中學生高等教育意愿研究

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摘要：高等教育意愿指的是一個人在接受了初步的教育后，希望能夠在未來接受高等教育的期望。高等教育意愿不僅會影響中學生的學業表現與實際的最終教育獲得，也在一定程度上反映了中學生當前的希望感，而同伴影響、父母參與、老師關注共同塑造了初中生的高等教育意愿。為了提升中學生高等教育意愿、實現教育的機會均等，必須將同伴、父母、老師等因素共同納入考量，充分發揮他們的積極作用，避免消極影響。

關鍵詞：中學生；高等教育意愿；Logit模型

一、引言

日本作家矢倉久泰（1982）曾經這樣描述教育的作用：“（過去）農民的兒子只能是農民，商人的兒子只能是商人，而士族的兒子也必將成為士族，一個人職業和社會身份要靠門第門閥，命里注定……教育開辟了可以靠‘學問’這種新的實力而發跡的道路?！盵1]（2）在當代社會，已經不能僅僅將教育理解為培養專業人才的手段，它實際上兼具著社會結構再生產和社會階層調整功能。新韋伯主義的柯林斯就認為學校傳授的內容與其說是專業知識不如說是身份文化[2]（66）。在我國，黨和政府一向把高等教育的普及視作政府責任———通過高等教育的大眾化提升人口素質，也是阻斷貧困的代際傳遞、全面消除貧困的希望所在。教育的種種社會和政治層面意義，使得有關教育問題的研究，尤其是高等教育接受的研究已不囿于教育學領域，而是成為了眾多社會學者關注的話題。盡管有關高等教育的研究正在不斷得到重視，但是由于教育獲得的追蹤數據收集周期較長，且存在著種種困難，許多學者選擇引入了教育意愿（edu-cationalaspiration/desires）的概念進行相關研究。教育意愿，也稱教育愿望、教育欲望、教育抱負，它指的是一個人在接受教育后，對個人在教育方面自我期許將達到何種成就目標的程度[3]。VijayendraRao（2004）說：“追求期望的能力本質上是一種由闡明規范和公理方面的經驗引導的調節特定需求和愿望之間的靈活的導向能力。”[4]（68）在教育領域，這種導向能力不僅反映了個人的行動能力，在教育領域也是反映社會地位的指標———“對社會地位最低的人來說，接受高等教育的主觀愿望比客觀機會還要少[5]（6）。澳大利亞人類學家Kipnis（2011）也曾經用這個術語來形容他在當代中國所觀察到的對教育質量和成就的巨大需求[6]（218）。同時，已有的研究也證實了教育意愿確實會影響到學生的學業表現與最終教育獲得[7]（192）[8]（91）。目前，圍繞教育意愿的研究已經有了數量豐富的成果，但是現有的許多研究實際上忽視了高等教育的特殊性，而是簡單地將高等教育視作基礎教育的延續。本研究的目的就在彌補前人研究的不足，以高等教育意愿為被解釋變量，采用中國人民大學中國調查與數據中心的中國教育追蹤調查（CEPS），以同伴影響、老師關注、父母參與三方面的相關指標作為核心解釋變量，通過Logit回歸分析，發現影響中學生高等教育意愿的影響因素，進而為削減教育代際傳遞效應、提升中學生高等教育意愿、實現教育的機會均等提出針對性建議。

