王毅杰 黃是知

一、問題的提出

隨遷子女在城市能否平等地接受教育受到越來越多的關注。已有研究議題主要集中于義務教育階段的學校教育，但隨著隨遷子女義務教育階段政策的全面推進以及隨遷子女年齡的增長，他們能否在城市接受高中教育成為急需關注的話題。中國在進入21世紀后的第一個教育規(guī)劃《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要(2010-2020年)》提出，需要研究隨遷子女義務教育階段之后的升學問題。2012年，國務院辦公廳轉發(fā)了教育部等部門《關于做好進城務工人員隨遷子女接受義務教育后在當?shù)貐⒓由龑W考試工作的意見》(國辦發(fā)〔2012〕46號)，明確規(guī)定“各省、自治區(qū)、直轄市有關隨遷子女升學考試的方案原則上應于2012年年底前出臺”。隨遷子女的教育過程無疑會受到這一政策變化的影響。

根據(jù)教育部的一項報告，2016年全國普通初中隨遷子女畢業(yè)人數(shù)為121.6萬，但只有不到40萬人在流入地就讀普通高中[注]中華人民共和國教育部發(fā)展規(guī)劃司：《中國教育統(tǒng)計年鑒》，中國統(tǒng)計出版社2016年版，第73、134頁。。其原因在于，當隨遷子女面臨政策限制，部分人會選擇在流入地就讀職業(yè)高中；同時，也有相當比例的隨遷子女在過大的政策限制下決定返鄉(xiāng)另謀出路?？紤]到不同城市在政策偏好上確實存在差異[注]王毅杰、盧楠：《隨遷子女積分入學政策研究——基于珠三角、長三角地區(qū)11個城市的分析》，《江蘇社會科學》2019年第1期。，較高的政策門檻會影響隨遷子女的異地升學[注]陳宣霖：《隨遷子女初中畢業(yè)后的流向——異地中考政策影響高中教育選擇的實證研究》，《青年研究》2018年第3期。，因此，結合政策背景來把握隨遷子女的教育狀況就顯得尤為必要。那么，各城市異地中考政策的嚴與松到底會對個體教育產(chǎn)生怎樣的影響？宏觀城市政策對微觀個體教育獲得的影響機制中，家庭教育又發(fā)揮著怎樣的作用？教育期望作為有效且穩(wěn)定地預測教育獲得的指標[注]Turcios-Cotto,Viana Y.,S.Milan,“Racial/Ethnic Differences in the Educational Expectations of Adolescents:Does Pursuing Higher Education Mean Something Different to Latino Students Compared to White and Black Students?”,Journal of Youth &Adolescence,Vol.42,No.9,2013,pp.1399-1412.，通過它能夠更好地把握隨遷子女在政策影響下的學習觀念與動機。因而，本文試圖以隨遷子女的教育期望為切入點，回答上述研究問題。

二、文獻回顧與研究假設

布朗芬布倫納(Urie Bronfenbrenner)教授在20世紀提出了著名的生態(tài)系統(tǒng)理論[注]Bronfenbrenner,U.,The Ecology of Human Development:Experiments by Nature and Design,Harvard University Press,1979,p.21.。該理論強調個體在發(fā)展過程中與周圍環(huán)境的互動作用。在互動中分別產(chǎn)生微觀、中間、外層、宏觀四個系統(tǒng)。其中，微觀系統(tǒng)涉及能與個體直接互動的環(huán)境，比如家庭、學校、同伴等；中間系統(tǒng)則涉及兩個或兩個以上的微觀系統(tǒng)之間形成的相互聯(lián)系，家校互動是其中最常見的例子；外層系統(tǒng)并不與個體直接接觸，但它依然對個體有直接或間接的影響，例如父母的工作單位、學校的領導結構等；宏觀系統(tǒng)主要指個體成長所處的整體社會文化環(huán)境，包括社會風俗、價值觀念等。遵循生態(tài)系統(tǒng)理論視角，本文首先梳理已有研究，其中包括教育獲得、教育期望、學業(yè)成就等多個方面。這些涉及教育結果的研究，邏輯基本趨同。此外，外層系統(tǒng)的相關研究較少，后文不再過多提及。

(一)微觀與中間系統(tǒng)的視角

在已往教育過程與獲得的研究中，以微觀系統(tǒng)入手是最常見的分析思路。該思路研究了社區(qū)、家庭、學校、班級、同輩群體等多個方面。陳友華等認為，教育獲得存在社區(qū)差異。由于社區(qū)之間存在不同的定位、不均等的教育資源以及各自發(fā)展變遷與興衰，不同社區(qū)人群的教育機會也會隨之產(chǎn)生差異[注]陳友華、方長春：《社會分層與教育分流——一項對義務教育階段“劃區(qū)就近入學”等制度安排公平性的實證研究》，《江蘇社會科學》2007年第1期。。除了社區(qū)差異，黃超發(fā)現(xiàn)初中學生的教育期望存在城鄉(xiāng)差異，該差異受家庭與學校雙重力量形塑，其中家庭影響占據(jù)主要地位[注]黃超：《教育期望的城鄉(xiāng)差異:家庭背景與學校環(huán)境的影響》，《社會學評論》2017年第5期。。而在家庭內部，魏勇等通過檢驗影響孩子教育期望的一系列因素后發(fā)現(xiàn)，父母的受教育水平、父母對子女的教育期望以及部分親子間的互動行為能對孩子的教育期望起到積極作用[注]魏勇、馬欣：《中學生自我教育期望的影響因素研究——基于CEPS的實證分析》，《教育學術月刊》2017年第10期。。家庭因素之外，學校因素也被諸多學者關注。吳愈曉等人通過研究指出我國學校存在階層分割，學校的平均階層地位越高或內部階層異質性越大，學生的教育期望也會越高[注]吳愈曉、黃超、黃蘇雯：《家庭、學校與文化的雙重再生產(chǎn):文化資本效應的異質性分析》，《社會發(fā)展研究》2017年第3期。。不僅僅是階層分割，不同學校擁有的教育資源也存在差異。高學歷教師比例更高、排名更靠前的學校，其學生也有著更高的教育期望[注]張云亮：《親子互動、學校資源與學生教育期望——基于“中國教育追蹤調查”的異質性分析》，《青年研究》2018年第2期。。而學校內部的班級、教師也會影響學生的教育期望。自身學歷較高且擁有豐富教學經(jīng)驗的班主任更有可能提升學生的教育期望[注]劉浩：《班級環(huán)境對初中生教育期望的影響研究》，《青年研究》2018年第1期。。同時，來自班主任與任課教師的積極反饋越多，學生的教育期望會越高[注]張陽陽、謝桂華：《教育期望中的班級效應分析》，《社會》2017年第6期。。在同輩群體對教育期望的影響方面，也有學者通過研究證實，如果其同輩群體的上進程度越高，學生本身的教育期望也就越高[注]黃超、吳愈曉：《中學生教育期望的性別差異：表現(xiàn)與成因》，《江蘇社會科學》2016年第4期。。

