重叠影响阈：家校关系对教育期望的影响过程
——基于2015年中国教育追踪调查数据的实证分析

宋阿沛

(厦门大学 社会与人类学院，福建 厦门 361001)

20世纪30年代以来，教育问题逐渐发展成社会学领域的一项重要议题。著名的“科尔曼报告”发现：一方面，教育是社会流动实现的通道之一，精英通过教育诞生，阶层应教育而改变。另一方面相较于学校提供的硬件设备，学生的社会经济背景才是影响学业成就的重要因素[1]。基于科尔曼的发展，布劳—邓肯地位获得模型注重描述了先赋性因素和后致性因素对于个人地位的影响[2]，其中教育获得被认为是影响个人地位获得与社会流动的重要维度。教育问题是研究社会分层与不平等的一项重要变量，学校、家庭及其相互关系是研究问题的重要维度。因此，笔者使用“中国教育追踪调查”2015年调查数据，从影响个体教育期望的“家庭—学校”教育环境和文化资本层面出发，考量家校关系对学生教育期望的影响，探讨良性关系环境对教育期望的作用。

一、文献综述与研究

(一)教育期望研究的发展

在“布劳—邓肯”模型之后，戈耶特在其基础上引入了不同变量维度以期对教育获得及其影响进行更加深入的分析[3]23。其中威斯康星模型基于WLS(Wisconsin Longitudinal Study)调查数据研究，呈现了教育期望作为重要的社会心理因素，独立于社会经济地位等其他变量，对学生教育获得具有较强影响力。20世纪50年代，威斯康星学派基于美国高年级学生‘大学教育计划’的调研数据，对影响教育期望变量进行了研究，发现不同社会经济地位的儿童在上大学的期望上差异明显[4-6]；高社会经济地位的父母通常对子女有更高的教育期望[3]26。自此以教育期望为预测个体教育获得最直接、有效和稳定变量的范式确定了下来[7]228。

随后学界先行者从学校与家庭两个领域对这一范式进行了丰富和深入的研究。学校领域中，注重分解教育过程考察学校情境因素、经验差异对学生教育期望获得的影响。例如从专业选择、班级效应、选拔招生路径、考核评价体系等方面探究教育成就的变化。基于应试教育的要求，我国学校教育通过教学内容、教学方式等完成学生的能力培养以及知识提升过程。吴愈晓发现，我国初中学校的阶层分割现象显著影响了学生的教育期望。学校阶层异质性越大，学生教育期望则更高[8]。从班级这一组织设置入手，也可以发现教育期望差异是如何在班级环境的互动差异以及氛围差异中产生的[9]。

然而单一的学校情境不能完全阐明教育期望获得过程，因此家庭特征也被视为研究的重要维度。家庭背景通过文化资本和社会资本影响着子女的教育地位获得。处于更高家庭社会经济地位中的子女对大学的期望更高，并能促进更多的大学教育获得[10]。刘保中[11]48、任撰书[12]基于2010年“中国家庭追踪调查”(CFPS )的数据指出家庭类型，性别偏好、城乡差异等因素对教育期望存在影响，家庭社会经济地位越高，家庭对子女的教育期望越高。进一步分析影响过程，刘保中以父母的家庭收入、教育程度为中介机制，阐明其对子女教育期望的影响是多重而复杂的[11]53；此外家庭还可以通过素质教育帮助子女积累应试额外的文化素养、知识技能，以备高等教育中的竞争以及长期发展[13]103。纵观整个研究历程可以发现，现有对家庭影响教育期望的研究，大部分还是基于传统的布劳邓肯的地位获得模型中家庭经济地位的代际传递来分析。

除学校与家庭的传统分析范式外，个人特征、结构性因素和家校关系也是重要的分析视角。罗森等探讨了个人特征的影响，认为个人的自尊和心理困扰等社会心理变量会对教育期望产生重要影响[7]214，219。我国对于教育领域的研究教育除关切主体教育获得外[14]，侧重于从教育制度、教育不公平的宏观政策领域进行阐释[15-17]。例如黄超考量城乡二元因素[18]、性别制度化差异等因素对教育期待的影响，指出传统中国父权制文化中女子首先作为母亲和妻子的身份被对待，女子并不被鼓励获得教育[19]。巴兰坦在对学校教育考察中发现，学校实际上存在家庭层面的“偏见”，中产背景的价值观念以及行为模式，由于与学校教育的过程更契合，而易获得学校及老师的认可和特殊帮助。由此家庭和学校的互动关系对教育存在着极大的影响作用。为了补充互动关系对教育影响研究的空白，爱普斯坦等人以生态学的解释框架和科尔曼的社会资本概念为基础，提出了重叠影响阈理论来解释学校、家庭以及社区三方对于学生教育的作用。基于此，本研究将以重叠影响阈为理论视角，重点考察我国情境中家庭和学校的互动对教育期望的影响。