二、文獻回顧

（一）同伴行為對教育意愿的影響。當前，中西方的大量研究已經證明了同伴群體對青少年的影響———只是這種研究更加廣泛地是被用來解釋抽煙、酒駕、吸毒、危險性行為等方面的越軌行為，針對教育意愿的研究數量上相對較少，如Haller等人（1960）通過經驗數據驗證了同伴的作用，得到了青少年教育意愿很大水平上取決于個人所處社會化關系中的結論[9]（295）。Kellie（2013）則從正面考察了同齡人積極行為對青少年的影響，他的研究發現，同伴積極行為如志愿慈善活動或學術表現也會對同伴產生積極影響[10]。Alexander（1964）對30所高中的1401名高年級男生的教育抱負和成就進行了社會調查發現：如果青少年最好的朋友不打算上大學，他也會表現出更弱的高等教育教育意愿，如果他的朋友想去的話，他更有可能去參加[11]（568）。那么應該如何解釋這種同伴影響呢？B.B.Brown和A.D.Larson（2009）認為：青春期是一個人最容易受到同齡人壓力影響的時期，這種同齡人壓力通常與青少年冒險事件有關，因為這些活動通常只會發生在同齡人的身邊[12]（95）。J.R.Harris（2003）的群體社會化發展理論則基于過程視角，認為同伴在青少年發展和社會化過程中起著至關重要的作用，這種影響也是潛移默化的，直到同齡人進入成年后，這種影響的重要性會有所下降[13]（18）。也有學者認為，同伴實際上是學校階層構成（schoolsocioeconomiccomposition）的一個部分，這類研究的主要觀點認為，個體所在的學校的階層構成越高，則上進的同輩越多，從而會提高其自身的教育意愿[14]（129）、[15]（502）。最后，國內一些研究也對同伴影響的性別差異進了分析，黃超等人（2016）和李燁（2018）均認為女生會在上進同輩群體更有優勢，但同伴的積極行為對男生教育意愿的正向影響效應比對女生的正向影響效應更加顯著[14]（129）、[16]（26）。（二）教師關注對教育意愿的影響。教師關注的研究最早可以追溯到1948年社會學家默頓提出的“自我實現預言（self-fulfillingprophe-cy）”，并通過通俗口語化的表達，把這一概念推廣了開來，但這一概念在最初并不應用于教育領域。所謂自我實現預言，是由對某個人的期望引起這個人的一些行為，而這些行為又符合了原來他人對他的期望。自我實現的預言是對未來的預言，確保了本身的正確性。1963年，心理學家多伊奇在研究青少年心理學的過程中發現“（學生）對學習的非常消極的態度正是在學校情境中逐步形成的[17]（55）”。這一結論在后來的實驗中得到了證實。在羅伯特•羅森塔爾和萊諾爾•雅各布森進行的“課堂里的皮格馬利翁”實驗中發現，教師的期望使得教師區別對待了被告知是高智商和有發展潛能的學生，使這些學生在這一學年都取得非常優秀的成績［18］（13），這一效果在后來也被稱作羅森塔爾效應，也是西方教師期望研究的開始。我國的相關研究數量還比較少，只有部分具有代表性如侯曉君（2001）通過實證調研發現教師的表揚是激發學生學習動機的一個重要因素，他們的鼓勵有助于提高學生的教育意愿，他的研究強調了教師鼓勵的重要性［19］（159）。梁寧建（1999）也提到教師會采取恰當的方式指導學生形成符合社會要求的正確的自我期望的心理品質，并引導學生的期望[20]（221）。還有一些學者則將目光投向了更加宏觀的班級層面，他們認為以往的研究忽略了學校內部存在的差異，特別是班級因素所發揮的作用。相反，他們把班級視作影響學生行為發展和教育意愿的關鍵[21]（207）、[22]（74）。（三）父母參與對教育意愿的影響。父母參與（ParentalInvolvement），也譯作家長參與，父母卷入。學界的主流觀點一般認為父母參與會對兒童產生積極影響，擁有高父母參與度的兒童在社會行為發展上表現得更加成熟[23]（65），也展現出了更高的教育意愿[24]（166），這是因為“父母的參與培養了良好的學習習慣的貢獻，特別是監控動機、監控情緒和管理時間策略”[25]（15）。在現階段，關于父母參與問題的研究重點主要在于父母起作用的過程，比如Ming-TeWang等人（2014）的研究指出，父母在一些領域的關注會對兒童的教育意愿產生直接影響[26]（617），但是周菲、程天君（2016）卻認為父母的教育關注雖然會促進學生教育理念、期望的進步，但這是建立在其會提升學生學業成就的基礎上的[27]（14）。劉保中等（2015）則認為父母參與實際上只是父母受教育程度和家庭收入的中介變量，實際上起決定性作用的仍然是家庭的社會資本［28］（172）。寧光杰、馬俊龍（2019）在一項針對留守兒童的研究中發現隨遷子女的教育意愿相對于留守子女更高：隨遷子女的教育意愿要比留守子女高1年多，并且提高了隨遷子女接受高等教育意愿近10個百分點[29]（149），這意味著即使不考慮父母的日常參與，僅僅是父母的陪伴所帶來的激勵效應和同群效應就已經能夠大幅提升學生的教育意愿了。綜上所述，雖然在對父母參與對教育意愿作用機制的理解上存在差異，但是大多數學者仍然認同父母參與對教育意愿存在正向影響。