中間系統(tǒng)視角下的研究一般會涉及兩個或兩個以上微觀系統(tǒng)，例如研究家校間關系、家庭與鄰里的聯(lián)動對子女發(fā)展的幫助等。吳愈曉與黃超認為，我國的學校系統(tǒng)高度分化，優(yōu)質學校更注重素質教育，與高階層家庭的教育理念不謀而合。因此，在高階層學生聚集的優(yōu)質學校，家庭的文化資本可以發(fā)揮更大的作用，幫助子女在學業(yè)成就上取得優(yōu)勢[注]吳愈曉、黃超：《基礎教育中的學校階層分割與學生教育期望》，《中國社會科學》2016年第4期。。蔣亞麗則指出，公辦學校一般擁有良好的師資和嚴謹?shù)男ｏL，這些不僅能夠幫助流動子女取得更好的學業(yè)成就，同時也能在一定程度上削弱流動子女家庭在經(jīng)濟資本上的不利地位[注]蔣亞麗：《父母期望、學校類型與流動兒童學習成績》，《青年研究》2017年第2期。。陳友華與方長春從社區(qū)入手，他們認為城市發(fā)展過程中出現(xiàn)了一種趨勢，即群體之間的差異逐漸擴大為一個空間區(qū)域上的差異。設施與資源豐富的優(yōu)質社區(qū)能夠帶來高階層家庭的聚集，同時也能吸引辦學質量良好的中小學。高階層家庭可以通過各種力量自由挑選到更優(yōu)質的社區(qū)來建立教育優(yōu)勢，又或是通過優(yōu)質社區(qū)對中下階層群體的排斥進行教育優(yōu)勢的鞏固[注]陳友華、方長春：《社會分層與教育分流——一項對義務教育階段“劃區(qū)就近入學”等制度安排公平性的實證研究》，《江蘇社會科學》2007年第1期。。

可以看出，微觀系統(tǒng)視角下的研究強調不同群體的子女會從內部(家庭)或外部(社區(qū)、學校、同伴等等)汲取到不同的資源與支持。以上因素都會使其在教育獲得、教育結果的競爭中占據(jù)不同位置，并最終形成教育不平等。而中間系統(tǒng)視角則進一步擴展了研究的范圍，不僅將多個微觀系統(tǒng)串聯(lián)起來，而且為個體的教育問題提供機制上的解釋。這兩個視角多采用排斥范式、資本范式或文化范式分析問題，路徑清晰且直觀，以探究個體教育中相對微觀的實現(xiàn)過程。兩個視角的共同不足在于各要素的分析未能置于更大的情境下，例如社會環(huán)境與政策背景，忽視了隨遷子女教育環(huán)境系統(tǒng)的多面性，也忽視了與之相連的不同教育環(huán)境子系統(tǒng)之間的互動性[注]丁百仁、王毅杰：《以生態(tài)系統(tǒng)理論創(chuàng)新農(nóng)民工隨遷子女教育研究》，《青年探索》2019年第2期。。

(二)宏觀系統(tǒng)視角下的隨遷子女教育期望

宏觀系統(tǒng)中存在各類不同的環(huán)境因素，例如社會風俗、價值觀念與政策法規(guī)等。本文著重于隨遷子女教育期望問題，異地中考政策作為與隨遷子女息息相關的宏觀因素，就成為這一議題的重要切入點，理應在學術界得到重視。

回顧現(xiàn)有的研究，多數(shù)學者探討了較為宏觀的政策實施現(xiàn)狀及政策評估問題，例如羅娟與汪泓以一系列精細的量化指標評估了政策在不同階段中的實施狀況[注]羅娟、汪泓：《流動人口隨遷子女教育政策實施效果評估研究》，《現(xiàn)代教育管理》2018年第8期。。這類政策研究更偏重應用性，注重分析政策執(zhí)行、評估政策結果。但伴隨著異地中考政策的出臺，隨遷子女群體作為直接的利益相關者，更需要研究者去考察政策影響他們觀念和行為的微觀過程。而該方面的研究較少，依靠現(xiàn)有文獻難以全部概括。

