曹 謙

（1.清華大學(xué) 社會學(xué)系， 北京 100084；2.新疆大學(xué) 社會學(xué)系，新疆 烏魯木齊 830047）

【統(tǒng)計調(diào)查與分析】

家庭結(jié)構(gòu)對青少年學(xué)業(yè)能力影響的實證研究
——基于國際學(xué)生評估項目（PISA2012）上海數(shù)據(jù)的分析

曹 謙1,2

（1.清華大學(xué) 社會學(xué)系， 北京 100084；2.新疆大學(xué) 社會學(xué)系，新疆 烏魯木齊 830047）

家庭結(jié)構(gòu)是影響青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)的一個重要因素。利用2012年國際學(xué)生能力評估項目（PISA）的上海地區(qū)數(shù)據(jù)，采用Ologit模型，對上海青少年的學(xué)業(yè)能力與家庭結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行分析討論。實證結(jié)果表明：父親和祖父母是否缺失，對青少年的學(xué)業(yè)能力并沒有產(chǎn)生顯著影響；母親和兄弟姐妹對青少年的學(xué)業(yè)能力有顯著影響，即使在沒有母親陪伴生活的條件下，獨(dú)生子女青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率仍高于那些來自有母親的非獨(dú)生子女家庭的青少年。雖然獨(dú)生子女政策引發(fā)了諸多的社會弊端，但是單從青少年學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)而言，獨(dú)生子女家庭的青少年享受了較為集中的家庭資源，從而使其學(xué)業(yè)能力的表現(xiàn)要比那些非獨(dú)生子女家庭更好。

國際學(xué)生評估項目；基礎(chǔ)教育；家庭結(jié)構(gòu)；學(xué)業(yè)能力；Ologit模型

一、引 言

國際學(xué)生評估項目簡稱為PISA（Programme for International Student Assessment），它是由經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，OECD）領(lǐng)導(dǎo)的學(xué)生能力國際評估項目。OECD于2000年正式實施了跨國學(xué)生評估，之后每隔三年評估一次。PISA項目并不以單純的書本知識為核心，而是著重研究全球基礎(chǔ)教育末期15歲青少年在個人、工作和社會生活中能夠運(yùn)用已學(xué)知識和技能態(tài)度去解決相關(guān)問題的能力[1]。除此以外，PISA學(xué)生問卷還涉及諸多關(guān)于教育分層的分析變量，因此方便研究者了解全球基礎(chǔ)教育的公平性。

2009年，中國上海地區(qū)青少年學(xué)生首次參與了PISA全球測試評估。2009年上海區(qū)學(xué)生在三項測試（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)）中均斬獲冠軍，2012年P(guān)ISA測試結(jié)果再一次展現(xiàn)了上海學(xué)生的優(yōu)異表現(xiàn)，引起了全球基礎(chǔ)教育研究和社會人士的大討論。上海學(xué)生的優(yōu)秀表現(xiàn)打破了西方人所持有的刻板印象，甚至有學(xué)者認(rèn)為這是全球基礎(chǔ)教育方向標(biāo)從西方芬蘭轉(zhuǎn)向東方上海的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，標(biāo)志著亞洲世紀(jì)（Asian Century）的形成[2]。對上海在PISA測試中的優(yōu)異表現(xiàn)呈現(xiàn)出不同的討論聲音，但不管這些爭議如何，繼上海之后，北京市、浙江省、江蘇省在2015年起將正式參與到PISA測試中。

基礎(chǔ)教育是一個國家發(fā)展的核心，是人才培養(yǎng)的最初搖籃[3]。青少年的學(xué)習(xí)生活中除了學(xué)校以外，家庭是青少年最密切相關(guān)的場所。青少年依托的主要社會資源即家庭，他們對家庭的依賴程度是非常高的。一些父母從被動接受計劃生育轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃由偕?，?dú)生子女家庭越來越多[4]。家庭作為代際文化資本與經(jīng)濟(jì)資本等傳遞的主要媒介，其本身的家庭結(jié)構(gòu)對青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)也值得認(rèn)真探討。本文利用上海2012年的PISA數(shù)據(jù)探討家庭結(jié)構(gòu)對學(xué)生學(xué)業(yè)能力影響的情況，研究亮點(diǎn)是在對獨(dú)生子女家庭與非獨(dú)生子女家庭結(jié)構(gòu)的討論中，進(jìn)一步分析家庭結(jié)構(gòu)中母親是否缺失這一變量帶來的交叉影響情況。