三、數據、變量與模型

（一）數據來源。本文統計回歸所用的數據來自中國人民大學中國調查與數據中心的“中國教育追蹤調查（2014—2015學年）”的統計成果。在學生問題方面，CEPS收集了教育期望、家庭狀況、老師關注、家長參與、同伴行為表現等信息，適合用來回答本文的研究問題。2014—2015學年，該調查對七、九年級學生進行了實地追訪。（二）變量。1.結果變量。中國教育追蹤調查（CEPS）問卷中詢問了青少年的教育意愿：“你希望自己讀到什么程度？”選項包括：現在就不要念了、初中畢業、中專/技校、職業高中、高中、大學?？啤⒋髮W本科、碩士研究生、博士研究生和無所謂。如果中學生的教育意愿是大學專科、大學本科、碩士研究生、博士研究生，這四項中的一項，則賦值“1”，否則賦值“0”。2.核心自變量。本研究的核心自變量包括同伴的影響、老師的關注和家長的參與，均為連續變量?！巴橛绊憽卑巴榈姆e極影響”和“同伴的消極影響”?！巴榉e極影響”對應的題設為“上面提到的幾個好朋友有沒有以下情況———學習成績優良/學習努力刻苦/想上大學”?！巴榈南麡O影響”包含逃課、曠課、逃學/違反校紀被批評、處分/打架/抽煙、喝酒/經常上網吧、游戲廳等/談戀愛/退學了，選項分別為“沒有這樣的、一到兩個這樣的、很多這樣的”，分別賦值1—3分。“同伴的積極影響”“同伴的消極影響”取值范圍分別在3—9分和7—21分之間。“老師關注”包含“老師的提問頻率”和“老師的鼓勵頻率”。“老師的提問頻率”對應的題設為“關于主課程，你是否同意下列說法—數學/語文/英語老師經常提問我，選項為“完全不同意、比較不同意、比較同意、完全同意”，分別賦值1—4分?！袄蠋煹墓膭铑l率”對應的題設為“關于主課程，你是否同意下列說法-數學/語文/英語老師經常表揚我，選項為“完全不同意、比較不同意、比較同意、完全同意”，分別賦值1—4分，三題分值加總即為該維度得分，“老師的提問頻率”和“老師的鼓勵頻率”取值范圍均在3—12分之間?！凹议L參與”包含“家長的學業參與”和“家長的生活參與”?！案改笇W業參與”對應的題設為“上個星期，你的父母有沒有督促過你的學習-檢查你的作業”“上個星期，你的父母有沒有督促過你的學習-指導你的功課”“你的父母在以下事情管你嚴不嚴”。前兩個題項對應的回答是“從未；一到兩天；三到四天；幾乎每天”，分別賦值1—4分；最后一個回答包括“不管；管，但不嚴；管得很嚴”三項，分別賦值1—3分。“家長的生活參與”對應的題設為“你和父母一起做以下事情的頻率-吃晚飯/讀書/看電視/做運動/參觀博物館、動物園、科技館等/外出看電影、演出、體育比賽等”，選項為“從未做過、每年一次、每半年一次、每個月一次、每周一次、每周一次以上”，分別賦值1—6分?！凹议L的生活參與”和“家長的學業參與”取值范圍分別在3—12分和7—42分之間。3.控制變量。控制變量包括年級、家庭經濟狀況、性別、獨生子女狀況、班級排名、家長高等教育狀況等。年級是表示學習階段的二分變量，分為“七年級”和“九年級”，分別賦值為0和1。性別是表示生理性別的二分變量，分為“女”和“男”，分別賦值為0和1。獨生子女狀況是表示同胞結構的二分變量，分為“是”和“否”，分別賦值為1和2。排名是反映學生班級名次的多分類變量，分為“不好、中下、中等、中上、很好”，分別賦值1—5。家庭經濟情況分為三類：“困難、中等和富?！保謩e賦值1、2、3。父母高等教育狀況是表示學生父母是否接受過高等教育的二分變量，如父母都未接受過?？埔陨系慕逃齽t賦值為0，如有一人以上接受過?？萍耙陨系慕逃齽t賦值為1。（三）模型選擇。由于本文所涉及的解釋變量為分類變量，被解釋變量“高等教育意愿”只有0、1兩種結果，因此選用Logit模型檢驗中學生高等意愿的影響因素。Logit模型克服了線性回歸的許多限制條件。假定中學生的高等教育意愿服從Logistic分布，結合社會學和教育學的相關理論，將影響高等教育意愿的影響因素分為同伴影響、老師關注、父母參與三類，并構建多元回歸方程模型：logit（P）=ln[pi/（1-pi）]=β0+β1Qi+β2Ii+β3Gi+β3Hi+ε（1）（1）式中：pi代表中學生i期望接受高等教育的概率，1－p代表中學生i不期望接受高等教育的概率，pi/（1-pi）表示中學生希望接受高等教育的發生比。β0為常數項，β1、β2、β3為系數。Qi代表中學生的同伴影響的特征向量，包括同伴的積極行為和消極行為；Ii代表中學生的老師關注，包括老師的鼓勵頻率和老師的提問頻率；Gi代表中學生的父母參與，包括家長的學業參與與生活參與，Hi代表中學生的父母高等教育狀況、中學生的性別、年齡、排名等控制變量。

