贫困对青少年家庭校外教育支出的影响,∶兼论贫困家庭子女的义务教育政策补偿

方 超

2021年2月25日，中共中央总书记、国家主席、中央军委主席习近平在向全国脱贫攻坚楷模荣誉称号颁奖时庄重宣告，我国全面脱贫攻坚战取得了全面胜利，完成了消除绝对贫困的艰巨任务，创造了又一个彪炳史册的人间奇迹。(1)具体参见http://www.xinhuanet.com/2021-02/26/c_1127143939.htm。在打赢全面脱贫攻坚战的伟大胜利中，教育扶贫同就业、产业以及异地搬迁扶贫一道发挥了重要作用，并将在相对贫困治理中持续扮演重要角色。利用教育实现相对贫困的有效治理，首当其冲需要解决的问题是如何切断家庭经济文化背景、校外教育支出与青少年义务教育结果表现间的因果链条，而厘清贫困与非贫困家庭校外教育支出的阶层差异，识别家庭、个体和学校特征对青少年校外教育支出的影响效应则成为制定义务教育政策补偿，切断因果传递链条，助力教育治理相对贫困的关键所在。

鉴于此，本文利用中国教育追踪调查数据，通过分析贫困—非贫困家庭校外教育支出的阶层差异，识别家庭经济文化背景、青少年个体特征以及学校质量特征对课外补习、校外教育支出的影响效应，旨在为相对贫困治理时期的义务教育补偿政策构建，提供信息支撑和决策参考。余文结构安排如下：第二部分将对相关文献作简要梳理，从中提炼文章的研究价值；
第三部分将对计量模型、实证研究数据以及变量处理进行汇报；
第四部分为实证结果呈现及解读；
最后是结论及延展讨论。

自《科尔曼报告》诞生以来(2)Coleman J S，Campbell E Q，et al.，“Equality of Educational Opportunity”，Washington DC：U.S. Dept. of Health，Education，and Welfare，Office of Education.，家庭资源与教育支出水平的关系便受到教育经济学界的广泛关注(3)Hanushek E A.，“Assessing the Effects of School Resources on Student Performance：An Update”，Educational Evaluation & Policy Analysis，Vol.19，No.2，1997，pp.141-164.，相关研究结论也显示出家庭经济文化背景与校外教育支出间存在较强的正相关性，也就是说青少年家庭经济文化背景越好，其课外补习参与率越高，相应地校外教育支出水平也就越高(4)丁小浩、瓮秋怡：《职业权力与家庭教育支出——基于政治经济学视角的实证分析》，《教育研究》2015年第8期。(5)刘保中：《“扩大中的鸿沟”：中国家庭子女教育投资状况与群体差异比较》，《北京工业大学学报(社会科学版)》2020年第2期。(6)樊晓杰、林荣日：《家庭文化资本和经济资本对家庭教育支出的影响实证研究——以我国东中西部10个贫困县为例》，《复旦教育论坛》2021年第5期。(7)黄斌、何沛芸、朱宇、魏易：《基于父母教育背景的中国家庭校外教育支出分化——兼论家庭需求视角下“双减”政策实施的优化》，《中国教育学刊》2022年第4期。。譬如，刘保中(8)刘保中：《“鸿沟”与“鄙视链”：家庭教育投入的阶层差异——基于北上广特大城市的实证分析》，《北京工业大学学报(社会科学版)》2018年第2期。的研究指出，与非中产阶级相比，中产阶级家庭对于子女的教育人力资本投资更具优势，魏易(9)魏易：《校内还是校外：中国基础教育阶段家庭教育支出现状研究》，《华东师范大学学报(教育科学版)》2020年第5期。利用2017年中国教育财政家庭调查数据对家庭校内和校外教育支出的边际消费倾向进行了研究，同样发现社会经济背景更好的家庭对子女的校内和校外投入更高。当然，也有部分研究认为家庭经济文化背景，尤其是收入水平特征对于子女校外教育支出的影响不具有统计显著性。(10)吴强：《家庭收入和特征对家庭教育支出的影响研究》，《华中师范大学学报(人文社会科学版)》2020年第5期。