二、文獻(xiàn)綜述

科爾曼等人很早就指出學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和家庭背景有著極大的關(guān)系[5]1-20，此后這一觀點(diǎn)已被眾多的實證研究所印證，在此不一一列舉。文獻(xiàn)資料總體上指明了家庭中父代教育水平、家庭的物質(zhì)經(jīng)濟(jì)條件、父代的職業(yè)地位對學(xué)生學(xué)業(yè)能力起到顯著性影響。這為本研究的控制變量提供了相關(guān)理論依據(jù)。相比較其他OECD的經(jīng)濟(jì)體，上海學(xué)生的家庭和學(xué)校經(jīng)濟(jì)社會背景差異較大，在很大程度上導(dǎo)致了學(xué)生成績的差異化分布，優(yōu)勢家庭背景的孩子更容易獲得更好的教育資源[6]。上海市教育資源分配公平性仍不夠，家庭經(jīng)濟(jì)社會背景較好的學(xué)生更容易獲得更好的教學(xué)資源，家庭經(jīng)濟(jì)社會背景存在明顯的分層現(xiàn)象，對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)有顯著影響[7]。

作為本文重點(diǎn)討論的家庭結(jié)構(gòu)因素，以往的文獻(xiàn)也多有涉及。單親家庭的學(xué)生往往在學(xué)校測試中處于劣勢[8]；在核心家庭中，單親家庭對兒童教育的獲得負(fù)面影響較大[9]。2009年P(guān)ISA上海數(shù)據(jù)顯示，單親家庭學(xué)生數(shù)學(xué)成績顯著低于雙親家庭學(xué)生[10]；研究表明離異家庭的子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)要比非離異家庭子女差[11]；父親缺失家庭子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)比有父親家庭的差，并且缺失父親的家庭對男孩子的負(fù)面影響高于女孩子[12]116-155；盡管單親父親家庭的孩子比單親母親家庭的孩子要有更多的經(jīng)濟(jì)資源，但單親母親比單親父親更能夠給孩子提供人際關(guān)系資源，單親父親家庭孩子的學(xué)業(yè)表現(xiàn)并沒有比單親母親家庭的好[8]；種族差異對家庭結(jié)構(gòu)的影響有所作用，單親母親家庭結(jié)構(gòu)對黑人青少年學(xué)習(xí)成績的負(fù)面影響相對較弱，無父無母家庭結(jié)構(gòu)對西班牙青少年的學(xué)習(xí)成績負(fù)面影響相對較弱[13]；Judith Blake研究了家庭子女?dāng)?shù)量對子女教育質(zhì)量的影響，指出家庭子女?dāng)?shù)越多反而不利于子女的教育發(fā)展，并在此基礎(chǔ)上提出了資源稀釋理論假設(shè)[14]；中國社會家庭中，同胞數(shù)量對兒童教育機(jī)會的影響總體是負(fù)面的[9]。在中國的歷史背景下，當(dāng)教育機(jī)會減少和需要競爭時，大家庭的孩子（尤其是女孩）獲得教育的機(jī)會會減少；當(dāng)教育擴(kuò)張并且教育費(fèi)用相對便宜時，家庭子女?dāng)?shù)越多的負(fù)效應(yīng)就消失了，并且不論在什么歷史時期，男孩的受教育機(jī)會都不受家庭子女?dāng)?shù)的影響，女孩子的受教育機(jī)會在教育資源稀缺時受到家庭子女?dāng)?shù)的負(fù)面影響，但這種負(fù)效應(yīng)在文革時期由于倡導(dǎo)平等主義消失了[15]；兄弟姐妹數(shù)量越多，尤其當(dāng)她們有兄弟的情況下，女孩子受教育的時間相對男孩子要少[16]；