宏觀系統(tǒng)視角下的理論范式更關注政策效應、教育公平等問題。從教育公平理論的視角看，教育機會的平等是實現(xiàn)教育公平的重要保障。科爾曼曾在《教育機會均等的觀念》中提出教育機會平等的觀念，其中就包括允許所有兒童進入同樣的學校、學習同樣的課程[注][美]詹姆斯·科爾曼：《教育機會均等的觀念》，載張人杰主編《國外教育社會學基本文選》，華東師范大學出版社1989年版，第184頁。。瑞典教育學家胡森認為教育平等可以通過特定社會政策的制訂來實現(xiàn)，在社會政策的保護下，能夠不加歧視和沒有其他限制地對所有兒童一視同仁[注][瑞典]托爾斯頓·胡森：《平等——學校與社會政策的目標》，載張人杰主編《國外教育社會學基本文選》，華東師范大學出版社1989年版，第195頁。。在我國，異地中考政策一方面承擔著實現(xiàn)隨遷子女教育平等的重任，緩解過去教育機會不平等給隨遷子女帶來的不良影響；但另一方面該政策依然設立了一系列門檻，門檻的高低則會影響隨遷子女平等接受高中教育機會的大小。科爾曼同時也指出，教育機會均等的觀念在當下的顯著特征是向兒童提供他們所期望的未來，教育上的分流則會影響到兒童對未來的期望[注][美]詹姆斯·科爾曼：《教育機會均等的觀念》，載張人杰主編《國外教育社會學基本文選》，華東師范大學出版社1989年版，第182頁。。所以政策為隨遷子女帶來的限制會影響到他們在教育追求上的觀念與行動，換言之，隨遷子女的教育期望會受到政策的影響。因此，本文認為政策首先會帶來一種直接效應：

假設1：受異地中考政策的限制，隨遷子女的教育期望會存在不同程度的降低。

(三)宏觀系統(tǒng)與微觀系統(tǒng)的交互——父母教育參與的中介與調節(jié)作用

生態(tài)系統(tǒng)理論最基本的意涵是各子系統(tǒng)會對個體產(chǎn)生影響，但該理論的意涵遠不止于此。布朗芬布倫納并非孤立地討論各個系統(tǒng)在青少年發(fā)展中起到的作用，他認為家庭、學校、社區(qū)、社會等因素有著千絲萬縷的聯(lián)系。它們之間彼此影響、相互交織，在這種相互聯(lián)系中，個體獲得了發(fā)展。順此思路，本文嘗試將宏觀系統(tǒng)中的異地中考政策以及微觀系統(tǒng)中的父母教育參與結合考慮。

首先是政策與父母教育參與之間的關系，過去的研究較少觸及這兩個子系統(tǒng)之間的關聯(lián)。父母教育參與行為的相關研究多是從包含經(jīng)濟資本、文化資本、社會資本等一系列構成社會經(jīng)濟地位的指標來探討其微觀基礎[注]劉保中、張月云、李建新：《家庭社會經(jīng)濟地位與青少年教育期望:父母參與的中介作用》，《北京大學教育評論》2015年第3期。。但和他們的子女一樣，外來務工人員也身處特殊的社會情境之下，因此就有必要弄清楚宏觀的政策背景是否會對該群體的教育參與行為產(chǎn)生影響。

目前高中階段的教育尚不屬于義務教育范疇，每個家庭都必須基于成本-收益最大化的角度來考慮子女是否接受高中教育[注]陳宣霖：《隨遷子女初中畢業(yè)后的流向——異地中考政策影響高中教育選擇的實證研究》，《青年研究》2018年第3期。。然而對于隨遷子女家庭而言，過高的門檻會使其承擔一系列“隱形”成本，例如部分地區(qū)所要求的穩(wěn)定居所、穩(wěn)定職業(yè)、社保繳納或是各類積分條件等。這種情形下，經(jīng)濟資本、政治資本、文化資本等方面具有劣勢的隨遷子女家庭可能無法像當?shù)丶彝ヒ粯禹樌麑⑵渥优腿氘數(shù)馗咧芯妥x，家長自然也會重新考慮子女未來的選擇。劉謙通過調查發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)隨遷子女父母都有著讓子女上大學的期望，但該期望卻又顯現(xiàn)出某種遲疑，其中的一個重要原因便是政策的制約，最終父母將會選擇讓子女及早打工、放棄學業(yè)[注]劉謙：《遲疑的“大學夢”——對北京隨遷子女教育愿望的人類學分析》，《教育研究》2015年第1期。。因此我們可以認為當父母面對過高的政策門檻時，出于理性的考慮，他們不會將子女就讀普通高中作為唯一出路。這種觀念也會影響其教育實踐，本文以父母的教育參與行為為主要考察對象，在此提出假設：

假設2：受異地中考政策的限制，父母的教育參與行為會隨之降低。

其次，父母教育參與行為也會影響青少年的成長與發(fā)展。兒童觀念、態(tài)度、行為的塑造很大程度上來自其接受的教育，而家庭則是他們接受教育的最初和最主要場所。這種教育長期、全面、滲透性強、具有一定的權威性與繼承性，能在潛移默化中塑造子女的價值觀與行為習慣等[注]王毅杰、劉海健：《家庭背景與流動兒童的留城意愿——一項基于家庭教育內容的實證研究》，《南方人口》2008年第4期。。并且在家庭教育中，父母教育參與是最重要的方式之一，它與所在家庭的社會經(jīng)濟地位、教育理念和教養(yǎng)方式有關[注]丁百仁、王毅杰：《教育期望的戶籍差異——基于四類兒童的比較研究》，《教育科學》2016年第5期。。周菲、程天君的研究從父母參與和管教、親子溝通和交流以及教育期望三方面進行了考察，發(fā)現(xiàn)這三類父母的教育參與行為都會顯著影響子女的教育期望。

最后再結合兩個系統(tǒng)及其與個體之間的相關性，本文認為異地中考政策、父母教育參與行為以及隨遷子女的教育期望三者之間很可能有更深層次的關系。在此繼續(xù)提出假設：