从研究主题上看，部分研究还在家庭经济文化背景与校外教育支出相互关系的基础上，进一步检验了二者对于青少年人力资本积累以及学业表现的影响(11)Jackson C K.，Johnson R C.，Persico C，“The Effects of School Spending on Educational and Economics Outcomes：Evidence from School Finance Reform”，Quarterly Journal of Economics，Vol.131，No.1，2016，pp.157-218.(12)方超、黄斌：《家庭人力资本投资对儿童学业成绩的影响——基于CEPS追踪数据的多层线性模型分析》，《安徽师范大学学报(人文社会科学版)》2018年第2期。(13)薛海平、师欢欢：《义务教育均衡发展能否降低初中生课外补习参与率？》，《教育与经济》2020年第5期。。譬如，杨中超(14)杨中超：《学生能力增值中的学校与家庭影响——基于中国教育追踪调查数据的分析》，国家教育行政学院学报2020年第8期。利用中国教育追踪调查的研究，以认知能力和非认知能力发展作为学业表现的代理指标，发现家庭和学校因素均对青少年成就发展起到重要影响，但家庭背景对非认知能力发展的影响效应较强，而学校因素则对认知能力的发展具有更强的影响效应。

总的看来，学术研究已经围绕家庭经济文化背景与校外教育支出的关系形成了广泛讨论，部分研究还揭示了二者关系对义务教育结果公平的影响，但这一主题仍然具有深度拓展的空间，具体表现为以下两个方面：第一，受到研究数据以及代理指标的掣肘，相关研究较难在家庭经济文化背景中有效识别出贫困和非贫困家庭，不利于作更细致的分析；
第二，由于无法识别贫困和非贫困家庭，相关研究较难实现有针对性的义务教育政策补偿，不利于实现不同阶层青少年的义务教育结果公平。基于相关研究的简要述评，本文进一步提出后续实证研究有待检验的研究假设如下：青少年的校外教育支出水平依附于其所处的家庭经济文化背景。与非贫困家庭相比，贫困家庭具有更强的信贷越是，因而青少年的课外补习参与率以及校外教育支出水平更低。下文将通过实证研究设计对本文提出的研究假设进行系统性验证。

(一)计量模型

实证研究采用如下计量模型估计贫困对于青少年家庭校外教育支出的影响效应：

Yijt=α+β1Poorij+β2Xijt+ε

(1)

在式(1)中，下标i、j、t分别表示青少年个体、青少年所处的家庭及其就读的学校；
因变量Yijt表示t学校j家庭父母对于青少年i的校外教育支出水平(补习情况)；
Poorij用二分变量表示家庭经济文化背景，当Poorij=1时，表示青少年所处的家庭为贫困家庭，当Poorij=0时则表示青少年所处的家庭为非贫困家庭，β1的参数估计值即为贫困对青少年家庭教育支出的影响效应；
Xijt为影响家庭教育支出的家庭经济文化背景、青少年个体特征以及学校特征变量；
ε为方程的随机误差项。

(二)研究数据

本文使用中国教育追踪调查数据(China Education Panel Survey，CEPS)。CEPS是由中国人民大学调查与数据中心设计、实施，以2013—2014学年为基线，以七年级和九年级两个同期群为调查起点，以人口平均受教育程度和流动人口比例为分层变量，以全国28个县级单位为调查点进行随机抽样，是具有全国代表性的大型追踪调查项目，也是研究青少年家庭经济文化背景与其义务教育结果表现最具适宜性的微观研究数据之一。样本筛选在追访数据的基础上(2014—2015学年)，对家庭、学生、学校等不同数据库进行横向合并，在剔除相关变量上的异常值后，得到校外补习样本有效观测值3189个、家庭教育支出样本有效观测值1158个。