總的來看，對家庭結(jié)構(gòu)對子女教育影響的分析基本分為三大類別：一類是關(guān)注單親和雙親家庭對子女的影響；二類是家庭兄弟姐妹的數(shù)量對子女教育的影響；三類是關(guān)心父母離異的家庭對孩子的負(fù)面學(xué)業(yè)影響。此前研究要么是單方面關(guān)注到獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女的差異，要么是單方面的關(guān)注父母缺失情況對學(xué)生的影響，均未能綜合考慮到獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女家庭中父母缺失情況的交叉影響關(guān)系，而這將是本文的研究重點(diǎn)與突破點(diǎn)。

三、研究問題與研究假設(shè)

根據(jù)以往研究可以看到，父輩教育背景、職業(yè)地位和家庭經(jīng)濟(jì)條件對子女的教育起到至關(guān)重要的作用，這點(diǎn)基本已無太多爭議，因此在本研究中作為控制變量處理。關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)的定義，本文將家庭結(jié)構(gòu)分為獨(dú)生子女家庭和非獨(dú)生子女家庭，其中非獨(dú)生子女家庭又具體可以分為兩類：一類是家里有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)[Ⅰ]）；另一類是既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)[Ⅱ]）。父母、祖父母是否缺失將嵌套在獨(dú)生子女家庭和非獨(dú)生子女家庭結(jié)構(gòu)中討論。

Blake的資源稀釋假設(shè)指出子女的兄弟姐妹越多，個體子女可獲得的教育資源就被稀釋了，導(dǎo)致了子女?dāng)?shù)量對教育獲得的負(fù)面影響，即兄弟姐妹的存在會導(dǎo)致單一子女的教育資源被稀釋。中國的獨(dú)生子女政策有著復(fù)雜的社會政治背景（在此不展開討論），但按照稀釋理論假設(shè)，獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力應(yīng)該會比非獨(dú)生子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力要好。中國的《三字經(jīng)》中就提到“子不教，父之過”、“昔孟母，擇鄰處”都意在說明父母在子女教育中的重要性。傳統(tǒng)的中國代際互惠的積極效用假設(shè)祖父母提供了很好的家庭支持，對孫子女的學(xué)業(yè)能力有著正面影響，而媒體的討論往往認(rèn)為祖父母對孫子輩過于溺愛，導(dǎo)致其學(xué)業(yè)表現(xiàn)不佳。以上這些就是本文將要探討的問題。

本文利用2012年上海市PISA原始數(shù)據(jù)，在控制父輩教育水平、職業(yè)地位、家庭物質(zhì)條件后，對上海市15歲青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)行分析，以此希望進(jìn)一步了解家庭結(jié)構(gòu)中父母、兄弟姐妹、祖父母及其他家人與青少年共同生活對其學(xué)業(yè)能力的影響。

四、數(shù)據(jù)和變量處理

本文數(shù)據(jù)來自于OECD2012年P(guān)ISA上海市原始數(shù)據(jù)中的學(xué)生問卷，該問卷收集了參加測試的學(xué)生相關(guān)背景信息和測試結(jié)果。2012年上海市共有155所學(xué)校的6 374名15歲學(xué)生實際參加了PISA測試，整理發(fā)布的PISA2012數(shù)據(jù)中上海市樣本量為5 177名。筆者對缺失值進(jìn)行重新編碼處理后，保證了樣本量沒有發(fā)生變化，并在模型中控制了缺失值。

性別變量沒有缺失值。女學(xué)生共有2 637人（50.94%），男學(xué)生共有2 540人（49.06%）。在家中與母親共同生活的共有4 835人（93.39%），沒有與母親共同生活的有252人（4.87%），沒有回答的占1.74%；在家中與父親共同生活的有4 477人（86.48%），沒有和父親一起生活的有511人（9.87%），沒有回答的占3.65%；在家中與兄弟一起生活的有589人（11.38%），沒有與兄弟一起生活的有3 655人（70.60%），沒有回答的有933人（18.02%）；在家中與姐妹一起生活的有558人（10.78%），沒有和姐妹一起生活的有3 665人（70.79%），沒有回答的有954人（18.43%）；在家中與祖父母一起生活的有1 645人（31.78%），沒有與祖父母一起生活的有2 768人（53.47%），沒有回答的有764人（14.76%）；在家與其他人一起生活的有393人（7.59%），沒有與其他人一起生活的有3 781人（73.03%），沒有回答的有1 003人（19.37%）。

