相似,因为他们具有相似的个人特征或面临相似的制度环境[13]。

国内有关邻里效应的研究开始较晚,当前有关邻里效应的研究涉及经济、社会、公共健康等多领域。在教育学领域,部分研究者关注到邻里效应对家庭教育支出的影响。余丽甜和詹宇波(2018)利用CFPS数据的研究发现,邻里效应对家庭教育支出产生了显著的影响[14]。耿峰(2019)利用CFPS数据,研究发现同一社区其他家庭中大学生子女比率的提升对个体家庭教育支出具有显著正向影响[15]。还有研究者聚焦邻里教育环境对青少年人力资本积累的影响。刘宏、李嘉莹(2023)利用CFPS数据研究发现,社区母辈教育有显著的代际邻里效应,男孩、居住在农村、家庭收入较低和自己母亲受教育程度较低的青少年更能从良好的邻里教育环境中获益[16]。

此外,邻里效应与青少年学业表现的关系也引起了部分研究者的关注。刘欣、夏彧(2018)研究发现邻里优势集群对少儿学业成就有促进作用[17]。孙伦轩(2018)利用中国教育追踪调查(CEPS)数据,研究发现城镇青少年成长存在邻里效应,会导致青少年在自我教育期望和同伴上进程度上产生差异,进而影响认知能力的发展[18]。方超(2023)基于CEPS数据,研究发现家庭经济资本、文化资本等因素直接决定了社会邻里效应引致的义务教育结果不平等,而且社区邻里效应对义务教育结果表现的异质性影响呈N型结构变化[19]。

(二)邻里效应与影子教育

目前少有研究者关注邻里效应与影子教育的关系,考虑到邻里效应与同伴影响同是探讨学生同辈群体对个体参与影子教育的影响,故本研究综述了邻里效应、同伴影响对学生个体参与影子教育的影响的相关文献。

周东洋和吴愈晓(2018)、陈爱丽等(2019)基于CEPS数据,研究发现学生个体参与影子教育的可能性和支出会随班级同伴影子教育参与比例和支出的提高而加大[20][21]。方航等(2021)基于CFPS的农村样本,研究发现其他农户的教育支出(涵盖影子教育支出)会提升农户个体的教育支出[22]。Kim等(2022)、李昂然(2022)使用大规模调查数据研究发现,学校同伴参加影子教育的比例越高,学生个体参加影子教育的概率越大[23][24]。薛海平和徐丹诚(2022)基于CEPS两期数据的研究发现,在同一班级和同一学校内学生参与影子教育均存在显著的同伴影响,且学校同伴的影响要大于班级同伴的影响[25]。徐丹诚、薛海平(2022)利用CFPS数据研究发现,学生参与影子教育存在邻里效应[26]。

(三)文献述评

已有研究着重探讨了邻里效应与青少年学业表现、青少年人力资本积累以及家庭教育支出的关系,证实了学生参与影子教育存在同伴影响与邻里效应,但是鲜有研究深入挖掘邻里效应对学生参与影子教育的影响,具体表现在:第一,从研究数据来看,已有研究多采用截面数据,难以发现邻里效应对学生参与影子教育的长期影响趋势。第二,从研究内容来看,已有研究尚未涉及邻里效应对不同家庭SES、学段及城乡学生参与影子教育影响的异质性分析。因此,本研究构建面板数据固定效应Logit模型,尝试刻画邻里效应对学生参与影子教育影响的长期变动趋势,系统分析邻里效应在不同家庭SES、学段及城乡学生间的异质性。

三、理论基础与研究假设

参照群体理论(reference group theory)是解释邻里效应的主要理论,参照群体是指在个体社会化以及心理人格形成的过程中具有重要影响的具体人物或群体[27]。与自己有实际交往、具有稳定的社会联系的人可作为自己的参照群体。故与学生和家长朝夕相处的同一社区邻里可作为学生个体的参照群体。参照群体的“规范型”功能是指某个个体或群体提供了个体行为发生和保持的标准[28]。中国居民的观点和行为比较容易受集体的影响[29]。余丽甜和詹宇波(2018)的研究表明,家庭教育支出的确会随其所在社区平均教育支出的增加而加大。据此,本研究提出假设:

H1:同一社区学生影子教育参与率越高,学生个体参与影子教育的概率越大,即学生参与影子教育存在邻里效应。

邻里效应也被称为非市场互动,是指在相同社区居住的行为人相互影响[30][31]。非市场互动会将行为人按偏好、收入、身份等方面划分为不同的群体[32]。在“就近入学”的政策背景下,学生家长会根据家庭社会经济条件选择居住地,由此产生居住的“群分效应”。优势阶层家庭利用其自身优势占据优质学区,越来越多的弱势阶层家庭被排斥在外,进而引发普遍的社会焦虑[33]。同时,随着教育资源均衡程度的不断提高,弱势阶层家庭逐渐意识到教育在阶层流动中的重要性[34]。李福林(2021)的研究表明,社会互动会促进低职业阶层家庭进行教育投入[35]。宋泽和邹红(2021)的研究表明,邻里效应对城市中低收入居民的影响更大[36]。据此,本研究提出假设:

H2:同一社区学生影子教育参与率越高,家庭SES较低的学生参与影子教育的概率越大。

当前高等教育机会获得与更低阶段的教育紧密相连,学业竞争不断前移至基础教育乃至学前教育阶段。为了在优质高等教育资源竞争中占据有利地位,在“不能输在起跑线上”等思想的影响下,家长期望子女在未来劳动力市场上择业更具优势,往往会让子女在早期教育阶段就参与影子教育[37]。薛海平和师欢欢(2022)的研究表明,家长的教育焦虑逐渐前移至学前教育阶段,许多学生在较低年级就参加了影子教育[38]。家庭教育支出存在同群效应,同一社区内的学生和家长可能会受到彼此的影响而参与影子教育。据此,本研究提出假设:

H3:同一社区学生影子教育参与率越高,学段较低的学生参与影子教育的概率越大。

随着现代化进程的不断加深,城市中传统的居住格局逐渐被打破,户籍制度改革促使人口流动性增强,邻里关系逐渐变得淡漠。已有研究表明,有六七成的城市居民不知道同一楼层邻居的姓名[39]。而我国乡村是“半熟人社会”,非正式的约束性规范对个体行为有较强的约束力,由此会导致个体采用被动适应的方式去适应社区群体的集体认知或行为[40]。谢桂华和王小榕(2021)的研究表明,居住地城市化程度越高,居民之间的交往就越不频繁,乡村是社会交往最频繁的地方[41]。因此,乡村的学生可能更易受到邻里的影响而参与影子教育。据此,本研究提出假设:

H4:同一社区学生影子教育参与率越高,乡村的学生参与影子教育的概率越大。

四、数据、变量与计量模型

(一)数据来源

本研究使用2010、2012、2014、2016和2018年中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies,简写为CFPS)数据开展研究。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心设计和实施的具有全国代表性的大型追踪调查项目,能够反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。CFPS数据集中含有村/居民编码、影子教育和家庭社会经济状况等方面的变量,能够有效识别学生个体所在社区的邻里,比较适合开展本研究。本研究将5期数据中基础教育阶段的学生样本合并,最终得到有效样本为5269的面板数据。

(二)变量说明

1.被解释变量

本研究被解释变量“是否参与影子教育”为成人问卷和幼儿问卷中“是否参加家教/辅导班”和“过去12个月课外辅导费(元)”两个变量合并而成。即若变量“是否参加家教/辅导班”与变量“过去12个月课外辅导费(元)”的取值均为0,则认为其未参与影子教育,将被解释变量“是否参与影子教育”编码为0,反之编码为1。

2.解释变量

根据Manski对社会互动的分类,本研究中的邻里效应属于内生效应,即同一社区邻里参与影子教育的行为对学生个体家庭的影响,故使用“同一社区学生影子教育参与率”为解释变量。探讨邻里效应需要体现社会互动这种潜在影响,地域过大或人数过多都会造成居民之间的互动困难,而社区或村落具有一定地理区域和一定数量人口的特点,并且每一个社区或村落都有共同的活动场所和活动中心[42]。基于此,本研究借鉴当前研究中较为常用的邻里效应计算指标,根据村/居编码“cid”将同一个社区的家庭汇总,将除个体家庭i之外同一社区的其他家庭作为参照,计算社区c内其他家庭的影子教育参与率对学生个体家庭的影响[43][44],如公式(1)所示:

(1)

3.控制变量

邻里效应的研究需要克服社会互动中的外生效应和关联效应。外生效应是指群体特征对个人行为的影响。关联效应是指同一社区学生面临相似的环境,其行为或结果具有相似性。因此,本研究将借鉴晏艳阳等(2017)的做法,选取同一社区中除该家庭之外的其他家庭的特征平均值,尽可能多地将家庭和群体层面的控制变量纳入回归模型,测量方法同(1)式。同时,本研究还将可能影响学生参与影子教育的个体特征和家庭特征等相关变量作为控制变量纳入回归模型。具体变量说明见表1。