(三)变量处理

1.因变量

本文的因变量有两个，一是家庭校外补习情况，二是家庭教育支出情况。在选择代理指标时，我们根据家长问卷中的“本学期，这个孩子有没有上校外辅导班或学习兴趣班”和“本学期，孩子上校外辅导班或学习兴趣班所需要的费用共计多少元”作为家庭校外补习和教育支出情况的代理指标，同时对家庭校外教育支出作对数平滑处理。

2.核心自变量

本文关心贫困因素对于家庭校外教育支出的影响效应，核心自变量为家庭是否处于贫困状态，代理指标选择“您家是否领取低保”，对领取低保家庭赋值为1，定义其为贫困家庭，对未领取低保家庭则赋值为0，定义其为非贫困家庭。同时，为进一步识别贫困和非贫困家庭的经济水平，我们还根据家庭问卷中“您家现在的经济条件如何”，对家庭经济状况作二元变量处理。

3.控制变量

控制变量包括家庭经济文化背景、学生个体特征以及学校质量特征。家庭经济文化背景包括校内教育支出、父母亲受教育程度、是否需要长期护理、教育期望；
学生个体特征包括年龄、性别、民族、独生子女、户籍、当期认知能力发展水平；
学校质量特征包括学校性质、学校排名。

(四)统计描述

表1 以是否领取低保将不同阶层家庭划分为贫困家庭和非贫困家庭，并在此基础上汇报了所涉变量的基本统计信息。因变量方面，未领取低保家庭的校外教育支的对数值出为7.665，高于领取低保家庭的6.676以及全样本的7.634，双t检验在1%水平上统计显著，表明贫困与非贫困家庭的校外教育支出水平存在显著差异，而图1刻画的核密度函数则充分反映出这一基本特征。

表1 所涉变量的基本统计信息

图1 贫困—非贫困家庭校外教育支出的核密度函数

家庭经济文化背景方面，贫困家庭校内教育支出费用为6.441，高于非贫困家庭的6.397，但双t检验并不显著，因而不能说明贫困与非贫困家庭之间的校内教育支出存在显著差异；
10.7%的贫困家庭有人卧病在床，需要长期护理，高于非贫困家庭的5.6%和全样本中的6.1%，而这在某种程度上反映出“因病致贫”可能是造成贫困的重要原因；
贫困家庭中有45%的父母希望子女未来受教育程度在大专以上，低于非贫困家庭中的79.6%，表明家庭贫困并未提高父母对子女的教育期望，贫困家庭并不认为“读书能够改变命运”。

学生个体特征方面，贫困家庭子女的年龄为15岁，大于非贫困家庭的子女的14.5岁；
男生、汉族、独生子女、农业户籍学生在贫困和非贫困家庭中的占比分别为55.8%和51.0%、68.8%和92.3%、26.2%和48%、74.5%和49%，反映出贫困家庭子女在性别、民族构成、家庭规模以及户籍等方面信息与非贫困家庭之间存在一定的差异。学校质量特征方面，就读于公立学校以及学校在区县排名中等以上的贫困家庭子女在样本中的占比分别为85.3%和90.8%，低于非贫困家庭的93%和96.5%。(15)少数民族包括蒙、满、回、藏、壮、维、其他；
非农户籍包括非农和居民户口；
民办学校包括民办公助、普通民办学校、民办打工子弟学校；
学校排名中等以上包括中间、中上、最好。

(一)不同家庭校外教育支出情况分析

实证研究首先以是否领取低保对不同家庭做贫困和非贫困的二元划分，利用性别、户籍、长期护理和家庭规模作为分组变量，通过均值比较和t检验的方法考察贫困和非贫困家庭校外补习和教育支出情况的组内差异，表2报告了实证分析结果。

表2 不同家庭校外补习—教育支出分析

贫困家庭方面，女生、非农户籍、需要长期护理以及独生子女家庭青少年校外补习参与率分别为13%、18.6%、22%以及20%，比男生、农业户籍、不需要长期护理以及非独生子女家庭的青少年分别高出1.3、8.4、10.9以及10.4个百分点，显示出贫困家庭的校外补习及教育支出情况因青少年的家庭特征和个体特征不同而存在一定的组内差异。