假設3：異地中考政策、父母教育參與以及隨遷子女教育期望之間可能存在著更進一步的關系。其中包括：

假設3a：政策對隨遷子女的負面影響可能以父母教育參與為中介(mediator)。

但反過來思考，在政策限制的客觀情況下，父母的教育參與如果依然保持一個較高的水平，政策限制給隨遷子女的不利影響則有可能被降低。因此有假設：

假設3b：父母的教育參與能夠在一定程度上調節(jié)(moderate)政策給子女帶來的負面影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究采用中國教育追蹤調查(CEPS)2013—2014年基線調查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)以初中一年級(7年級)和初中三年級(9年級)兩個同期群為調查起點，使用多階段的概率比例規(guī)模抽樣(PPS)方法進行抽樣。全樣本包括來自全國28個縣級單位、112所學校、438個班級的近2萬名學生。根據(jù)本文的研究假設與CEPS問卷設計，選取其中的1379名9年級隨遷子女及其父母作為研究樣本。之所以選擇9年級的隨遷子女，主要是CEPS問卷向這部分學生詢問了關于異地中考政策的情況。

(二)變量設置與測量

1.因變量

本研究的因變量為隨遷子女的教育期望。CEPS在學生問卷中詢問了“希望自己讀到什么程度”，實際處理中將各教育階段所對應的受教育年限[注]具體設置分別為：“現(xiàn)在不要念了”=8年；“初中畢業(yè)”=9年；“中專和技?！?11年；“職業(yè)高中”=11年；“高中”=12年；“大學?？啤?15年；“大學本科”=16年；“研究生”=19年；“博士”=22年。賦值為教育期望變量。

2.核心自變量

本研究的核心自變量為異地中考政策。來源于學生問卷C31題項：“按照當?shù)卣?，你能否在本?地級市)報考高中？”該題項有4個答案，包括“可以報考重點高中”、“只能報考普通高中，不能報考重點高中”、“重點和普通高中都不能報考”以及“不知道”。在模型中，將其設定為有4個類別的分類變量，同時分別命名為“不受限制”、“部分受限”、“完全受限”、“不知道政策”。筆者認為，CEPS所問的其實是隨遷子女及其家庭能否滿足當?shù)刂锌颊咚O定的各種門檻。因此本研究不涉及具體政策條目，僅僅關注隨遷子女受不同限制后能在當?shù)貓罂己畏N類型的學校。

3.中介與調節(jié)變量

父母教育參與是指父母為提升子女學業(yè)成就所采取的各種行為[注]Rachel Seginer,“Parents’ Educational Involvement:A Developmental Ecology Perspective”,Parenting,Vol.6,No.1,2006,pp.1-48.。根據(jù)國內學者的研究，父母教育參與經(jīng)由三個方面過程發(fā)生：一是父母對子女學習活動的參與和介入；二是來自父母對子女的鼓勵和日常溝通；三是父母對子女的教育期望[注]周菲、程天君：《中學生教育期望的性別差異——父母教育卷入的影響效應分析》，《教育研究與實驗》2016年第6期。。對應CEPS父母問卷，父母監(jiān)督依據(jù)A8題項：“在下列方面，您對孩子管得嚴不嚴？”該題項詢問了作業(yè)、學校表現(xiàn)、上學、放學等8個日常學習事項上父母監(jiān)督的嚴格程度。依據(jù)選項“不管”、“管，但不嚴”、“管得很嚴”分別賦為1分、2分和3分，并將其累加。親子溝通交流選擇A14題項：“您是否主動與孩子討論以下事情？”該題項涉及孩子在校情況、孩子心事等5個方面。依據(jù)選項“從不”、“偶爾”、“經(jīng)常”分別賦為1分、2分和3分，并將其累加。父母教育期望則根據(jù)問卷中相關題項，變量處理方法與學生問卷中相同，不再贅述。

4.控制變量

控制變量包括子女、父母與學校三方面的變量。其中關于子女的變量有性別(0=女性，1=男性)、同胞數(shù)量(連續(xù)型變量)、認知能力(連續(xù)型變量)、班級排名(1=不好，2=中下，3=中等，4=中上，5=很好)與戶籍(0=非農(nóng)戶籍，1=農(nóng)業(yè)戶籍)。關于父母的變量有職業(yè)[注]本研究將“國家機關事業(yè)單位領導與工作人員”、“企業(yè)/公司中高級管理人員”、“教師、工程師、醫(yī)生、律師”三個類別合并為高地位職業(yè)，其他職業(yè)歸類為一般職業(yè)。(0=一般職業(yè)，1=高地位職業(yè))、父母受教育程度(連續(xù)型變量)、家庭經(jīng)濟水平(1=非常困難，2=比較困難，3=中等，4=比較富裕，5=非常富裕)以及政治身份(0=非黨員，1=黨員)。學校層面的變量有學校排名(連續(xù)型變量)、學校所在地區(qū)。后者又分為兩個變量，其中包括宏觀的東、中、西部劃分(1=東部地區(qū)，2=中部地區(qū)，3=西部地區(qū))，也包括學校所在城市區(qū)位的劃分(1=中心城區(qū)，2=邊緣城區(qū)/城鄉(xiāng)結合部，3=鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村)。

