佳文回溯｜如何助子成龍？—— 家庭教養方式對優質高等教育獲得的作用

許丹紅

上海師范大學

哲學與法政學院

講師

桂勇

復旦大學

社會發展與公共政策學院

教授

如何助子成龍？

—— 家庭教養方式對優質高等教育獲得的作用

來源 | 《社會學研究》2023年第5期

作者 | 許丹紅、桂勇

責任編輯 | 楊可

選擇什么樣的家庭教養方式才能“助子成龍”？對這一問題的學術討論可分為文化再生產與文化流動兩種不同理論視角。本研究利用2017年中國大學生社會心態調查數據，在實證層面分析了家庭教養方式對子女獲得優質高等教育的影響。研究結果顯示：家庭教養方式既作為家庭社會經濟地位的中間機制對子女獲得優質高等教育發揮作用，同時也對子女獲得優質高等教育具有獨立的影響力；對比各種家庭教養方式，寬容型家庭教養方式更有助于子女進入精英高校。

一、問題的提出

通過教育使下一代實現成功是全世界大多數國家的共識。近年來，“寒門出貴子”“贏在起跑線”“雞娃”“小鎮做題家”等熱議話題折射出當代中國父母空前重視下一代的成就與發展，同時也反映出中國父母越來越認同家庭教養方式之于子代發展的重要性。學界一般基于“要求”與“回應”維度將家庭教養方式劃分為權威型（高要求—高回應）、專制型（高要求—低回應）、寬容型（低要求—高回應）與忽視型（低要求—低回應）（Baumrind，1967；Maccoby & Martin，1983）。在普遍“雞娃”的浪潮下，探討家庭教養方式及其對子女學業成就的影響成為一個相當迫切的現實問題。

對于“如何助子成龍”這個實踐問題，歷來有不同的視角與觀點。格雷戈里·克拉克（Gregory Clark）在《子孫照樣崛起》（The Son Also Rises)一書中認為社會上成功人士的后代也更容易取得成功(Clark，2014)。一些研究者關注具體的家庭經驗與教養方式對個體的影響，例如學者夏林清(2011)通過一批勞工家庭子女的自我生命敘事指出，來自民間教育的文化性情有助于子女培養學業成功的驅動力。隱含在“如何助子成龍”這個現實問題背后的爭論，同時也是本研究試圖回答的問題是：家庭教養方式是否能夠改變孩子的教育資源與機會？如果答案是肯定的，那么家長采取何種教養方式才能幫助孩子實現考上“985”或“211”高校的夢想？

二、家庭教養方式如何助子成龍：理論視角與研究框架

高等教育是當代中國社會選拔人才的標準途徑。因此，對于中國家庭而言，能否考上精英高校是評價子女學業成就與發展的一個重要標準。同時，中國高等教育資源經歷改革后呈現相對集中化的趨勢，導致對高等教育機會與資源的競爭愈來愈激烈（劉精明，2014）。在子女如何獲得更好的高等教育機會與資源這個問題上，現實的解釋路徑不外乎三種：先天基因（Deary et al.，2010）、家庭社會經濟地位（李春玲，2003；李忠路、邱澤奇，2016）與家庭行動策略（董海軍，2019）。由于先天遺傳與家庭社會經濟地位均屬于既定的事實，對于父母而言，更具現實借鑒價值的是家庭行動策略。因此，本研究重點探討家庭教養方式在子代學業表現中的作用。對于這個問題的學術探討存在文化再生產與文化流動兩種不同理論視角。基于這兩種理論視角，我們提出了三種研究假說：強相關假說、獨立性假說與弱相關假說。

（一）理論分野：文化再生產理論vs.文化流動理論

布迪厄在文化再生產理論中闡明了文化資本的權力色彩。不同社會階層傳遞給子女的文化資本是不均衡的，并且教育系統將進一步維持和強化這種不均衡的局面(Lamont & Lareau，1988)。這種維持和強化是通過與精英文化相匹配的評價機制實現的 (斯沃茨，2006)。

基于文化再生產假設，伯恩斯坦與布迪厄等人認為家庭教育是一個充滿權力的場域（Bernstein，1975；Bourdieu & Passeron，1977；Bourdieu，1984, 1986），因此，不同階層的資本、 慣習與品味塑造了不同的家庭教養方式。科恩等人（Kohn，1959；Kohn et al.， 1990）的研究發現，中產階層家庭按照自我指導的價值觀培養孩子，勞工階層家庭則要求子女更多服從權威。霍夫等人（Hoff et al.，2002）的研究也指出，較低社會經濟地位的家庭更加強調權威性、遵從性與行為指導，較高社會經濟地位的家庭更強調自主性、平等性與語言指導。基于中國城市的樣本，田豐和靜永超（2018）發現家庭教養方式在中產階層與工人階層之間已呈現明顯分野。黃超（2018）的研究進一步指出，社會經濟地位較高的中國家庭更可能選擇權威型和寬容型的教養方式。在此基礎上，李駿和張陳陳（2021）利用全國城市樣本與上海樣本進行論證，證明家庭教養方式確實受到社會階層的影響。