非贫困家庭方面，男生、非农户籍、需要长期护理以及独生子女家庭青少年的校外补习参与率分别为35.1%、47.2%、37.4%以及45.7%，比女生、农业户籍、不需要长期护理以及非独生子女家庭青少年分别高出了0.2、24.9、2.5以及20.5个百分点。除性别分组变量以外，非贫困家庭青少年校外补习和教育支出的组内差异与贫困家庭基本相同，图2、图3则利用核密度函数图，以性别、户籍、家庭规模和是否需要长期护理作为分组变量，进一步刻画了贫困—非贫困家庭青少年校外教育支出的组内差异。

图2 贫困家庭教育支出的组内差异

图3 非贫困家庭教育支出的组内差异

此外，通过对比贫困和非贫困家庭校外补习和教育支出的组间差异我们发现，无论是以性别、户籍、长期护理还是家庭规模作为分组变量时，非贫困家庭青少年在校外补习参与率和教育支出水平的对数值均高于贫困家庭，显示出校外补习及其支出水平对于青少年的家庭经济文化背景具有较强的阶层依附性。(16)方超、黄斌：《马太效应还是公平效应：家庭教育支出与教育结果不平等的异质性检验》，《教育与经济》2020年第4期。(17)方超、黄斌：《挤入还是挤出：公共教育财政投入对家庭教育支出的影响》，《教育研究》2022年第2期。

(二)家庭经济文化背景对校外补习的影响

表3 probit二值选择模型估计

全样本方面，贫困变量的参数估计值为-0.382，平均边际效应为-0.119(P<0.1)，表明与未领取低保的非贫困家庭相比，贫困家庭子女参加校外补习班或学习兴趣班的概率值要低11.9个百分点，这反映出校外培训和家庭经济文化背景，尤其是经济水平具有较强的正相关性，贫困家庭因为受到经济水平的限制，因而在子女校外培训等方面的教育人力资本投资要少于非贫困家庭，符合我们的理论预期，也验证了本文提出的研究假设。父母亲受教育程度与校外培训参与率同样具有正相关性，父母亲的受教育程度每提高一个学历教育层级，子女参加校外培训的概率值将分别提高1.2和2.8个百分点，母亲受教育程度越高则越能提升子女校外培训参与率，反映出母亲可能在子女教育过程中扮演更重要的作用。同时，父母对子女未来的教育期望正向影响子女的校外培训参与率。父母对于子女未来受教育程度的期望在大学及以上学历教育层级时，子女参加校外补习班或学习兴趣班的参与率要比在大学以下学历教育层级的高出15.5个百分点。

与理论预期不同的是，长期护理的参数估计值为正，平均边际效应是0.076(P<0.1)，表明与无需长期护理的家庭相比，长期护理将子女参加校外补习班或兴趣班的概率值提高了7.6个百分点。对于此，我们认为家庭中有需要长期护理的病人将会稀释父母参与子女的教育过程，导致父母无法全身心地参与子女的教育，进而选择参加兴趣班的方式实现对父母参与缺失的有效补偿。此外，个体特征和学校特征方面，农业户籍学生比非农户籍学生的校外补习参与率低出8.6个百分点，部分体现出校外培训资源在城乡分布具有非均衡性的特征；
就读于公办学校学生的校外补习参与率则比民办学校学生高出24.8个百分点。

