農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育程度的影響因素研究
——來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

車(chē)成城, 魏兆鋒

(1.安徽師范大學(xué)皖江學(xué)院 經(jīng)濟(jì)系, 安徽 蕪湖 241008; 2.西藏民族大學(xué) 教育學(xué)院, 陜西 咸陽(yáng) 712082)

一、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題提出

當(dāng)前我國(guó)城鄉(xiāng)間的發(fā)展仍然不平衡不充分,相應(yīng)的教育資源與教育質(zhì)量也存在不均衡問(wèn)題。與此同時(shí),在現(xiàn)實(shí)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(wù)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(mén)印發(fā)《“十四五”學(xué)前教育發(fā)展行動(dòng)提升計(jì)劃》,提出要補(bǔ)齊農(nóng)村學(xué)前教育資源短板,推進(jìn)學(xué)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(guó)家庭教育促進(jìn)法》則進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村父母的家庭教育職責(zé)。[2]農(nóng)村父母對(duì)幼兒教育的關(guān)心是家庭教育環(huán)境塑造的重要一環(huán),因此,相關(guān)部門(mén)和學(xué)校應(yīng)更多地聚焦于農(nóng)村父母的家庭教育職責(zé),不斷增強(qiáng)教師與農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的聯(lián)動(dòng)性,形成教育合力,進(jìn)而提升幼兒教育的效果,實(shí)現(xiàn)學(xué)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(xiàn)資料可以發(fā)現(xiàn),國(guó)內(nèi)外關(guān)于幼兒家庭教育的研究大部分集中于父母關(guān)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(xí)慣塑造了家庭學(xué)習(xí)環(huán)境,進(jìn)而對(duì)幼兒教育質(zhì)量產(chǎn)生重要影響;[4]父母關(guān)心幼兒教育的程度會(huì)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(guān)心教育程度對(duì)幼兒教育高質(zhì)量發(fā)展的重要意義,但缺乏關(guān)于父母關(guān)心幼兒教育意愿或影響因素的實(shí)證研究。也有學(xué)者應(yīng)用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)做回歸分析,總結(jié)家庭教育特征與幼兒個(gè)體特征之間的相關(guān)性規(guī)律。如林進(jìn)龍等人發(fā)現(xiàn)父母對(duì)幼兒語(yǔ)言教育的關(guān)心及語(yǔ)言環(huán)境的創(chuàng)設(shè),能夠顯著提升幼兒的語(yǔ)言能力;[6]蔡蔚萍的研究表明父母與幼兒主動(dòng)溝通、參與旅游親子活動(dòng)能夠顯著提升幼兒的認(rèn)知能力;[7]劉雯等人的研究表明性別會(huì)顯著影響父母的家庭教育資源分配,尤其是當(dāng)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高時(shí),女孩會(huì)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(duì)幼兒教育的時(shí)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(xué)校維度、家庭維度、個(gè)體維度設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷,對(duì)大班幼兒家庭教育認(rèn)知的影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)學(xué)校性質(zhì)、父母學(xué)歷、幼兒年齡、幼兒性別對(duì)大班幼兒的家庭教育認(rèn)知具有顯著影響。[10]