四、模型建立與結果分析

（一）模型建立與檢驗。將模型的顯著性P值放寬到0.05。在加入某解釋變量后，只要滿足所有解釋變量的Sig均小于0．1，且模型的擬合優度并未明顯下降，即可在此基礎上繼續加入變量，否則就剔除。在逐步篩選的過程中，班級排名、家長高等教育狀況、同伴群體的積極行為、同伴的消極行為、獨生子女狀況、老師的提問頻率、家長的生活關注等8個解釋變量得到了保留，回歸結果如表1所示（表1見文末）。表1中，班級排名、家長高等教育狀況、同伴群體的積極行為、同伴的消極行為、獨生子女狀況、老師的提問頻率、家長的生活參與P值都小于5%，都對中學生的高等教育意愿影響顯著。同時，對模型進行整體顯著性檢驗和擬合優度檢驗，結果如表2和表3所示。從表2中的數據看，模型的Wald檢驗值＜0.0001，說明模型的建立有現實意義。表3中的赤池信息準則和施瓦茨準則、對數似然函數值的數值也在加入解釋變量后均有所下降，因此模型擬合程度較好。（二）數據分析。根據式（1）和表3的回歸結果，可以將實證檢驗后的Logit回歸方程表述為：logit（P）=ln[pi/（1-pi）]=0.698Rank+1.297HighEd-ucation+0.218PeerPositiveInfluence-0.293OnlyChild-0.282Gender-0.039TeacherAsking-0.014ParentsAt-tention-0.021PeerNegativeInfluence-2.933（2）由式（2）可知，影響中學生高等教育意愿的因素主要來自班級排名、父母高等教育狀況、同伴積極行為、同伴消極行為、獨生子女狀況、性別、老師提問頻率、父母生活關注8個方面。在同伴群體的影響上，無論是同伴群體的積極行為還是消極行為意愿都會對中學生的高等教育意愿產生影響，同伴的努力學習、想上大學等積極行為會影響到身邊的人，進而提升中學生的高等教育意愿，而逃課、講臟話等消極行為則會降低其他中學生的高等教育意愿。這是由于在中學生的社會生態系統中，個人與同伴的接觸時間相較老師和父母長，影響也更加顯著，這一點在Kellie（2013）[10]的研究中也有所提及。意料之外的是，與老師的表揚頻率相比，老師的提問頻率更能提升學生的教育意愿。這可能是因為在大多數學生眼中，學校仍然是一個以學習為主要任務的場所，老師在他們眼中充當的更是一個工具型的角色，他們往往會將老師視為學業指導者的角色，而不是監護人。