分样本方面，父亲受教育程度每提升一个学历教育层级，非贫困家庭子女校外补习参与率将提高1.2个百分点，母亲受教育程度每提升一个学历教育层级，贫困家庭子女的校外补习参与率将提高9个百分点，比非贫困家庭的2.9高出了6.1个百分点，显示出父母亲受教育程度对于不同家庭子女校外培训参与率的影响存在一定的差异。长期护理的平均边际效应在贫困家庭中为0.093，表明需要长期护理家庭在子女课外补习班的参与率上比不需要的家庭高出9.3个百分点。教育期望的参数估计值在非贫困家庭中为0.519(P<0.01)，表明父母对子女未来教育期望在大学及以上的家庭，相对于教育期望在大学以下家庭的校外补习参与率高出了16.8个百分点，是“望子成龙、望女成凤”家庭教育观念的有效体现。此外，在非贫困家庭中，独生子女比非独生子女家庭的校外补习参与率高出了6个百分点，反映出家庭教育支出受到子女数量的影响，具有“数量—质量均衡”以及同胞竞争效应的鲜明特点。(18)方超、曾迪洋、黄斌：《家庭规模、同胞结构与学龄儿童教育获得——来自中国教育追踪调查的经验证据》，《华中师范大学学报(人文社会科学版)》2020年第2期。同时，非农户籍则比农业户籍学生参加校外培训的概率值高出了9.1个百分点。

(三)家庭经济文化背景对校外教育支出的影响

在二值选择模型的基础上，本小节利用普通最小二乘法，以家庭校外教育支出为因变量，估计家庭经济文化背景对校外教育支出的影响效应，表4报告了回归结果。其中，在表4第2至4列分别报告了全样本以及贫困和非贫困家庭分样本的估计结果，各样本均控制了聚类到学校层面的固定效应。

表4 普通最小二乘估计

全样本方面，校内教育支出的参数估计值为0.214(P<0.05)，表明校内教育支出与校外教育支出具有正相关性，校内教育支出每增加1个单位值能将校外教育支出提高0.214个单位值，反映出家庭校内教育支出与校外教育支出具有挤入关系。以家庭是否领取低保作为识别变量，进一步区分贫困和非贫困家庭，该变量的参数估计值为-0.480(P<0.05)，表明与未领取低保的非贫困家庭相比，领取低保的贫困家庭的校外教育支出要低0.48个单位值，显示出校外教育支出对于家庭经济文化背景具有较强的阶层依附性，优势家庭更有财力对子女进行教育人力资本投资。家庭经济条件的参数估计结果与是否处于贫困状态的估计值相一致，即经济条件相对较差的家庭在校外教育支出方面少于优势家庭。父亲受教育程度与校外教育支出之间存在正相关性，即父亲受教育程度越高则校外教育支出水平越高。

分样本方面，校内教育支出的参数估计值在贫困家庭和非贫困家庭中分别为0.427(P<0.05)和0.209(P<0.05)，表明校内教育支出每提高1个单位值，贫困和非贫困家庭的校外教育支出将提高0.427和0.209个单位值，进一步佐证了校内教育支出与校外教育支出互为挤入的关系，并且贫困家庭的参数估计值高于非贫困家庭，表明校内教育支出水平的提高对贫困家庭提升校外教育支出的刺激作用更强。贫困家庭对子女的教育期望越高则有更强的意愿对子女进行教育人力资本投资，与教育期望在大学专科以下的家庭相比，对子未来教育期望在大学及以上的贫困家庭，其校外教育支出要高0.444个单位值，估计结果在10%水平上统计显著。

(一)研究结论

本文利用中国人民大学调查与数据中心提供的中国教育追踪调查数据(2014—2015学年)，实证检验了贫困对于青少年家庭校外教育支出的影响效应，得到以下三点研究发现。

第一，以家庭是否领取低保将样本划分为贫困和非贫困家庭，将性别、户籍、是否需要长期护理以及家庭规模作为分组变量，利用均值分析和t检验得到两点研究发现：(1)组间差异方面，非贫困家庭青少年在校外补习参与率和家庭教育支出水平两个指标上高于贫困家庭，显示出校外教育支出水平对于家庭经济文化背景具有极强的阶层依附性；
(2)组内差异方面，除性别分组变量以外，贫困和非贫困家庭青少年课外补习和校外教育支出水平表现出较强的组内一致性，非农户籍、独生子女以及需要长期护理家庭青少年的校外补习参与率和教育支出水平高于农业户籍、非独生子女以及不需要长期护理家庭的青少年。