表1 变量说明

(三)计量模型

邻里效应研究需要克服自选择性问题。自选择性问题是指家长根据收入、工作地点等影响其子女选择学校和班级[45]。本研究借鉴余丽甜和詹宇波(2018)、刘泽云等(2022)的做法[46],构建面板固定效应Logit模型克服自选择性问题,同时,LR检验和Hausman检验结果表明固定效应模型为最优模型。回归模型如下:

(2)

面板数据固定效应Logit模型可以采用无条件和条件似然两种方法来估计,但前者会导致附件参数问题(incidental parameters problem),而后者则不存在这种问题(Allison,2009)[47]。在Stata中,可以使用xtlogit命令或clogit命令来实现对面板数据Logit模型的条件似然估计。本研究选择使用xtlogit命令完成模型拟合。

五、实证分析结果

(一)描述性统计

如表2所示,2010-2018年有23.5%的样本学生参与了影子教育,其所在同一社区学生影子教育参与率约为23.4%。其他控制变量的描述统计结果不再赘述。

表2 描述性统计

(二)邻里效应对学生参与影子教育的影响

本研究使用面板Logit模型探讨学生参与影子教育是否存在邻里效应及邻里效应在不同家庭SES、学段和城乡学生间是否存在异质性。

本研究使用逐步回归的方法探讨学生参与影子教育是否存在邻里效应。模型分析结果如表3所示。模型1为基准模型,仅以邻里效应作为解释变量,系数为正且在1%的水平上显著。模型2-3在模型1的基础上逐步加入学生家庭、学生认知能力、学校、社区特征和时间固定效应进一步检验。模型结果显示,在加入一系列控制变量后,“同一社区学生影子教育参与率”的方向和显著性未发生改变,说明同一社区学生影子教育参与率对学生个体参与影子教育具有显著正向影响。

表3 邻里效应对学生参与影子教育影响的面板Logit模型分析结果

从平均边际效应来看,同一社区学生影子教育参与率每提升一个单位,平均使学生参与影子教育的概率提升35.5%,假设H1成立,即学生参与影子教育存在邻里效应。

从控制变量来看,学生认知能力越高,其参与影子教育的概率越大。学生就读学段越低,其参与影子教育的概率越大。小学生比初中生参与影子教育的概率更大,而幼儿园学生参与影子教育的概率要大于普通高中学生,说明当前学业竞争已逐步前移至基础教育甚至是学前教育阶段。

如表4所示,本研究将滞后一期和滞后二期同一社区学生影子教育参与率纳入回归模型,探讨邻里效应的变化趋势。模型4-5结果显示,两期系数均未通过显著性水平检验。这说明随着时间的推移,邻里效应逐渐减弱。

表4 滞后期邻里效应对学生参与影子教育的影响

(三)邻里效应对学生参与影子教育影响的异质性分析

由于邻里效应对不同家庭SES、学段及城乡学生参与影子教育可能产生异质性影响,本研究在模型3的基础上分别加入家庭SES、学段和城乡与同一社区学生影子教育参与率的交互项。如表5所示,邻里效应对学生参与影子教育存在异质性影响。模型6-7结果显示,同一社区学生影子教育参与率的提升会提高家庭人均收入较低以及父母职业为下层的学生参与影子教育的概率,即邻里效应对家庭SES较低的学生影响更大,假设H2成立。模型8结果显示,同一社区学生影子教育参与率的提升会提高学段较高学生参与影子教育的概率,这一结果与假设H3的预期不一致。模型9结果显示,同一社区学生影子教育参与率的提升会提高乡村学生参与影子教育的概率,假设H4成立。

表5 邻里效应对学生参与影子教育影响的异质性分析

表6 邻里效应对学生家庭影子教育支出的影响

(四)稳健性检验

为使实证结果更具稳健性,本研究采取以下两种方法:第一,将被解释变量替换为“学生个体家庭影子教育支出”,解释变量替换为“同一社区学生平均影子教育支出”,该变量测量方法同(1)式。模型10结果显示,学生个体影子教育支出会随同一社区学生平均影子教育支出的增加而加大。第二,在方法一的基础上,借鉴方航等(2021)的做法,为了确保其他家庭参与影子教育具有代表性,本研究剔除了社区/村庄规模小于6个家庭的样本,确保每个家庭有5个参照对象。模型11结果显示,核心自变量系数显著为正,故模型3结果具有稳健性,假设H1得到进一步证明,说明学生参与影子教育存在邻里效应。