因此對于老師而言，學科知識領域的提問比單純的表揚更能夠激發學生學習的興趣，增長學生學習的信心，進而提升他們的高等教育意愿。而在家庭中則恰恰相反，父母的學業參與對中學生高等教育意愿的影響不顯著，家長的生活參與反倒能提升學生的高等教育意愿。這說明在家庭中，學生更需要的是實際生活的陪伴，即多與孩子共同吃飯、讀書、看電視等活動有助于塑造學生品格，樹立學生信心。最后，在個人狀況方面，父母高等教育狀況、獨生子女狀況、性別都會顯著影響中學生的高等教育意愿，其具體表現為：父母接受過高等教育的中學生接受高等教育的意愿是父母未接受過高等教育的中學生的3.66倍；獨生子女接受高等教育的意愿是非獨生子女的1.34倍；女生接受高等教育的意愿是男生的1.33倍。這一結論基本驗證了前人關于父母受教育狀況與同胞結構、性別對子女教育意愿影響的猜想。

五、結論與建議

本研究使用了中國人民大學收集的CEPS數據，在Logit模型中以高等教育意愿為被解釋變量，從中學生的同伴影響、父母參與、老師鼓勵三個方面對影響高等教育意愿的因素進行了模型建立和分析。回歸結果顯示，中學生的同伴積極影響、同伴消極影響、老師的提問頻率、父母的生活參與以及其他因素如學生的班級排名、父母高等教育狀況、性別、獨生子女狀況等個人因素都會顯著影響中學生的高等教育意愿。研究的創新之處在于著重強調了大學及以上教育的特殊性，將其視為獨立的二元變量，而不是簡單地將其視作基礎教育的延續。社會生態系統理論強調社會系統和生態系統之間的作用是互構的，充滿著各種各樣的可能性，且個體嵌套于相互影響的一系列環境系統之中。對中學生而言，同伴、老師與家長共同構成學生的主要閉合生態環境教育，這一系統也基本決定了學生的教育意愿———因為人生來就具有與環境或他人互動能力，通過自己的行為與社會形成良好的關系。青少年在同伴、老師、父母的影響下，為了保持自身與群體成員的一致性，會根據環境調整自己的意愿。因此，為了鼓勵更多的中學生接受高等教育，筆者從家長和老師兩個角度提出以下建議：第一，對于那些希望子女接受高等教育的家長，應當參與到子女的生活中去，通過互動給予其接受高等教育的支持與鼓勵，并對中學生的交友進行監管：鼓勵子女與學習認真、想上大學的上進同伴交往，減少與早戀、打架、退學的不良同伴的交往。第二，老師也應當重視課堂教育對學生高等教育意愿的塑造作用，多提問學生，鼓勵在課堂上踴躍回答問題，樹立學生信心，關注中學生的交際，提升教育的效果，進而提升他們的教育意愿。

作者:呂泰彧 單位:華東政法大學