第二，以青少年校外补习参与率为因变量，利用Probit二值选择模型进行估计，发现贫困因素负向影响青少年的课外补习参与率，与非贫困家庭相比，贫困家庭青少年的课外补习参与率低出11.9个百分点，验证了均值分析及t检验的研究论断：是否参与课外补习严重依赖于青少年所处的家庭经济文化背景。同时，父母亲受教育程度、教育期望、公立学校性质等因素则与青少年课外补习参与率呈较强的线性相关，但其影响效应在贫困—非贫困家庭之间存在着显著差异。

第三，以青少年校外教育支出水平为因变量，采用普通最小二乘法进行回归，进一步验证了二值选择模型中的研究结论，发现校内教育支出水平和校外教育支出水平间存在同比例提升的挤入关系，不同家庭校内教育支出每提高一个单位值，校外教育支出水平将会提高0.214个单位值，而与非贫困家庭相比，贫困家庭青少年校外教育支出水平则要低出0.48个单位值。

(二)延展讨论

从公共政策的视角上看，本文的实证研究结论具有一定的政策意涵。首先，本文发现青少年课外补习和校外教育支出水平受到家庭经济文化背景的影响，贫困家庭青少年的课外补习参与率和校外教育支出水平显著低于非贫困家庭。此时，如果课外补习、校外教育支出与青少年的义务教育结果表现之间存在正相关，贫困与非贫困家庭经济文化背景的阶层差异，将会造成校外教育支出的马太效应，导致不同家庭青少年义务教育结果表现的日益分化，即教育结果不平等。鉴于此，公共教育政策制定者可双管齐下，一方面通过进一步规范校外培训市场，引导培训机构坚守教育的公益性特征，规避资本的过分逐利；
另一方面可以适当对贫困家庭青少年予以补贴，以“教育券”的形式直接发放给贫困家庭，帮助其摆脱校外支出“军备竞赛”的窠臼。此外，公共教育政策制定者还应充分考虑不同家庭的教育需求。目前，“双减”政策的雷霆实施业已切断了培训市场的资本逐利，保障了教育事业发展的公益属性。但是，供给切断的同时还应看到不同家庭仍然存在广泛的培训需求，这就要求决策者将校外培训适时且恰当地转移到校内组织，切实扩大校内培训的供给手段、途径以及形式，从而满足不同阶层家庭青少年的正当教育培训需求。其次，本文实证研究发现校内教育支出水平与校内教育支出水平存在挤入关系，这就意味着学杂费、营养餐等校内支出水平的上升将会推高家庭教育支出水平，在同等条件下可能加剧贫困家庭的支出负担，导致贫困家庭青少年在校内、校外教育竞争中处于不利地位。鉴于此，从中央到地方，尤其是以县为主的教育财政应增强对学校教育的支持力度，通过扩大教育财政的覆盖面降低家庭校内教育的支出比例，利用挤入关系降低校外教育支出水平，促进义务教育结果公平。

最后，本文发现长期护理与校外培训、教育支出水平呈正相关，这意味着与不需要长期护理的家庭相比，长期护理提高了贫困和非贫困家庭青少年课外补习参与率和家庭教育支出水平。这一与理论预期相反的现象，原因可能在于长期护理致使父母无法为子女提供全方位的家庭教育，需要校外培训机构提供相应的照料，以弥补父母参与的不足。鉴于此，公共政策应对失能劳动力或失能老人家庭增强帮助力度，通过社区机构照料的加速发展，解决失能劳动力或失能老人的长期照料问题，将父母从家庭长期照料中释放出来，从而更好地在青少年成长过程中提供有效的父母参与，降低家庭教育支出水平。

需要指出的是，本文对于贫困因素与家庭教育支出关系的讨论，尤其是农户贫困和家庭教育支出的关系仍然面临着内生性的掣肘，对于二者关系的因果识别在后续数据条件允许的情况下，还值得学术研究作深入讨论，已获得更加科学、稳健的研究结论，而这也是本文未来的发力方向。