六、结论、讨论与政策建议

(一)主要结论与讨论

本研究基于中国家庭追踪调查(CFPS)数据构建面板固定效应Logit模型,探究学生参与影子教育是否存在邻里效应及邻里效应在不同家庭SES、学段和城乡学生间的异质性影响,得出如下结论:

1.学生参与影子教育存在邻里效应

本研究发现,同一社区学生影子教育参与率对学生个体参与影子教育具有显著的正向影响。根据参照群体理论,当同一社区邻里间存在普遍参与影子教育的行为时,便为其他学生个体树立了行为标准,若不遵守此“规则”可能会被边缘化或不被认可。学生个体及其家长为了在群体中形成竞争优势,便逐渐接受此项行为“规则”。同时,受传统儒家文化与集体主义价值观的影响,中国居民的道德规范与行为决策容易受到身边人的影响,表现出明显的熟人社会特征[48]。因此,学生个体会受同一社区学生影子教育参与率的影响而去参与影子教育,产生影子教育的邻里效应。

另外,本研究发现,随着时间的推移,影子教育的邻里效应不会对学生及其家庭产生显著影响。城市化与市场化的发展扩大了社会交往范围,减少了人际关系形成的制约性,提高了人际关系的同质性[49]。在城市化和市场经济的大背景下,交换观念和行为也被人们习惯性地带到了邻里的人际互动中。商品价值观逐渐侵蚀了彼此守望互助、出入为友的社区精神和价值观念。同时,城市中传统的居住格局被打破,通讯网络的发展使人们的交往更加便利,打破了人们日常交往的隔阂,人们足不出户就可以进行社会交往[50]。多重因素叠加导致邻里关系逐渐淡化。因此,随着时间的推移邻里效应逐渐减弱。

2.邻里效应对家庭SES较低的学生影响更大

本研究发现,邻里效应强化了家庭SES较低的学生参与影子教育的追求。该发现与李福林的研究结论一致。居住区的社会经济特征会对居民的生活态度、社会行为产生重要影响,家长为子女追求社会地位并希望赢得他人尊重,从而遵守社区的“规则”[51]。随着经济社会的迅猛发展,SES较低的家庭寄希望于投资子女教育而实现阶层跃迁。同时,受限于自身对教育投资理论的认知,社会经济地位较低的家庭易受各种外界因素的干扰,产生从众的影子教育投入行为,而社会经济地位较高的家庭凭借其强大的社会资本拥有较为全面的教育投资信息,其影子教育投入行为相对理性,故影子教育的邻里效应对家庭SES较低的学生影响更大。

3.邻里效应对学段较高的学生影响更大

本研究发现,邻里效应强化了学段较高的学生参与影子教育的追求。我国处于儒家文化圈中,“学而优则仕”的传统思想已根植于家长和学生内心。虽然我国已进入高等教育普及化阶段,但基础教育高学段学生仍然面临着较大的升学竞争压力。高质量的高等教育入学机会是学生和家长的核心诉求。对于学段较高的学生来说,参与影子教育已成为其“刚需”。为了提高升学考试分数,抢占稀缺的优质高等教育资源,在教育竞争及教育焦虑氛围的影响下,越来越多基础教育高学段的学生会受邻里效应的影响参与影子教育,以求在升学考试竞争中“胜出”,故影子教育的邻里效应对学段较高的学生影响更大。

4.邻里效应对乡村的学生影响更大

本研究发现,邻里效应强化了乡村学生参与影子教育的追求。我国乡村地区具有典型的关系型社会特征,邻里间的互动相比城市更加频繁[52]。在市场经济的冲击下,城市居民的竞争意识愈加强烈,更倾向于在私人领域中寻找生活意义,其关注的焦点逐渐转向家庭内部的小天地。而乡村的邻里关系相较于城镇更加紧密,邻里的“规范型”功能更强,故影子教育的邻里效应对乡村的学生影响更大。

(二)政策建议

基于上述研究结论,为推动“双减”政策逐步落地提供经验证据,本研究提出如下政策建议:

1.严控校外培训机构广告宣传,加大学科类隐形变异培训查处力度

影子教育邻里效应的产生主要是由于学生个体家庭遵从同一社区邻里的“规则”,其本质是在传统价值观及“剧场效应”影响下的从众行为。受资本裹挟的校外培训机构虚假、夸大宣传无疑会强化学生个体家庭非理性的影子教育投入。《2021年校外教育培训领域消费者权益保护报告》显示,虚假宣传是校外教育培训领域投诉的重要类别,关于虚假宣传的校外教育培训投诉占总投诉量的7.35%[53]。此外,影子教育的邻里效应是导致“双减”后学科类校外培训隐形变异现象产生的重要因素。“双减”政策实施后,学科类校外培训机构大幅压减,但是部分家长担心“我减你不减”,在邻里效应的影响下,家长们“结伴攒班”“众筹私教”等学科类隐形变异违规培训现象不断涌现,地点更加隐蔽、监管更加困难,这在一定程度上对冲了减负成效。

为了削弱影子教育的邻里效应,一方面,应严控校外培训机构广告宣传。“双减”政策明确要求“加强校外培训广告管理,确保主流媒体、新媒体、公共场所、居民区各类广告牌和网络平台等不刊登、不播发校外培训广告”[54]。因此,在严格落实“双减”政策的基础上,居民社区应谨防校外培训机构利用微信群、QQ群等社区居民交流渠道,通过“隐形变异”的方式在线上继续进行广告宣传。社区管理者应加强对本社区线上交流平台人员和内容的监管,削弱由校外培训机构的虚假、夸大宣传而引发的影子教育的邻里效应。另一方面,应加大学科类隐形变异培训查处力度。各地应将学科类隐形变异培训监管工作纳入街道、社区工作人员的职责范围之内。各级教育行政部门可联合社区组织,构建定期或不定期的排查机制,防止在居民楼、咖啡店等场所进行违规培训。同时,要畅通监督举报渠道,可尝试在小区公告栏、单元门口、电梯间设置诸如二维码、电话号码等监督举报通道,定期收集举报信息,一经确认,坚决严厉查处,以免更多家庭和学生在邻里效应的影响下“卷入”影子教育,加重学生的学业负担。

2.提升弱势阶层家庭所在社区及乡村教育资源质量,引导家长理性参与影子教育

一方面,城镇中的居住“群分效应”导致阶层的居住隔离和学校阶层隔离,弱势阶层家庭所在区域内的优质教育资源较为稀缺,而城镇中的弱势阶层家庭寄希望于投资子女教育实现阶层跃升。另一方面,乡村优质教育资源本就缺乏,而且乡村家庭自身教育经验不足,难以为子女提供良好的教育支持,加之我国乡村是典型的“熟人社会”,邻里间的密切交往产生的“面子消费”在一定程度上会导致乡村家庭盲目参与影子教育。因此,政府和学校应根据“双减”政策及《家庭教育促进法》的要求,提升弱势阶层家庭所在社区和乡村教育资源质量,缓解家长急迫心情,引导家长理性参与影子教育,树立科学育儿观。

第一,提升社区及乡村教育资源质量。一方面,学校应切实落实“双减”政策,以作业设计、课堂教学、课后服务等方面为着力点,有效提升学校教育教学质量,缓解由于“居住群分”带来的家长教育焦虑,满足学生和家长高质量教育诉求。另一方面,教育相关部门应鼓励城镇学校积极探索各种联盟化办学模式,完善优质学校与薄弱乡村学校对口支援和结对帮扶制度,促进优质教育资源在城乡之间流动,共建共享优质教育资源,提升乡村教育教学质量,削弱学生和家长对影子教育的需求[55]。

第二,引导家长理性参与影子教育。首先,学校应发挥主导作用,完善家长会、家长学校以及家长委员会的建设,可通过采购第三方优质教育服务的方式,针对本校学生的学习特点、家庭背景及教育需求,聘请教育专家对乡村及弱势阶层家庭开展家庭教育指导活动,引导家长主动提升教育能力,树立科学的育儿理念[56]。正如北京市教委等三部门发布的《关于进一步做好采购义务教育阶段校外优质教育资源有关工作的意见》,明确支持采购用于开展家长学校、家长讲座、家长沙龙等家庭教育指导服务工作的线上和线下资源[57]。其次,社区可在公告栏中设置家庭教育板块,张贴家庭教育指导服务活动的信息,并在社区线上交流群提供家庭教育知识和技巧,提高社区内家长的家庭教育意识[58],在凝聚“双减”共识中提供支撑。最后,政府可依托少年宫、社区儿童活动中心等公共服务机构,针对乡村和弱势阶层学生发展实际与需求,加强乡村及弱势阶层所在社区的学生教育服务工作,为学生和家长提供多样化选择,同时缩小不同阶层教育资源获得的差距。