父親教育水平中，擁有高中或中專學(xué)歷的比例最高，占到了25.88%（1 340人），其次是小學(xué)畢業(yè)的占到了25.34%（1 312人），再次是大學(xué)及本科以上學(xué)歷的占到了22.64%（1 172人）；母親教育水平中小學(xué)畢業(yè)的比例最高，占到了28.59%（1 480人），其次是高中或中專學(xué)歷的占到了23.05%（1 194人），再次是本科及以上學(xué)歷占到了19.32%（1 000人）；家庭物質(zhì)條件狀況在PISA2012數(shù)據(jù)中是處理后的數(shù)值型變量，有效樣本為5 170人，均值是-0.44，標(biāo)準(zhǔn)差為0.9，最小值為-4.48，最大值為3.96；父母最高職業(yè)狀況在PISA2012數(shù)據(jù)中是處理后的數(shù)值型變量，有效樣本為5 094人，均值是50.87，標(biāo)準(zhǔn)差為19.4，最小值為11.01，最大值為88.96。在對這兩個變量進(jìn)行缺失值處理時，創(chuàng)建了新的二分變量（1為缺失、0為不缺失），并將新創(chuàng)建的缺失值變量放入模型中，以控制缺失值的效應(yīng)。總體來看，這兩個變量的缺失值數(shù)量都極小，對總體分布并不產(chǎn)生顯著的影響。

PISA學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)分為三個部分（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)），每一部分共有5個合理值。一般在研究時均采用第1個合理值作為分析變量，2012年的測試結(jié)果如表1。通過Pearson相關(guān)性檢驗，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)能力與閱讀能力的相關(guān)系數(shù)為0.894，數(shù)學(xué)能力與科學(xué)能力的相關(guān)系數(shù)為0.916，閱讀能力與科學(xué)能力的相關(guān)系數(shù)為0.901，均在0.01的水平上顯著。因此，可以判斷出學(xué)生3個方面的能力是緊密相關(guān)的，出于模型簡化考慮，最終將這3方面的學(xué)業(yè)表現(xiàn)綜合為1個因變量綜合成績（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)的平均值）。經(jīng)過模型擬合和檢驗，OLS模型不適合分析，因此進(jìn)一步摸索采用logit模型，將綜合成績按照四分位數(shù)進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為定序變量學(xué)業(yè)表現(xiàn)（較差、中等偏下、中等偏上、優(yōu)秀），并最終將其作為以下分析模型Ologit的因變量。雖然將數(shù)值型變量做定序處理損失了數(shù)據(jù)本身的一些信息，但由于定序分類的原則是按照四分位數(shù)，因此也最大程度地保留了原始數(shù)據(jù)的基本信息，對研究結(jié)論不會產(chǎn)生較大的偏差。

表1 上海15歲青少年學(xué)生測試成績情況表（數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)）

五、建構(gòu)模型

筆者采用Ologit模型進(jìn)行分析。Ologit模型數(shù)學(xué)表達(dá)公式為：

=β0+β1X1++β2X2+…+βkXk

首先采用了Ologit模型1，將所有的控制變量與需要討論的家庭結(jié)構(gòu)自變量納入模型中，發(fā)現(xiàn)模型1擬合效果不好，然后逐步剔除一些不顯著的自變量。對4個模型進(jìn)行檢驗，模型2與模型3整體均在0.05顯著性水平上符合Ologit模型的比例優(yōu)勢假定條件；模型4整體在0.01顯著性水平上符合Ologit模型的比例優(yōu)勢假定條件，并且模型4中除了母親教育水平，其他變量均在0.05顯著性水平上符合比例優(yōu)勢假定條件。基于以往文獻(xiàn)中父輩職業(yè)和家庭物質(zhì)條件對子女教育的影響，4個模型均將父輩教育、職業(yè)和家庭物質(zhì)條件作為控制變量。除此以外，所有模型均對缺失值進(jìn)行了控制。