(三)多重插補

通過描述統(tǒng)計分析(見表1)，筆者發(fā)現(xiàn)核心自變量的無填答現(xiàn)象十分嚴重。不僅如此，其余多數(shù)變量都存在不同程度的數(shù)據(jù)缺失，整體數(shù)據(jù)的缺失率更是超過40%。有學者認為高比例的數(shù)據(jù)缺失可能會導致估計偏差[注]DeMaio,Theresa J.,“Refusals:Who,Where and Why”,The Public Opinion Quarterly,Vol.44,No.2,1980,pp.223-233；Groves,R.M.,Fowler Jr.,F.J.,Couper,M.P.,Lepkowski,J.M.,Singer,E.,Tourangeau,R.,Survey Methodology,John Wiley &Sons,New York,2009,p.56.。因此本研究就不太適合將缺失值直接刪除[注]目前學界處理缺失值最常使用的是列表刪除法，即針對要分析的變量，將其中含有缺失值的個案全部刪除。該方法使用方便，但也更容易引起結果偏誤。來進行分析。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(n=1379)

注：表格中的后六項數(shù)據(jù)沒有缺失

針對數(shù)據(jù)存在缺失值的問題，學界多采用多重插補法來應對。這種方法會給每個缺失數(shù)據(jù)插補上多個值，再根據(jù)插補的次數(shù)形成多個插補樣本，然后對多個插補樣本分別進行模型估計，最終合并為一個綜合結果。常見的多重插補方法包括馬爾科夫鏈蒙特卡洛方法(Markov Chain Monte Carlo method,MCMC)和鏈式方程多變量插補(multivariate imputation using chained equations,MICE)。其中，MCMC法對變量有一系列的限制要求，例如變量分布、分類變量的轉換等，而MICE法需要滿足的限制條件較少，所以本文將使用后一種方法處理數(shù)據(jù)的缺失。又考慮到缺失數(shù)據(jù)的比例較大，本文將進行30次插補。每一次插補都會形成一個完整的數(shù)據(jù)集。后文如不作說明，那么將會報告這30個數(shù)據(jù)集的綜合統(tǒng)計分析結果。

(四)分析步驟與模型設定

本文的數(shù)據(jù)分析包括三個部分。首先考察在不同的政策限制下，子女的教育期望會發(fā)生何種變化。第二部分考察在不同的政策限制下，父母的教育參與行為會發(fā)生何種變化。第三部分包括兩個步驟，第一步將父母教育參與行為加入第一部分的模型中，觀察在這種情形下，政策限制帶來的影響。第二步考察父母教育參與行為是否在異地中考政策與隨遷子女教育期望之間發(fā)揮中介作用，又或是調節(jié)了政策對子女期望帶來的影響。

為了避免學校層次因素對隨遷子女產(chǎn)生的影響，本研究將采用兩層次的分層線性模型進行控制。該模型公式如下：

其中，s表示兒童，t表示學校。yst表示第j所學校的第s個兒童的教育期望。β0代表截距；xsta代表兒童個體層次變量；Ztb代表學校層次變量。μ0t是學校層次的隨機誤差項，表示第j所學校兒童教育期望均值與全體兒童教育期望均值的離差；εia是兒童個體層次的隨機誤差項，表示第j所學校第i個兒童的教育期望與該學校全體兒童教育期望均值的離差。

調節(jié)效應的檢驗上，本研究采用最基礎的模型，如下所示。

Y=aX+bM+cXM+e

X為自變量，Y為因變量，M為調節(jié)變量。因變量Y與自變量X之間的關系是調節(jié)變量M的函數(shù)，系數(shù)c為調節(jié)效應的大小[注]溫忠麟、侯杰泰、張雷：《調節(jié)效應與中介效應的比較和應用》，《心理學報》2005年第2期。。

中介效應的處理方法相對復雜。在本研究中，因變量與中介變量都是常見的連續(xù)型變量，但自變量異地中考政策是類別變量。因此需要對這一點進行針對性處理。本文采用Hayes和Preacher提出的相對中介效應(relative mediation effect)、相對直接效應(relative direct effect)和相對總效應(relative total effect)進行中介效應的分析[注]Hayes,Andrew F.,K.J.Preacher,“Statistical Mediation Analysis with a Multicategorical Independent Variable”,British Journal of Mathematical and Statistical Psychology ,Vol.67,No.3,2014,pp.451-470.。該方法分為三個步驟：

第一步，由于自變量是類別變量，需要在其中選出一個參照水平。自變量的其他水平都需要與之對比得到相應的間接(中介)效應、直接效應和總效應。

第二步，對自變量編碼，可采用虛擬變量的方式。如果自變量有k個取值，則需要生成k-1個虛擬變量，分別為D1,…,Dk-1。

第三步，依次進行如下的計算：

Y=i1+c1D1+c2D2+…+ck-1Dk-1+eY

M=i2+a1D1+a2D2+…+ak-1Dk-1+eM

四、研究結果

(一)異地中考政策下的隨遷子女教育期望

如表2所示，本研究首先給出僅包含控制變量的基準模型。該模型模擬過往的研究思路，即個人、家庭、學校等因素對隨遷子女教育期望造成的影響。

表2 不同政策限制下隨遷子女教育期望(n=1379)

注：+p<0.1，*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，其中組間變異和組內變異在多重插補法中不給出顯著性水平。下表相同。