在學(xué)前教育相關(guān)影響因素的回歸模型構(gòu)建中,研究者通常會(huì)綜合社會(huì)維度、家庭維度、學(xué)校維度、個(gè)體維度挑選變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。如曾文靜分別從社會(huì)、學(xué)校、家庭、個(gè)體維度對(duì)影響國(guó)際兒童早期能力的因素進(jìn)行實(shí)證研究并構(gòu)建變量體系,最后證實(shí)了社會(huì)普惠教育資源、學(xué)校師資力量、家庭社會(huì)地位、幼兒受教育經(jīng)歷對(duì)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(gè)體特征中選擇回歸變量,構(gòu)建Logit模型研究父母文化特征對(duì)幼兒入園機(jī)會(huì)的影響。[12]在具體回歸變量的設(shè)計(jì)中,學(xué)者通常會(huì)將個(gè)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(xué)習(xí)表現(xiàn)與入學(xué)準(zhǔn)備工作的關(guān)系時(shí),將個(gè)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(gè)體控制變量,將家庭社會(huì)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(guān)的實(shí)證回歸檢驗(yàn)中,一些學(xué)者在基準(zhǔn)回歸結(jié)果上又進(jìn)一步探索了異質(zhì)性。如方超通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)幼兒園的教育經(jīng)歷會(huì)顯著提升幼兒后續(xù)義務(wù)教育階段的教育成績(jī),并再次把幼兒分為男童與女童樣本,檢驗(yàn)性別的異質(zhì)性影響,證實(shí)了性別特征會(huì)導(dǎo)致義務(wù)教育結(jié)果的不平等。[14]洪秀敏等人建立多元回歸模型檢驗(yàn)幼兒學(xué)習(xí)品質(zhì)的影響因素,并對(duì)城鄉(xiāng)、性別變量分組開(kāi)展異質(zhì)性檢驗(yàn),最終發(fā)現(xiàn)家庭、幼兒園、個(gè)體特征維度的變量對(duì)城市與女童樣本的幼兒學(xué)習(xí)品質(zhì)有更顯著的影響。[15]這些研究結(jié)果都證實(shí)了性別對(duì)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(guān)研究成果,筆者擬以2020年CFPS數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),對(duì)農(nóng)村家庭樣本進(jìn)行深入的實(shí)證定量分析,并在得出初步回歸結(jié)果后,再次分組檢驗(yàn)性別的異質(zhì)性,篩選出顯著影響農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育程度的因素,同時(shí)提出相關(guān)對(duì)策建議,以有針對(duì)性地提升農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度,更好地實(shí)現(xiàn)家園共育,推進(jìn)新時(shí)期幼兒教育高質(zhì)量發(fā)展。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及篩選

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

各變量的數(shù)據(jù)皆來(lái)自2020年CFPS問(wèn)卷中的幼兒家長(zhǎng)代答問(wèn)卷板塊。其中,被解釋變量來(lái)自問(wèn)卷中“WZ301”編碼的一道由訪員觀察幼兒家庭環(huán)境自行填寫(xiě)的問(wèn)題——針對(duì)“父母關(guān)心幼兒的教育”做出判斷,選項(xiàng)包括“十分不同意”“不同意”“中立”“同意”“十分同意”?！笆植煌狻迸c“不同意”代表父母關(guān)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(guān)心幼兒教育的程度較高。在此基礎(chǔ)上結(jié)合問(wèn)卷中“urban 20居住地為城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村”來(lái)提取農(nóng)村父母關(guān)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(duì)象是農(nóng)村家庭,因此根據(jù)CFPS問(wèn)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(gè)特定研究對(duì)象為幼兒教育,也稱(chēng)為學(xué)前教育,因此根據(jù)CFPS問(wèn)卷中“WC3現(xiàn)在上哪個(gè)階段”篩選出所有托兒所、幼兒園、學(xué)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(gè)。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度,包含“較低”“一般”“較高”三種關(guān)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(xiàn)、理論分析與數(shù)據(jù)的可獲得性,從CFPS幼兒家長(zhǎng)代答問(wèn)卷中選擇學(xué)校維度、家庭維度為解釋變量,具體包括學(xué)校所在地、學(xué)校類(lèi)型、學(xué)校培養(yǎng)方式、父母照管、教育期望、代際分歧、親子活動(dòng),分別對(duì)應(yīng)CFPS問(wèn)卷中“WS1002學(xué)校所在地”“WS203幼兒園或?qū)W前班類(lèi)型”“WS202幼兒上幼兒園或?qū)W前班的方式”“WB203幼兒晚上由誰(shuí)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(dòng)”。解釋變量及賦值如表1所示。

表1 變量說(shuō)明

(1)學(xué)校維度變量

變量X1為學(xué)校所在地,依據(jù)問(wèn)卷數(shù)據(jù)分布的集中度將學(xué)校所在地劃分為縣及以上、縣以下(村鎮(zhèn))。預(yù)期回歸結(jié)果為,相比村鎮(zhèn)學(xué)校的幼兒,農(nóng)村父母對(duì)縣及以上學(xué)校幼兒的關(guān)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(xué)校上幼兒園,說(shuō)明家庭比較重視幼兒園的教育質(zhì)量,同時(shí)家庭條件可能較好,父母具備堅(jiān)實(shí)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ),可以為幼兒投入更多的教育關(guān)心。另一方面,縣及以上幼兒園的師資力量、辦學(xué)條件更好,家長(zhǎng)會(huì)接觸更多平均學(xué)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(duì)幼兒教育的投入與關(guān)心。