表2 上海市15歲學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)Ologit模型表*模型中所列出的系數(shù)為odds ratio（優(yōu)勢比），由于篇幅限制，標(biāo)準(zhǔn)誤略去。

注：*為p<0.05、 **為p<0.01、 ***為p<0.001。

如表2所示，模型1中自變量性別對學(xué)生的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)并不顯著。剔除性別自變量后，模型2中學(xué)生是否與父母生活、是否與祖父母生活、是否與其他人生活均不顯著，但考慮到以往研究資料中母親的重要性，故保留母親在模型3中，而剔除了是否與祖父母生活、是否與父親生活、是否與其他人生活自變量；模型3中發(fā)現(xiàn)父親的教育水平大都不顯著，因此進(jìn)一步剔除父親教育水平，形成模型4；模型5中加入是否與父親生活自變量，但與父親生活自變量依然不顯著（模型5沒有列出），因此表1中僅列出了4個模型必要結(jié)果。模型2比模型1的BIC’值小8.522，模型3比模型2的BIC’值小46.965，模型4比模型3的BIC’值小31.457。綜合以上結(jié)論，筆者最終采用了模型4作為最終的擬合模型。

在Ologit模型4中的控制其他變量的條件下，變量“無母親”的odds ratio（優(yōu)勢比）為0.702（小于1），說明家庭中缺失母親對青少年學(xué)業(yè)能力的影響是負(fù)向的；控制其他變量的條件下，變量“無兄弟”的odds ratio（優(yōu)勢比）為1.703（大于1），說明家庭中沒有兄弟對青少年學(xué)業(yè)能力的影響是正向的；控制其他變量的條件下，變量“無姐妹”的odds ratio（優(yōu)勢比）為1.910（大于1），說明家庭中沒有姐妹對青少年學(xué)業(yè)能力的影響是正向的。為了便于理解，對模型4中家庭物質(zhì)條件和父母職業(yè)條件進(jìn)行控制（均值），在對母親教育水平分別進(jìn)行了控制后，計算出了學(xué)生學(xué)業(yè)能力的概率預(yù)測結(jié)果（見表3）。

表3 學(xué)生學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)預(yù)測概率表*由于篇幅限制，僅列出母親受教育水平在高中或中專時的預(yù)測概率。

六、結(jié)果分析討論

利用2012年P(guān)ISA數(shù)據(jù)，當(dāng)父母教育、家庭物質(zhì)擁有條件、父母職業(yè)地位和家庭結(jié)構(gòu)被控制后，性別并沒有顯著影響。上海作為一個國際性大都市，對男女平等思想的接受程度相對較高，因此家庭中不論男孩還是女孩的教育都日趨同等重視。當(dāng)控制其他變量后，家庭結(jié)構(gòu)中青少年是否與父親共同生活對他們的學(xué)業(yè)能力并沒有產(chǎn)生顯著影響。傳統(tǒng)家庭中，教育孩子的職責(zé)大都落在父親身上，母親主要承擔(dān)家務(wù)雜事和哺育，所謂“子不教，父之過”。然而，現(xiàn)代社會尤其像上海這樣高度發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)社會，教育的功能往往由學(xué)校機(jī)構(gòu)承擔(dān)，父親更多的是承擔(dān)掙錢養(yǎng)家的角色，他們在青少年教育中的作用已在很大程度上弱化了。劉精明于2008年發(fā)表的研究結(jié)果顯示，家庭中祖父母對孩子教育機(jī)會有積極影響，但本研究結(jié)果表明青少年是否與祖父母共同生活對他們的學(xué)業(yè)能力沒有顯著性影響，即傳統(tǒng)的中國代際互惠的積極效用并不顯著。與此同時，本研究也不能論證出媒體上報道的祖父母隔代溺愛式教育產(chǎn)生的顯著負(fù)面影響。