第二列回歸結果顯示了不同異地中考政策下隨遷子女教育期望的變化。相較于不受限制的隨遷子女，部分受限的在教育期望上低0.88年(p<0.001)。不知道政策的隨遷子女則比其低0.69年(p<0.001)。而完全受限的隨遷子女與之相比，教育期望低0.51年，但這種差異不如另外兩類群體顯著(p<0.1)。因此假設1得證。受異地中考政策的限制，隨遷子女的教育期望存在不同程度的降低，但并非政策限制越強，隨遷子女的教育期望下降越多。政策限制對那些無法在當?shù)貓罂贾攸c高中但可報考普通高中的隨遷子女影響最大。受政策限制最大的子女盡管也會被影響，但相較之下教育期望要高于部分受限的群體。筆者認為，雖然部分受限的隨遷子女擁有在當?shù)貓罂计胀ǜ咧械臋嗬?，但這些高中很可能是該地區(qū)主要用以接納隨遷子女的學校，擇校選擇上依然有較大限制。如果他們選擇了地處邊緣地帶的高中，其接受的教育與城市其他普通高中的教育相比可能存在較大差距，這種差異會加劇他們在教育期望上的劣勢。另一方面，當他們擁有在當?shù)鼐妥x普通高中的資格后，回鄉(xiāng)讀書、報考職業(yè)高中等意愿可能會被削弱，一些更好的出路或許在無形中被忽略。而在流入地完全受政策限制的隨遷子女，他們可以盡早與父母商討升學的規(guī)劃。如果選擇回到原籍，他們在高中學校的選擇上會留有較大的余地；如果選擇留下來，那么至少在職業(yè)高中的選擇上不存在過多限制。以上原因導致了能報考普通高中的隨遷子女，實際接受的負面影響最大。而受限制較大的隨遷子女，固然也受到影響，但比前者小很多。

最后是不知道政策的隨遷子女，由于該群體并非本文重點，并且其實際情況較為復雜，難以和前三類群體進行有效對比，因而筆者僅做簡要討論。這部分隨遷子女可能對學習不夠關心，又或是早早做好畢業(yè)后不在流入地讀書的打算，所以對政策也采取漠視的態(tài)度。其教育期望也與不受限制的子女有很大區(qū)別，只是這種區(qū)別無法用政策因素解釋。

綜合分析上述結果，以異地中考政策為代表的教育公平問題對隨遷子女造成的影響不容忽視。政策給隨遷子女帶來不一樣的教育機會，無形中產(chǎn)生不一樣的教育分流。如果機會平等，隨遷子女能擁有與本地兒童相同的升學及分流路徑，在政策環(huán)節(jié)他們就不再囿于自身的流動身份，也就對自己的未來有更高的期許；相反，身處門檻過高的政策環(huán)境，隨遷子女會喪失大量教育機會，使其在與本地兒童的教育競爭中處于先天的劣勢位置，從而減弱他們在教育上的積極性，對其未來的發(fā)展產(chǎn)生不利影響。由此看來，宏觀層面的政策因素是解釋教育不平等的重要原因。雖然政策不像家庭與學校因素，直接教導育人，但會通過一系列條目規(guī)定影響隨遷子女未來努力的方向。

接下來的問題是，既然宏觀系統(tǒng)對個體教育的影響確實存在，那么該系統(tǒng)與其他層次的系統(tǒng)又存在怎樣的關聯(lián)？這種關聯(lián)會不會進一步影響到隨遷子女？

(二)異地中考政策下的父母教育參與

表3呈現(xiàn)了不同政策限制下各類父母教育參與行為的基本情況。與不受限制的隨遷子女父母相比，在父母監(jiān)督行為上，不知道政策的在得分上低0.69分(p<0.01)；在親子溝通方面，部分受限、不知道政策的分別有0.58分(p<0.05)和0.50分(p<0.01)的劣勢；在父母教育期望方面，部分受限的要低0.76分(p<0.01)，完全受限的劣勢要低于參照群體1.04分(p<0.01)，不知道政策的介于兩者之間，低于參照組0.93分(p<0.001)。

從而，假設2部分得以驗證，受異地中考政策限制，父母的部分教育參與行為也隨之降低。其中最明顯的是父母教育期望的下滑，并且政策限制越大，教育期望下滑程度越嚴重。說明父母面對政策困境時，迫于現(xiàn)實中許多無奈，不得不降低他們對子女的教育期待。除了教育期望之外，親子間在學習上的溝通也會減少，這種減少在部分受限制的父母中最為明顯，而完全受政策限制的也有一定程度的減少。不難理解，當隨遷子女正常升學的路徑被阻塞時，父母可能會將精力轉向其他方面，與子女在學習上的溝通也就相應減少。在學業(yè)監(jiān)督上，父母多少會產(chǎn)生松懈，但總體仍可維持較高的水平，只有不知道政策的父母會明顯疏于管教。從上述結果來看，當父母面對異地中考政策對子女的限制時，部分教育參與行為確實會下滑，但這種下滑也不代表對子女不聞不問，該結果可能也反映了父母對子女未來發(fā)展的某種遲疑。只有不知道政策的父母在各類教育參與行為上存在明顯的劣勢，這可能是對子女未來學業(yè)抱有不關心的態(tài)度所導致。

表3 不同政策限制下的父母教育參與(n=1379)

注：控制變量與上表一致。出于篇幅及本文論述側重點的考慮，不再具體列出。下表相同

以系統(tǒng)的視角來看，宏觀系統(tǒng)中的部分要素與微觀系統(tǒng)中的部分要素確實產(chǎn)生了緊密的聯(lián)系。接下來的問題是，既然系統(tǒng)與系統(tǒng)之間產(chǎn)生了某種關聯(lián)，那么較高層次的系統(tǒng)對個體產(chǎn)生的影響又是不是通過系統(tǒng)間的關聯(lián)傳遞出去的呢？

(三)異地中考政策、父母教育參與及子女教育期望

1.基礎效應分析

這部分將遵循前面的分析步驟，首先把父母教育參與行為納入表2所呈現(xiàn)的模型中，進一步觀察在控制父母教育參與行為的情況下，政策限制給隨遷子女教育期望帶來的影響會產(chǎn)生什么樣的變化。

綜合參考表2和表4，納入父母教育參與變量后，異地中考政策給隨遷子女教育期望帶來的影響明顯降低。其中，部分受限的子女與不受限制的差距從0.88年降低到0.56年，不知道政策的與不受限制的差距從0.69年降低到0.31年。與不受限制的子女相比，完全受限的只有0.12年的差距，且這種差距不具有統(tǒng)計顯著性。