變量X2為學(xué)校類(lèi)型,即學(xué)校為公辦或民辦。預(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,相比在民辦學(xué)校上學(xué)的幼兒,農(nóng)村父母會(huì)更關(guān)心在公辦園上學(xué)的幼兒的教育。公辦園教師穩(wěn)定性強(qiáng),教齡長(zhǎng),教師資格證持證率高,教學(xué)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(xué)過(guò)程中向父母輸出更多學(xué)前教育知識(shí)與育兒經(jīng)驗(yàn),安排豐富的幼兒課外活動(dòng),從而啟發(fā)父母開(kāi)展更多家庭教育。[16]

變量X3為學(xué)校培養(yǎng)方式,包括全日制與非全日制。預(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,非全日制培養(yǎng)的幼兒,相應(yīng)農(nóng)村父母關(guān)心教育的程度會(huì)更高。全日制培養(yǎng)的幼兒享受到更多專(zhuān)業(yè)教育,教育費(fèi)用也更高,家長(zhǎng)會(huì)更傾向于把幼兒教育的任務(wù)托付給學(xué)校。同時(shí)幼兒白天都在校園,而父母忙于工作,無(wú)法給予教育及關(guān)心。非全日制一般僅開(kāi)展半天或定時(shí)的教育,相應(yīng)父母的陪伴時(shí)間較多,他們會(huì)承擔(dān)更多的教育職責(zé),投入更多的教育關(guān)心來(lái)彌補(bǔ)幼兒專(zhuān)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(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,幼兒晚上主要由父母照管,則農(nóng)村父母關(guān)心教育的程度更高。對(duì)于大多數(shù)的父母和幼兒來(lái)說(shuō),晚上的時(shí)間相對(duì)空閑,如果由父母照管會(huì)有較多交流與相處時(shí)間,父母在此過(guò)程中也更容易發(fā)現(xiàn)問(wèn)題,并引發(fā)對(duì)幼兒教育的關(guān)心。在CFPS數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)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(wù)工的比例相對(duì)較高,村中有許多留守兒童由祖輩進(jìn)行撫養(yǎng),因此,探索農(nóng)村父母照管對(duì)幼兒教育的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

變量X5為教育期望,指父母希望幼兒至少達(dá)到何種教育程度,依據(jù)問(wèn)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(lèi)型。預(yù)期回歸結(jié)果為,農(nóng)村父母對(duì)幼兒的教育期望越大,則父母關(guān)心幼兒教育的程度越高。農(nóng)村父母及子女的學(xué)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(xué)歷與教育水平,并對(duì)子女抱以較大的期待,則對(duì)幼兒教育可能投入更多的關(guān)心。

變量X6為代際分歧,指父母與祖輩間是否每個(gè)月會(huì)因這個(gè)孩子的教育產(chǎn)生分歧。預(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,存在代際分歧的家庭,相應(yīng)農(nóng)村父母關(guān)心教育的程度會(huì)更高。每個(gè)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(huì)對(duì)教育方式進(jìn)行更多的思考與調(diào)整,對(duì)幼兒言行進(jìn)行更仔細(xì)的觀察,從而對(duì)幼兒教育投入更多的關(guān)注。

變量X7為親子活動(dòng),指非寒暑假時(shí)期父母是否參加親子活動(dòng)。預(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,參加親子活動(dòng)會(huì)顯著提升農(nóng)村父母關(guān)心教育的程度。親子活動(dòng)的一大主題是寓教于樂(lè),農(nóng)村父母參與親子活動(dòng)能夠啟發(fā)他們關(guān)注幼兒教育,同時(shí)有利于形成良好的親子互動(dòng)關(guān)系,進(jìn)而提高他們關(guān)心幼兒教育的積極性。

3.控制變量

個(gè)體因素的差異可能會(huì)對(duì)外部因素影響產(chǎn)生較大干擾,加入個(gè)體控制變量的回歸能夠更客觀地總結(jié)顯著影響農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育程度因素的外部規(guī)律。因此從CFPS幼兒家長(zhǎng)代答問(wèn)卷中挑選幼兒個(gè)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(duì)應(yīng)CFPS問(wèn)卷中“ibirthy update幼兒年齡”“WA002幼兒性別”“WC4N過(guò)去12個(gè)月因病就醫(yī)次數(shù)”。控制變量及賦值如表1所示。