數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，青少年是否與母親共同生活的確對青少年的學(xué)業(yè)能力起到顯著性影響。相對于父親而言，母親能夠?qū)η嗌倌晏峁└嗟那楦兄С峙c呵護(hù)，以促進(jìn)其學(xué)業(yè)能力的發(fā)展。獨(dú)生子女家庭中，與母親共同生活的獨(dú)生子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力高于那些缺失母親的獨(dú)生子女。不論是那些有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)[Ⅰ]），還是那些既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭（簡稱非獨(dú)[Ⅱ]），與母親共同生活的青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力在各自的類別中都要高于那些未與母親共同生活的（見圖1），這一研究結(jié)論充分證實了母親對青少年學(xué)業(yè)能力發(fā)展的重要性。

圖1 不同家庭結(jié)構(gòu)的青少年學(xué)業(yè)能力概率變化預(yù)測趨勢圖

以往研究表明，女孩的受教育機(jī)會在教育資源稀缺的情況下很可能受到兄弟的負(fù)面影響。本研究顯示，當(dāng)青少年與母親或者不與母親生活時，那些與兄弟一起生活的青少年都要比那些與姐妹一起生活的青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)優(yōu)秀和中等偏上的概率要高，沒有出現(xiàn)很強(qiáng)的負(fù)面影響，相反是積極的正向作用（見圖1）。兄弟作為男性，相對于姐妹而言，一般在家庭中往往被視作“小男子漢”，或許能在家庭中起著很好的榜樣作用。不論青少年是否與母親共同生活，來自有兄弟或者姐妹的非獨(dú)生子女家庭[Ⅰ]的青少年比來自既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女家庭[Ⅱ]的青少年學(xué)業(yè)能力要更好。一般而言，既有兄弟又有姐妹的家庭規(guī)模比只有兄弟或者姐妹的家庭規(guī)模要大。從稀釋理論看，過多的家庭子女會稀釋掉單個家庭的教育資源，導(dǎo)致其個體青少年學(xué)業(yè)能力發(fā)展的相對不足。

七、總 結(jié)

家庭是代際文化資本與經(jīng)濟(jì)資本等傳遞的主要場所，對家庭結(jié)構(gòu)的關(guān)注是教育社會分層研究的核心領(lǐng)域之一。利用2012年P(guān)ISA上海數(shù)據(jù)，當(dāng)父母教育水平、家庭物質(zhì)擁有條件、父輩職業(yè)地位和家庭結(jié)構(gòu)被控制后，性別、父親和祖父母是否缺失，對他們的學(xué)業(yè)能力并沒有產(chǎn)生顯著影響。通過擬合模型、控制變量（母親教育水平、家庭物質(zhì)條件、父輩職業(yè)）后，青少年是否與母親、與兄弟、與姐妹共同生活對青少年的學(xué)業(yè)能力起到顯著影響。通過計算擬合模型中的預(yù)測概率發(fā)現(xiàn)，不論是獨(dú)生子女家庭類型還是非獨(dú)生子女家庭類型中，與母親共同生活的子女學(xué)業(yè)能力都比那些缺失母親的子女要更好。但與此同時，母親對青少年學(xué)業(yè)能力的影響還受到兄弟姐妹家庭成員的約束，即使在沒有母親陪伴生活的條件下，獨(dú)生子女青少年的學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率，仍高于那些來自有母親的非獨(dú)生子女家庭的青少年。同樣，對于那些有兄弟或者有姐妹的非獨(dú)生子女青少年而言，他們在沒有母親陪伴的情況下，其學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)為優(yōu)秀和良好的概率依然高于那些既有兄弟又有姐妹的非獨(dú)生子女青少年。換言之，母親對于青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)能力影響雖然顯著，但是該變量受制于青少年是否有兄弟姐妹。雖然獨(dú)生子女政策引發(fā)了諸多的社會弊端，但是單從青少年學(xué)業(yè)能力表現(xiàn)而言，獨(dú)生子女家庭的青少年享受了較為集中的家庭資源，從而使其學(xué)業(yè)能力的表現(xiàn)要比那些非獨(dú)生子女家庭更好。本文對數(shù)據(jù)本身背后的深層原因解釋，還有待于進(jìn)一步的研究分析。

[1] 張民選，陸璟，占勝利，等.專業(yè)視野中的PISA[J].教育研究，2011（6）.