在前文我們已分析到，隨遷子女受到不同程度的政策限制時，其教育期望也有不同程度的下降。進而，這種下降可能是以父母教育參與為中介來完成的，同時父母教育參與程度也可能調節(jié)著政策的影響，較高的父母教育參與水平能在一定程度上可能緩解政策的不利影響。

2.父母教育參與的中介作用

相對中介檢驗的結果見表5和表6。首先是父母教育期望，以不受限制的子女為參照，部分受限的相對中介的95% Bootstrap置信區(qū)間為[-0.53,-0.02]，該區(qū)間不包括0，表明相對中介效應顯著(a1=-0.68 b=0.41 a1b=-0.28)。因此部分受限的子女，其家長的教育期望年限要比不受限制的少0.68年，受其家長影響，這部分隨遷子女的教育期望也會隨之減少。同時，其相對總效應也顯著(c1=-0.82，p<0.01)，相對中介效應的占比為33.62%。類似的，完全受限的子女相對于不受限制的子女，其相對中介效應也顯著(a2=-1.21 b=0.41 a2b=-0.49)。但其相對總效應只在最低程度上顯著(c2=-0.54，p<0.1)，相對中介效應的占比為91.82%。最后，不知道政策的子女相對不受限制的子女，其相對中介效應依然顯著(a3=-1.08 b=0.41 a3b=-0.44)。其相對總效應顯著(c3=0.79，p<0.001)，相對中介效應的占比為56.08%。除了父母教育期望之外，表6中列舉的父母監(jiān)督和親子溝通兩個變量，經(jīng)檢驗后發(fā)現(xiàn)各系數(shù)的95%Bootstrap置信區(qū)間均包括0[注]90%Bootstrap置信區(qū)間也同樣包含0。，所以兩個變量都不存在中介作用。

表4 不同政策限制下隨遷子女教育期望及其父母教育參與(n=1379)

表5 父母教育期望的中介效應分析(n=941)

注：中介效應與調節(jié)效應的檢驗都采用SPSS軟件中的Process插件，由于該插件無法綜合分析多重插補后的樣本，因此只能對缺失變量采用直接刪除法。表中置信區(qū)間為自助法置信區(qū)間。

因此假設3a部分得以驗證，異地中考政策對隨遷子女的負面影響以父母教育期望為中介實現(xiàn)，且父母監(jiān)督與親子溝通都不產(chǎn)生中介作用。中介效應之外，政策帶來的直接效應依然存在。當一個家庭面對異地中考政策限制，父母和子女都會受影響。父母對子女的教育抱負不如以往強烈。而認知到父母對自己期待的下降，孩子的內心或許也受到動搖，降低了對自己的教育期望。這種經(jīng)由父母而產(chǎn)生的連鎖反應，影響力不容小覷，甚至可以比擬政策限制帶來的直接影響(相對中介效應與相對直接效應的比較，總和為100%)。

表6 父母監(jiān)督和親子溝通的中介效應分析(n=941)

注：這里僅列出中介效應的關鍵參數(shù)。其余參數(shù)中，系數(shù)ck-1及系數(shù)b與上表一致，ak-1出于篇幅考慮將其省略，可參考表3系數(shù)。

3.父母教育參與的調節(jié)作用

各類父母教育參與行為的調節(jié)效應檢驗如表7所示，表中變量取值已去中心化[注]即變量減去均值，去中心化有利于加強對結果的理解。?？梢园l(fā)現(xiàn)，父母監(jiān)督行為、父母教育期望均不是異地中考政策與子女教育期望之間的調節(jié)變量，而親子溝通行為能夠起到調節(jié)作用。具體來說，當親子溝通與政策限制各種子分類的交互項納入時，該變量在完全受限的子女以及不知道政策的子女兩類人群中系數(shù)為正，且系數(shù)值顯著。這說明親子溝通能夠削弱政策限制給這兩類隨遷子女帶來的負面影響。而從調節(jié)效應的整體模型檢驗結果來看，該效應在0.01的水平上顯著，略微提高了模型的解釋力度。

由此，假設3b部分得以驗證，異地中考政策對部分隨遷子女的負面影響可以被親子溝通行為所調節(jié)。該調節(jié)作用對受限制最大的子女效果最明顯，其次也對不知道政策的有很大幫助。這說明父母與子女在學習生活上的交流能夠幫助他們重新樹立信心，使他們不會降低對自己要求和期待。同時，調節(jié)效應的檢驗為我們提供了一種解釋政策影響為何在不同群體間具有差異的思路。結合假設2得出的結論，完全受限的子女在整體水平上未與不受政策限制的拉開太大差距，親子間的溝通與交流起到了至關重要的作用。而對于不知道政策的子女來說，他們由于種種原因對升學的前景并不關心，因此想要逆轉消極態(tài)度產(chǎn)生的影響，就需要父母灌注更多的心血。

表7 父母教育參與的調節(jié)效應分析(n=941)

但仍需注意，并非所有的父母教育參與行為都能調節(jié)政策對子女造成的負面影響。學業(yè)上的監(jiān)督與教育期望上的高期待對緩解政策壓力并無裨益，甚至在某些時候會產(chǎn)生較弱的不良影響。因此父母需要及時把握當前子女身處的政策環(huán)境，對子女的教養(yǎng)必須結合該環(huán)境的實際情況，在不同情境下迅速調整自己的行為模式。