變量X8為幼兒年齡。預(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,幼兒年齡越大,相應(yīng)農(nóng)村父母關(guān)心教育的程度會(huì)越低。在實(shí)踐中則表現(xiàn)為相比大班階段的幼兒,農(nóng)村父母關(guān)心小、中班幼兒教育的程度會(huì)更高。幼兒從幼兒園小班開(kāi)始接受學(xué)校教育,剛?cè)雸@的幼兒學(xué)習(xí)接受能力很弱,這一時(shí)期的父母為了幫助幼兒更好更快地適應(yīng)校園生活,會(huì)投入更多的教育關(guān)心來(lái)滿足幼兒需要。隨著年齡的增長(zhǎng),幼兒入園的不適應(yīng)狀況逐漸減少,學(xué)習(xí)接受能力逐漸增強(qiáng),父母對(duì)學(xué)校與幼師的信任程度增加,相應(yīng)關(guān)心幼兒教育的程度也會(huì)下降。

變量X9為幼兒性別。預(yù)計(jì)回歸結(jié)果為,農(nóng)村父母關(guān)心男童教育的程度比女童更高。重男輕女是一直以來(lái)被社會(huì)所詬病的封建思想,但當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)尤其是欠發(fā)達(dá)的相對(duì)貧困地區(qū),這種封建思想仍然非常嚴(yán)重。盧邁等人在中西部地區(qū)學(xué)前教育的研究中發(fā)現(xiàn)中西部多數(shù)地區(qū)對(duì)男童的教育投資比女童多,[17]由此可推斷農(nóng)村父母會(huì)更關(guān)心男童的教育。

變量X10為幼兒身體健康,指過(guò)去12個(gè)月幼兒因病就醫(yī)次數(shù)。預(yù)計(jì)回歸結(jié)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(guān)心教育的程度較高。若幼兒體弱多病,父母需要投入較多時(shí)間精力在幼兒的身體素質(zhì)培養(yǎng)上,相應(yīng)對(duì)幼兒教育的期待以及關(guān)心教育的程度會(huì)有所降低。

(三)多元有序Logit回歸模型構(gòu)建

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

(1)

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

(2)

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

(3)

(四)多重共線性檢驗(yàn)

本研究使用2020年CFPS的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,盡管在甄選變量時(shí)會(huì)避免變量間存在相關(guān)性,但依然存在多重共線性檢驗(yàn)的可能。為確保解釋變量之間保持獨(dú)立,讓回歸結(jié)果更準(zhǔn)確,利用方差膨脹因子VIF進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。[18]輸出結(jié)果如表2所示,10個(gè)解釋變量的方差膨脹因子均不超過(guò)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(yàn)結(jié)果

三、研究結(jié)果與分析

(一)初步回歸分析

使用Stata統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行有序Logit模型回歸,同時(shí)為避免異方差的影響,使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤代替普通標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸,[18]初步回歸結(jié)果如表3所示。各變量觀測(cè)值有517個(gè),Prob >chi2=0.03,通過(guò)5%水平顯著性檢驗(yàn),R2為0.31,模型構(gòu)建有效。

學(xué)校所在地變量P值為0.06,通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為正,與預(yù)期回歸結(jié)果相符,說(shuō)明幼兒在縣及以上的學(xué)校就讀,相應(yīng)農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度會(huì)更高。村鎮(zhèn)學(xué)校本身的師資力量等教育條件相對(duì)較弱,加上農(nóng)村父母在教育關(guān)心上的缺位,使得幼兒教育質(zhì)量更加難以保障,因此應(yīng)壓實(shí)村鎮(zhèn)學(xué)校幼兒父母的教育職責(zé)。

代際分歧變量P值為0.04,通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為負(fù),說(shuō)明存在代際分歧的家庭,相應(yīng)農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度會(huì)更低。這與預(yù)期回歸結(jié)果不符?？赡艿脑蚴?當(dāng)代際分歧發(fā)生時(shí),如果處理方式不當(dāng)很容易會(huì)產(chǎn)生消極的家庭氛圍,也會(huì)打擊農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的積極主動(dòng)性。而當(dāng)每個(gè)月都維持至少一次的代際分歧頻率時(shí),負(fù)面影響可能會(huì)被進(jìn)一步強(qiáng)化。

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

幼兒年齡變量P值為0.06,通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為負(fù),與預(yù)期回歸結(jié)果相符,說(shuō)明隨著幼兒年齡的增長(zhǎng),農(nóng)村父母對(duì)其教育的關(guān)心程度會(huì)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(guān)心教育的職責(zé)轉(zhuǎn)移給幼兒園。