(二)家校关系：阐释现实情境的多重影响

目前为止国内外社会学与心理学领域的学者，均有讨论家校关系在教育中的影响。西方学者自2011年以来倍加关注家校关系这一议题，分别就家校关系建立的基础、改善家校关系的方式以及家校关系中合作的优势和存在形式进行了深入探讨。

家校关系对学生产生影响的途径，主要基于学生身份的双面性。学生既是家庭教育子系统中的一员，又是学校教育子系统的一员。家庭及学校双方的态度，意见和对学生的具体安排都能够成为产生影响的机制。家校关系或许不能直接决定学生未来的教育获得，但是家校关系生成的环境会伴随学生的受教育过程，并具备潜移默化的改变作用。家校关系主要由家庭与学校之间的信息沟通、思想交流来搭建，包括家长参与、家庭教育、亲子关系、家校互动、教育责任意识等内容，是密切家庭、学校以及学生三方的网络。阿丽娜与西蒙娜通过对罗马尼亚教师的焦点小组访谈与问卷调查，认为父母和教师之间的信任是建立和维持家庭学校关系的一个重要因素，并提出了改善家校关系的新策略[20]；伊维塔等学者以捷克作为调研地区描述了家庭与学校合作当时的存在形式，家长不致力于参与改变，教师也不期望家长参与学校活动[21]；此外移民家庭、家庭和谐情况在家校合作中也呈现出显著性差异[22]。

我国就如何避免高校家校合作趋于单向化、实现家长与教师的跨界合作、保证家校合作体系常态化维持、利用组织机制、沟通机制、主体机制实现家校合作等实际问题进行了细致的探索[13]105，[23]，另外，还对家长在这家校体系中主体性缺失(1)郭中凯，章亚希2015年发表的“家校合作”文章中通过对广州市的调查，关注到家长主体缺失及对策，后归因于时间冲突、教师态度的“不欢迎”、意识薄弱、交流形式未成形、传统文化影响等方面。进行了理论性解决尝试等[24]。但上述研究都主要针对家校合作这一中间环节展开，对教育期望影响的解释涵盖性较差、涉及面不大。

本研究创新之处主要体现在三点：其一，以家校关系作为研究的文章普遍偏向于定性或者小范围问卷调查，较少呈现出基于大数据的研究结果，本文将以教育追踪调查数据作为研究基础，通过量化研究，强化操作性和解释力。其二，是检视家校关系这一互动关系对教育期望的影响，以重叠影响阈理论系统化分析教育期望的影响因素。其三，对话西方教育社会学理论。不同于爱普斯坦基于欧美教育的研究，我国社区较少承担孩子教育问题，这意味着在孩子教育中，家庭与学校两方间的维持是中国情境的常态。以“应试”为核心的基础教育也不同于爱普斯坦以“关爱”为核心的假设。在这样的情境差异下，探讨如何在家庭与学校之间达成积极的双重影响域，具有一定理论意义。

二、研究设计及数据处理

(一)研究设计与假设

将家校关系视作一个场域，并将其中囊括的家长参与、家庭教育、亲子关系、家校互动、教育责任意识等内容视作社会资本(2)以布迪厄的社会资本及场域概念为设计的理论基础。及文化资本，以学生为核心主体形成关系网络，同时将教育期望理解为环境影响下的输出产物。

家庭环境与学校环境的联系构成了家校关系。在家庭环境中教育价值理念、家庭背景、阶层优势以及对待子女的态度会作用于家庭教育的形成；而学校环境中教育价值理念、教职员群体构成、教学方式以及手段、校园文化都会成为学校环境中教育的影响因素。另外体制以及文化背景也会通过影响两个环境进而影响两者关系系统的维持和自我再制(3)以卢曼自我再制式的社会系统特征，构成家校关系系统。。

基于对家校关系所处环境以及关系本身的把握，本研究首先通过描述统计来观察家长参与和互动情况、家庭教育背景、家庭教育责任意识以及对老师认可与否等变量情况。其次通过相关性分析、多水平分析以及嵌套模型，在控制基本的社会人口学特征之后，考察相互沟通情况，认可差异是否存在教育期望显著影响。其三关注家长期望在“家校关系—家长期望—学生教育期望”间接影响路径上的中介效应，丰富家校关系对学生期望影响的多维度。