此外，有一處結果較為特殊。根據(jù)表4與表7，父母監(jiān)督行為與親子溝通行為對子女教育期望起到的助推作用有限，而父母教育期望則與子女教育期望關系緊密。但該結果與父母教育參與在政策及子女教育期望間所起到的調節(jié)作用并不一致。(盡管根據(jù)調節(jié)效應的原理，兩者不必一致。)本文雖然進行了一些初步探討，但關于這一點的深入原因需要在今后繼續(xù)探索。

最后，聯(lián)系到生態(tài)系統(tǒng)理論，個體身處不同層次的系統(tǒng)，系統(tǒng)間的交互作用會影響到自身行為。僅僅只考慮單一系統(tǒng)或者是孤立地考慮不同系統(tǒng)對個體的影響都是不充分的，研究中還需要考慮到教育環(huán)境系統(tǒng)的多元性與互動性，以得到最準確與最全面的結論。

五、結論與啟示

在微觀層次的教育獲得研究中，家庭、學校、同伴等因素最容易得到學者的關注，而政策的影響力常常被忽視，那么政策對弱勢群體的子女究竟會帶來什么影響？為什么會產(chǎn)生這些影響？在已有研究中，教育期望被認為是一個綜合預測教育獲得的可靠指標，因此將其結合教育政策做深入探討是一個可行的研究路徑。

本文基于CEPS 2013-2014基線調查數(shù)據(jù)，探究了異地中考政策對隨遷子女教育期望產(chǎn)生的影響，以及這種影響的途徑。研究有以下幾點發(fā)現(xiàn)：首先，異地中考政策會對隨遷子女的教育期望產(chǎn)生影響，但不同子群體受到的影響程度不一樣。不滿足當?shù)卣撸荒軋罂计胀ǜ咧械碾S遷子女是最大的劣勢群體。相比之下，普通高中與重點高中都不能報考的隨遷子女雖然也被波及，但情況好于前者。其次，異地中考政策也會對隨遷子女的父母造成影響。在受到限制時，父母的教育期望以及和子女學習生活上的溝通會減少。就教育期望而言，部分受限的父母要好于完全受限的父母，但在親子溝通上卻相反。而父母的日常、學業(yè)監(jiān)督則只有不顯著的下滑。最后，宏觀的政策、微觀的父母教育參與以及子女教育期望這三者之間存在著因果鏈。一方面，完全受限的隨遷子女在教育期望不至于被拉開太大差距，父母與他們的溝通交流起到重要的調節(jié)作用；另一方面，受政策限制的各類隨遷子女的教育期望在總體上低于不受政策限制的子女，主要是因為政策先影響到父母對子女的教育期望，從而進一步影響到隨遷子女自身。

本文的結論可以帶來兩方面的啟示。其一，該研究可以置于生態(tài)系統(tǒng)理論視角之下加以分析。目前，國內相關研究未能將隨遷子女教育問題置于復雜的教育環(huán)境系統(tǒng)之下來考察，同時還忽視了不同系統(tǒng)之間的互動性，難以有效還原隨遷子女的教育實踐面貌。而生態(tài)系統(tǒng)理論彌補了過往研究的缺陷。該理論認為，個體是處于不同層次系統(tǒng)中的個體，其教育實踐行為會被這些系統(tǒng)影響。這種影響是復雜的、多元的、具有互動性的。本文的研究結論支持了這一觀點：不同政策情境下隨遷子女的教育實踐存在著區(qū)別，這種區(qū)別也在隨遷子女與其他層次系統(tǒng)的互動中被再次建構。

其二，本文的研究結論也有一定的現(xiàn)實意義。作為緩解后義務教育階段隨遷子女入學問題的異地中考政策，對他們依然存在著一定的排斥性。隨遷子女無法完全在教育機會上享有平等的權利，制度導致了一種強制性的教育分流，這種分流影響了隨遷子女對于未來學業(yè)的期望，這是政策帶來的直接效應。另一方面，隨遷子女家庭通常在經(jīng)濟資本、社會資本、文化資本上沒有優(yōu)勢。這些家長在高昂的入學成本下，必須仔細權衡各種選擇的利弊。出于理性的考慮，他們對子女的教養(yǎng)方式可能會隨之改變，這種改變進一步波及到隨遷子女。反觀同一空間、同等家庭條件下的戶籍地兒童，他們完全不需要考慮政策的影響。

而教育期望最終會影響教育獲得，異地中考政策給隨遷子女教育期望帶來的影響會成為隨遷子女與本地兒童拉開差距的不利因素。當受到不同程度的政策限制，隨遷子女會降低他們的教育期望，進一步對他們的學業(yè)成就與教育獲得產(chǎn)生影響。而學業(yè)成就、教育獲得又與隨遷子女今后的社會流動緊密相關。長此以往，會再生產(chǎn)該群體已有的不平等地位。所以，本研究的發(fā)現(xiàn)也具有重要的啟示：第一，營造良好、公平的政策環(huán)境對于隨遷子女意義重大。目前各地相繼出臺的異地中考政策也僅是近幾年政府初步實踐探索后的結果，尚處于不斷完善的過程中，除了維護本地學生應享受到的教育資源之外，未來也需要進一步照顧到隨遷子女。第二，政府需要努力推進各類學校教育資源配置均等化，努力縮小學校之間的差距。政策限制下學校選擇的分流是影響隨遷子女教育期望的重要原因，積極提升各類學校的辦學質量也是緩解政策影響的一劑良方。第三，隨遷子女家長需要提高對子女的教育期望。除積極的言行態(tài)度和教育方式外，與教育環(huán)境相匹配的教養(yǎng)方式同樣能夠增加子女的教育期望。從另一方面說，如果父母自身先受政策影響，其子女也難免受到波及，造成連鎖反應。總而言之，隨遷子女的教育問題不是單靠一方的努力就能改變，必須多方力量協(xié)同共進，才能消除那些制約和排斥對隨遷子女帶來的影響。