[2] Sellar S, Bob L.Looking East: Shanghai, PISA 2009 and the Reconstitution of Reference Societies in the Global Education Policy Field[J].Comparative Education， 2013（4）.

[3] 王凱，衛(wèi)振龍.中國義務(wù)教育階段經(jīng)費(fèi)配置公平狀況的實證研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2010（4）.

[4] 孫玉環(huán)，尚繼霞.中國家庭養(yǎng)育目標(biāo)的影響因素及其差異分析[J].統(tǒng)計與信息論壇，2014（7）.

[5] Coleman J S, Ernest Q C, Carol J H, et al.Equality of Educational Opportunity[M].Washington, D C: U.S.Government Printing Office,1966.

[6] 田凌暉.超越分?jǐn)?shù)：從PISA數(shù)據(jù)看上?；A(chǔ)教育公平[J].教育發(fā)展研究,2014（12）.

[7] 陸璟.上?；A(chǔ)教育公平的實證研究[J].教育研究,2013（2）.

[8] Downey D B.The School Performance of Children from Single-Mother and Single-Father Families: Economic or Interpersonal Deprivation?[J].Journal of Family Issues,1994,15（1）.

[9] 劉精明.中國基礎(chǔ)教育領(lǐng)域中的機(jī)會不平等及其變化[J].中國社會科學(xué),2008（5）.

[10]候玉娜，沈愛祥.學(xué)校資源對上?；A(chǔ)教育質(zhì)量與公平的影響——基于國際學(xué)生評估項目（PISA2009）數(shù)據(jù)的實證研究[J].教育學(xué)術(shù)月刊,2014（9）.

[11]Dronkers J.The Effects of Parental Conflicts and Divorce on the Well-Being of Pupils in Dutch Secondary Education[J].European Sociological Review,1999（2）.

[12]Sigle-Rushton W, McLanahan S.Father Absence and Child Well-Being: A Critical Review[M]∥ Moynihan D, Smeeding T, Rainwater L.The Future of the Family.New York: Russell Sage Foundation, 2004.

[13]Heard H E.The Family Structure Trajectory and Adolescent School Performance: Differential Effects by Race and Ethnicity[J].Journal of Family Issues,2007（3）.

[14]Blake J.Family Size and the Quality of Children[J].Demography,1981（4）.

[15]Lu Y, Treiman D J.The Effect of Sibship Size on Educational Attainment in China: Period Variations[J].American Sociological Review,2008（5）.

[16]葉華，吳曉剛.生育率下降與中國男女教育的平等化趨勢[J].社會學(xué)研究,2011（5）.

（責(zé)任編輯：郭詩夢）

Research on the Effects of Family Structure on School Performance among Teenagers: Based on the PISA 2012 Data of Shanghai

CAO Qian1,2

（1.Sociology Department, Tsinghua University, Beijing 100084， China; 2.Sociology Department, Xinjiang University, Urumqi 830047, China）

Family structures are significant factors in school performance of teenagers.Based on the PISA 2012 data of Shanghai, Ologit models are used to analyze the relationship between school performance and family structures.The research reveals that presence of fathers and grandparents is not significant while mothers and siblings significantly affect their school performance.Even without mothers, those students who are from only-child families perform better than those students with mothers and siblings.Although the only-child policy has resulted in some social problems, those students from only-child families may enjoy more educational resources to enhance their school performance than those who have siblings.

PISA; elementary education; family structure; school performance; Ologit model

2014-11-18

清華大學(xué)人文社科振興基金研究項目后期支持項目《教育公平與社會分層研究》（2010WKHQ008）

曹 謙，男，江蘇南通人，博士生，講師，研究方向：教育社會學(xué)。

F224.0

A

1007-3116（2015）09-0107-06