通过研究设计以及文献回顾，就教育期望(eduex)这一因变量设定以下几个假设。首先围绕家校关系与教育期望这一对变量的关系，关注到家校关系变量中家庭参与程度、家校互动状况、家庭对教育责任的认识、家长对老师的认可等具体角度，可建立3个基础性的假设，分别是：

假设1：父母的受教育程度越好，则学生教育期望更高。

假设2：家校关系会对学生教育期望产生影响，其中家校相互沟通情况越好，则学生教育期望更高；家长越认可老师，则学生的教育期望会更高。

其次，为进一步阐释家校关系对教育期望的影响路径复杂情况，在“家校关系—教育期望”的直接影响之外，以家长期望为中介变量阐释“家校关系—家长期望—学生教育期望”的间接影响路径的效应。基于此建立假设3与假设3-1：

假设3：家校关系的变化是否会导致家长变量对教育期望的间接影响存在并发生相应变化。

假设3-1：这种变化能够以一种中介效应的方式发挥作用。

(二)变量的整理与选择

本研究的数据来源于2015年中国教育追踪调查数据，总样本量10 762；去除教育期望没有涉及的个体变量，总样本量为9 827。

研究中与教育期望相关的问题是学生变量“你希望自己书读到什么程度？”利用stata将该问题转化为教育期望的变量。该变量本身是一个10维的定类变量，为方便进一步研究将其转化成受教育年限的连续性变量。调查群体本身为八年级学生，所以教育期望从8年开始到博士所代表的21年为结束。其中回答无所谓的人数有434，在这里处理为缺省值。则样本总量调整为9 393。

在家校关系变量中，家长与学校沟通情况对应的问题为“孩子的家长是否主动联系过学校老师？”该问题为4维的定序变量，变量值为1～4。将其变量值调整为0～3，但是变量值代表的顺序不变，然后生成新的变量家长主动沟通频次变量。采用同样的方法调整老师与家长沟通情况，生成老师主动沟通频次变量，变量值也调整为0～3。

另外家校互动时双方的情绪状况，在调查中对应的问题是：“要与孩子的老师交流时，家长会感到害怕吗？”该问题时3维的定类变量，整理该变量为家长与老师的情绪变量。其中变量值0=不害怕；1=害怕。害怕项综合了原变量中的1=很害怕；2=有点害怕。

家长认可老师的情况，主要由两个变量组成。其一家长认为老师是否对孩子有耐心，对应的问题是“孩子的老师对这个孩子有耐心吗？”，调整其为新变量，变量值0=否；1=是。其二家长认为老师是否对孩子负责，调整其为新变量，变量值0=否；1=是。

另外在分析中还需要考量控制变量收入水平变量、父亲受教育程度、母亲的受教育程度以及学生成绩情况，以检验家校关系相关变量的解释性，同时也可以协助完善家校关系预测教育期望的模型。

三、研究发现

(一)描述性发现

表1给出了教育期望以及家校关系反应的一些基本信息，其中因变量为教育期望是连续性变量，均值为16年即被调查的孩子平均期望的受教育年限为16年。标准差为3表明数据之间的差异性相对较大。

表1 各变量的汇总和赋值

自变量主要包括两个方面，相互沟通情况与家长认可情况。相互沟通主要表现在家长主动沟通频次、老师主动沟通频次以及沟通的情绪，家长认可情况主要包括家长认为老师有耐心和负责任两部分。

家长主动沟通频次与老师主动沟通频次反映着家校关系中家长与学校沟通情况，家长主动沟通频次的众数为2～4次，中位数也是2～4次，呈现左偏态分布；老师主动沟通频次的众数为从来没有，中位数为1次，呈现右偏态分布。家校互动时双方的状态由家长在和老师交流中是否害怕呈现。其中家长在和老师交流中是否害怕均值为0.28、众数与中位数为0。表明数据中回应不害怕的人数更多，是回应害怕人数的3倍左右。

家长认可老师的情况由家长认为老师是否对孩子有耐心和负责任来体现。家长认为老师是否对孩子有耐心的数据呈现出认为有耐心的人数更多，并占据绝大多数。同样家长认为老师对孩子负责任的人数比认为不负责的更多，占绝大多数。