幼兒性別變量P值為0.02,通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為正,說(shuō)明女童相比男童會(huì)得到更多父母的教育關(guān)心。這與預(yù)期回歸結(jié)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(xué)業(yè)上表現(xiàn)出色、在工作上實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)獨(dú)立、為父母提供更加可靠的養(yǎng)老支持逐漸成為社會(huì)共識(shí)。筆者在相關(guān)問(wèn)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(huì)逐漸成為歷史,相應(yīng)農(nóng)村父母對(duì)女童教育的關(guān)心程度也逐漸提高。此外,有一部分農(nóng)村家庭會(huì)通過(guò)對(duì)女童投入更多的教育支持來(lái)彌補(bǔ)認(rèn)知中女童與男童的差距。

學(xué)校類(lèi)型、學(xué)校培養(yǎng)方式、父母照管、教育期望、親子活動(dòng)、幼兒身體健康的P值均大于0.1,說(shuō)明這些變量與農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度沒(méi)有明顯的相關(guān)性。

(二)異質(zhì)性回歸分析

在初步回歸的基礎(chǔ)上,依據(jù)幼兒性別對(duì)家庭樣本重新分類(lèi),并再次進(jìn)行回歸,異質(zhì)性回歸分析結(jié)果如表4所示?；貧w結(jié)果顯示,農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育程度的顯著影響因素有學(xué)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(jié)果(基于2020年CFPS數(shù)據(jù))

學(xué)校所在地變量在女童家庭的樣本回歸中通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為正,而在男童家庭樣本中不顯著,說(shuō)明幼兒在縣及以上的學(xué)校就讀,相應(yīng)農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度會(huì)更高,且只在女童家庭中有明顯影響,在男童家庭中無(wú)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(guān)心。當(dāng)女童又在縣及以上的學(xué)校就讀,則說(shuō)明家庭的物質(zhì)條件相對(duì)更好,能夠享受相對(duì)更高質(zhì)量的城市教育資源,這時(shí)父母所接觸到的與能夠給予的家庭教育資源更多,將會(huì)進(jìn)一步放大撫養(yǎng)女童對(duì)農(nóng)村父母關(guān)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(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為負(fù),而在女童家庭樣本中不顯著,說(shuō)明農(nóng)村父母與祖輩關(guān)于幼兒的代際分歧會(huì)對(duì)父母關(guān)心教育的程度產(chǎn)生顯著負(fù)面影響,且在男童家庭中比較顯著,在女童家庭中無(wú)明顯影響。根據(jù)CFPS樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì),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(jié)果指向溝通與解決問(wèn)題,在農(nóng)村男童撫養(yǎng)與教育爭(zhēng)端較少的同時(shí),積聚的矛盾可能會(huì)更大,分歧更可能涉及原則性、深層次的問(wèn)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(fù)面影響較大。

幼兒年齡變量在男童家庭的樣本回歸中通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為負(fù),而在女童家庭樣本中不顯著,說(shuō)明幼兒年齡越大,農(nóng)村父母關(guān)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(wú)明顯差異。從初步回歸結(jié)果得知,農(nóng)村父母關(guān)心男童教育的程度相對(duì)較低。隨著男童年齡增加,接受學(xué)校教育的能力提升,綜合成熟度更高,父母會(huì)更容易忽視家庭教育的職責(zé),最終放大了撫養(yǎng)男童對(duì)農(nóng)村父母關(guān)心教育程度的負(fù)面影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究結(jié)合兩種思路對(duì)多元有序Logit模型的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是用多元有序Probit模型代替多元有序Logit模型再次進(jìn)行回歸,檢驗(yàn)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(jìn)行回歸,檢驗(yàn)回歸結(jié)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(gè)家庭樣本,并進(jìn)行多元有序Probit模型回歸,最后進(jìn)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(wèn)題。回歸結(jié)果如表5、表6所示。同多元有序Loigt回歸結(jié)果表3、表4相比,各變量的回歸系數(shù)未發(fā)生變化,學(xué)校所在地、幼兒年齡、幼兒性別變量均通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn),且異質(zhì)性回歸結(jié)果保持一致,說(shuō)明本研究的有序Logit模型回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

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

四、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

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

(二)建議

1.通過(guò)社會(huì)協(xié)同壓實(shí)村鎮(zhèn)學(xué)校幼兒父母的教育職責(zé)