控制变量主要包括三个方面，分别是父母受教育程度、学生成绩情况以及收入水平。其中父亲受教育程度与母亲受教育程度为定类变量，最小值为1代表没有受过教育，最大值为9代表研究生及以上受教育水平。父亲受教育程度平均情况是中学等级水平，母亲受教育水平平均情况也为中学教育水平。收入水平的均值介于比较困难与中等水平，更偏向于中等水平人数。通过数学、语文、英语和成绩的统计，被调查学生整体的学习情况可以呈现为，三门主科的学习难度上均表现为介于有点吃力和不吃力之间，语文的情况相对好一些。成绩的自我评价上，普遍认为中等水平，众数呈现为中上评价，表明学生之间差异较大。

家校关系相关变量在分别与教育期望进行相关性皮尔逊检验后，P值基本小于0.05，相关性高，仅有老师主动沟通频次项的P=0.924 8>0.05，相关关系较弱。随后将进一步分析自变量与教育期望间的影响作用。

(二)估计结果及分析

表2给出了家校关系对教育期望的估计情况，其中模型1是仅有控制变量的基础模型，呈现了父母受教育程度、家庭收入与学生成绩情况对教育期望的影响。模型2在基础模型基础上纳入相互沟通情况，呈现了家校双方主动沟通、沟通的情况对教育期望的影响；模型3加入了家长对老师的认可情况，以呈现信赖关系对家校关系的影响并估计对教育期望的变化。

表2 家校关系对教育期望的估计结果

1.母亲发挥着更强的督促作用

模型1中控制变量中父母教育程度对家校关系的影响是显著的，家庭收入与学生成绩情况虽然不太显著，但是结合后面的显著性情况，可以粗略发现，家庭收入越高、学生的成绩情况越好，则学生的教育预期越高。父母受教育程度与教育期望的关系为：父亲的受教育程度每提升一个程度，则学生教育期望提升0.26年；母亲的受教育程度每提升一个程度，则学生教育期望提升0.19年。由此假设1得以获得数据解释。

父亲受教育程度以及母亲受教育程度分为9个变量，从0～9受教育程度不断加深。父母的受教育程度与教育期望之间均呈现出一种正相关关系。自身为研究生及以上程度的父亲会使得学生教育期望提高将近2年；自身为研究生及以上程度的母亲会使得学生教育期望提高1.6年。学生教育期望情况与上一代的教育获得之间存在显著地影响，这与“阶层再生产理论”的精英阶层资源传递以及理念传递的观点一致。另外当父母的受教育程度显示为高中及以下时，父母对子女的教育期望影响变弱，。在受教育程度较低的情况下，子女的教育期望年限受到母亲受教育程度的影响略微高于父亲，这可能反映出在基础教育阶段，在配合学校教育的家庭教育情景中，母亲的督促作用强于父亲。

2.相互沟通促进教育期望提升

模型2主要表现了相互沟通情况对教育期望的影响，在控制其他因素情况下，通过模型可以看出家长主动沟通起到正向作用，频次越高对于教育期望年限的增长幅度越大，家长主动沟通“五次及以上”能够增长学生1年的教育期望。

老师主动沟通频次则相反，频次越高对于教育期望年限反而产生负向作用。这与我国的教育实际情境是相符的，家长主动沟通往往意味着家长对学生教育重视程度，频次越高则越重视。老师主动沟通则往往是要向家长传递学生在学校的不良情况，频次越高，表明学生在校表现问题越多，家长所接收的负面信息越多。模型2中家长在和老师交流中是否害怕的变量，以情绪感受呈现双方立体化的互动过程。在控制其他因素情况下，互动中反应情绪为害怕的家长相较于不害怕的那部分人，学生的教育期望年限更低。综合来看，良性的家校互动频次和互动情绪，会有助于学生教育期望的提升。

3.信任关系有助于提升教育期望

表2中模型3在沟通情况的基础上，纳入家长对老师的认可情况。表现出家长对学校的信任对学生教育期望的影响情况。数据显示“家长认为老师是否对孩子负责”与“家长认为老师是否对孩子有耐心”变量对教育期望的影响是显著的。控制其他变量因素后，家长认可老师有耐心，学生教育期望会得到提升，比认为老师对孩子没有耐心的提高了0.5年的教育期望年限；同样家长认为老师比较负责的，学生教育期望也会获得提升，提高了0.5年的教育期望年限。

家长认可老师，意味着家庭与学校情境中信任关系较强，这种关系的存在既便于学校规范和教育方式的扩展，在家庭领域中依然可以发挥作用。家庭教育与学校教育达成一致的教育理念，能够有效统合两个情境下的资源，促进教育期望的提升。

与家校关系相关的变量在教育追踪数据中主要集中在沟通互动、认可信任两个方面，通过嵌套模型的检验，逐步确定了涵盖所有要素的模型3，其中解释度为0.10，这意味着在有效样本7 640中，家校关系相关变量的解释力度为10%；方差膨胀因子为1.41，即解释变量之间不存在多重共线性。假设2得到数据支持。

(三)家长期望的中介效应分析

表3展示的是中介效应的逐步归回详细结果。3个回归模型的F检验结果均在0.001的水平上显著 (P<0.001)，具有相对较好的拟合优度。在每一步的回归模型中，自变量和因变量之间基本存在显著地相关关系，模型3中家长期望的纳入将解释力从0.106提高到了0.378。逐步回归的结果初步表明研究变量间的中间效应模型是成立的，下面将继续基于sobel与 bootstrap检验具体报告统计分析结果。

表3 家长期望中介效应回归分析

表4呈现了以家校关系中沟通害怕情绪为自变量的sobel检验情况。其中家校关系中家长沟通的害怕情绪对教育期望的总效应是非常显著的负向关系 (p= 4.5e-14<0.001)，其中家长沟通的害怕情绪对教育期望的直接效应同样是非常显著的负向关系(p=.000 571<0.001)。

表4 家校关系、家长期望对学生教育期望的影响及检验情况

家长沟通害怕情绪影响家长期望进而影响到学生教育期望的间接效应同样是非常显著的负向关系(P=0<0.001)。并且间接效应的负向影响是直接效应的1.6倍左右。中介效应的bootstrap检验分析结果表明，家长沟通害怕情绪影响家长期望进而作用于到学生教育期望表现的间接效应为-0.382，95%的置信区间内不包括0，因此在95%的置信区间上是显著地。假设3及假设3-1获得数据支持，“家校关系—家长期望—学生教育期望”的间接影响路径同样发挥着重要作用。

四、结论与讨论

教育追踪数据中的群体为八年级(初中)学生，受教育年限为8年，尚属于我国基础教育阶段。以这部分学生群体和他们的家长、老师作为研究主体，研究发现家校关系这一学校教育与家庭教育之间的联系纽带，具备着影响学生教育期望以及未来教育获得的能力。

研究的主要贡献在于，尝试揭示了家校关系作为纽带性的存在，虽然没有单纯的家庭教育或者学校教育对学生的教育期望影响大，但家校关系同样具有不可忽视的作用。合理的基础教育本身是学校、家庭、社会三方的共同作用，家庭教育与学校教育之间需要有融洽、尊重的纽带性存在，家校关系无疑有助于形成构建、融汇双方理念以及相互补充的良性情境。

利用教育追踪数据的数据分析结果，反思爱普斯坦重叠影响阈的相关理论发现：

第一，从家校互动状况和认可程度两个具体方面看，家校关系对教育期望有显著性影响。

第二，家校关系对教育期望的影响路径，并非单一链式的，也存在“家校关系—家长期望—学生教育期望”的间接影响方式。

基于国情的实证分析发现，就重叠影响阈理论的外部结构而言，不同于家庭、学校、社区三者的共同影响，我国基础教育阶段主要反映为“家庭—学校”两个层面的重叠影响。其次该理论的内部认知结构为制约学校、家庭和社区三者的复杂人际关系和影响方式，但在我国“应试”教育为核心的制度背景下，需要克服的人际关系问题则主要呈现为“学校强势、家长弱势”“家长的教育责任依附于学校”，表现为家庭教育的附庸性。最后重叠影响理论本身突出的意义在于，改变了人们对家庭和学校影响孩子发展次序的理解，但中国的现实情境却表现为在进入学校接受教育后，家庭往往退居二线，以额外补充学校教育未达和提供少量文化素养的身份偶现，其中文化素养的提供还会极大地受到父母本身教育水平的影响。

在无法改变应试教育背景的情况下，家庭教育既要与学校教育建立良好关系，也需要充分发挥其独特性而非完全附庸于学校教育，在学生的多维培养上家庭教育是具备教育空间特征的。以家校关系、家庭教育、学校教育三者构建良性互动的情境，学生能够潜移默化的树立更高的教育期望目标，进而有助于他们在未来获得更高教育成就。

本研究还存在如下一些局限。首先基于2015年中国教育追踪调查数据，所呈现出的结果是静态的情况。需要更多、更新的实时数据来丰富验证这种变化是确实存在且合理的，这将有助于我们从一个动态的角度加深理解。其次探讨家校关系所涉及的方面较大的依托于调查数据中所具有的资料，这导致有些与家校关系相关的因素没有被涉及，以至于忽略了它们的作用，在以后的研究中将继续予以关注。