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),農(nóng)村父母對(duì)村鎮(zhèn)學(xué)校幼兒的教育關(guān)心程度較低,這是一個(gè)影響幼教質(zhì)量提升的重要問(wèn)題。當(dāng)前幼教資源分配不均衡,村鎮(zhèn)一級(jí)的師資力量、辦學(xué)條件相對(duì)縣市有明顯差距,而補(bǔ)齊村鎮(zhèn)學(xué)校教育質(zhì)量短板正是“十四五”時(shí)期促進(jìn)學(xué)前教育高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。[19]為了壯大基層教育力量,農(nóng)村社區(qū)、村鎮(zhèn)學(xué)校應(yīng)采取切實(shí)有效的措施將幼兒父母納入教育計(jì)劃的職責(zé)分工。政府、農(nóng)村社區(qū)等社會(huì)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(kāi)展一系列家園共育行動(dòng)。同時(shí),政府要宣傳普及好《中華人民共和國(guó)家庭教育促進(jìn)法》,不斷強(qiáng)化基層教育的社會(huì)協(xié)同工作,牽頭組織嬰幼兒照護(hù)服務(wù)機(jī)構(gòu)、早期教育服務(wù)機(jī)構(gòu)、兒童活動(dòng)中心等社會(huì)協(xié)同主體,共同打造家庭教育指導(dǎo)服務(wù)站點(diǎn),并將家庭教育指導(dǎo)服務(wù)、實(shí)踐活動(dòng)列入定期工作計(jì)劃,共同壓實(shí)村鎮(zhèn)學(xué)校幼兒父母的教育職責(zé)。

2.弱化代際分歧對(duì)幼兒教育關(guān)心的負(fù)面影響

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),代際分歧明顯抑制了農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的積極性。因此,農(nóng)村年輕一代應(yīng)與父母加強(qiáng)溝通,理性看待代際分歧,將矛盾點(diǎn)轉(zhuǎn)化為有利的一面來(lái)弱化其負(fù)面影響。代際分歧使代際間的觀點(diǎn)、思維產(chǎn)生碰撞,同時(shí)帶來(lái)了一個(gè)溝通與提升的契機(jī)。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(guò)程、教育方式,找出學(xué)校、長(zhǎng)輩、幼兒、自身之間教育系統(tǒng)的優(yōu)化路徑,就能在這個(gè)過(guò)程中化解潛在的家庭矛盾,并增加育兒知識(shí)和對(duì)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(fù)面影響在農(nóng)村男童家庭中尤為顯著。因此,父母不應(yīng)回避與祖輩關(guān)于男童撫養(yǎng)與教育的種種細(xì)小分歧,而是應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)祖輩間的交流,及時(shí)化解矛盾。

3.提升對(duì)大班階段幼兒的家庭教育關(guān)注

研究結(jié)果表明,在年齡相對(duì)較大的幼兒大班階段,農(nóng)村父母關(guān)心幼兒教育的程度較低。為此,社區(qū)、幼兒園、家庭教育指導(dǎo)站要以幼兒升學(xué)為契機(jī),聯(lián)動(dòng)家長(zhǎng)落實(shí)好大班階段幼兒的升學(xué)準(zhǔn)備工作,讓父母充分認(rèn)識(shí)到大班階段幼兒發(fā)展的重要性。尤其要強(qiáng)調(diào)家庭教育中的一系列升學(xué)準(zhǔn)備工作,如父母陪同幼兒實(shí)地走訪小學(xué)、在家庭教育中融入高階段的生活學(xué)習(xí)技能等,從而提升農(nóng)村父母對(duì)大班階段幼兒的教育關(guān)注度。此外,異質(zhì)性分析表明,農(nóng)村父母對(duì)大班階段男童的教育關(guān)心程度相對(duì)更低。因此,隨著年齡增長(zhǎng),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(zhǎng)階段中,積極地履行好家庭教育職責(zé)。[21]

4.平衡農(nóng)村家庭教育關(guān)心上的性別差異

研究結(jié)果顯示,農(nóng)村父母關(guān)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(guān)心教育程度的變量都存在性別的異質(zhì)性。也有相關(guān)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),有女孩家庭的家庭教育支出明顯高于沒(méi)有女孩的家庭。[22]為此,政府部門(mén)應(yīng)集聚幼兒園、幼兒社會(huì)化服務(wù)機(jī)構(gòu)等社會(huì)力量,借助社區(qū)平臺(tái)、新聞媒介等多渠道普及科學(xué)的性別觀,在改進(jìn)農(nóng)村祖輩根深蒂固的性別差異觀念的同時(shí),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(zhǎng)階段應(yīng)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(yīng)的家庭教育職責(zé)。此外,政府在編制完善家庭教育相關(guān)指引規(guī)范時(shí),應(yīng)強(qiáng)調(diào)彌合家庭教育中的性別差異,從而實(shí)現(xiàn)幼兒綜合教育質(zhì)量的均衡。