在布迪厄等人的研究基礎上，拉魯（Lareau，2003）指出家庭教養方式作為一種更為全面的家庭文化模式，是家庭社會經濟地位作用于子女發展的中間機制。拉魯在《不平等的童年》中通過深刻的民族志觀察和訪談發現，中產階層和工人階層在教養孩子的模式上存在“協作培養”與“自然成長”之別。隨后的一些研究也證實了中產階層教養風格與兒童發展之間的正相關關系（Cheadle & Amato，2011）。拉魯(Lareau，2015)進一步解釋了為何不同社會階層的育兒方式會產生截然不同的社會后果。由于社會中心機構推崇“協作培養”的教育邏輯，而中產階層家庭所習得的文化規范和行為方式與這些教育機構的標準是同步匹配的，以“協作培養”的邏輯教養出來的孩子就能“自然而然”地獲得各種優勢；而工人階層的孩子由于缺乏這些文化技能和經驗，在發展過程中更容易產生疏遠感和局促感，從而處于劣勢地位。正是因為教育系統與精英文化的“合謀”，中產階層的家庭教養方式有助于子女在社會空間中獲得優勢地位（Lamont & Lareau，1988）。

與布迪厄的文化再生產假設不同，以保羅·迪馬喬(Paul DiMaggio)為代表的文化流動論者并不認同文化資本僅作為階層再生產的中間機制發揮作用（DiMaggio,1982）。迪馬喬提出，隨著市場興起、城市化發展與教育擴張等各項社會因素的變化，家庭地位不再是影響個體地位獲得的唯一決定性因素，個體可以通過積極獲取優勢文化資本實現社會流動(DiMaggio & Mohr，1985)。

依據文化流動理論，父母擁有優勢文化資本并不意味著他們可以直接將其傳遞給下一代。子代需要經歷一定的激活過程才能獲取優勢文化資本。因此，家庭教養方式不一定能與家庭社會經濟地位保持長久相關。例如，比起經濟資本，文化資本的傳遞需要更多的時間與精力投入（朱斌，2018）。如果家長無法成功激活文化資本，那么他們的子女可能無法習得文化資本的運作方式(DiMaggio & Mohr，1985)。例如，德格拉夫等人（De Graaf et al.，2000）的研究發現，精英階層父母由于偏好其他休閑活動或時間分配受限，可能把更多精力用于社會經濟資本的傳遞，而不太重視文化資本的傳遞。反之，底層家庭往往更加重視文化資本對子女發展的作用。因此，社會階層與文化資本的傳遞并沒有必然的聯系。藍佩嘉（2014）也發現，勞工階層家庭意識到自身職業地位所帶來的資源限制，反而在家庭教養方式中更加重視文化資本的培養。后續的研究也支持了家庭社會經濟地位與家庭教養方式之間存在斷裂的可能性。例如，洪巖璧和趙延東（2014）利用一項全國性代表數據研究發現，中產階層家庭與底層家庭都同樣奉行專制型教養理念。

文化流動理論指出，對于低地位群體來說，個體通過自主獲取優勢文化資本進行社會流動的可能性至關重要。德格拉夫等人（De Graaf et al.，2000）的研究發現，對于父母經濟社會背景處于弱勢的孩子而言，通過自主獲取文化資本對于其發展具有更重要的意義。孫遠太（2010）的研究也在一定程度上支持了文化流動假設。這項研究發現，那些低經濟地位家庭通過參與更多的文化活動和營造良好的家庭文化氛圍，幫助子女實現了向上流動。因此，家庭教養方式并非只對優勢階層才能產生正向效應（Aschaffenburg & Mass，1997）。

文化再生產理論指出，某種家庭教養方式有助于子女獲得更高教育成就的結論基于兩個關鍵假設：其一，精英文化主要由優勢階層家庭傳遞給下一代；其二，學業成就評價制度天然與精英文化高度匹配（Lareau，2015）。文化流動理論否定了第一個關鍵假設，認為文化資本不一定與家庭社會經濟地位持久關聯；但文化流動理論默認了文化再生產理論的第二個假設（朱斌，2018），也即兩種理論都持有類似立場：社會已經形成明顯的文化和生活方式的界線；精英階層已經形成穩定的文化品味，且這種文化品味為教育制度所重視與贊同。因此，我們需要考慮一個問題：當文化資本轉化為學業成就時，這種成就是否是一種區隔性的文化實踐結果（馬洪杰、張衛國，2019）？

具體到中國語境，一方面，相關研究指出中國的精英階層只是在經濟資源上相對豐富，其慣習并未表現出明顯特征（洪巖璧、趙延東，2014）。因此，中國社會可能并未形成明顯的文化與生活方式的區隔。長久以來，受傳統儒家價值觀影響，大部分中國父母在教養兒童的過程中都相對強調對孩子的智力教育（熊秉真，2008）。另一方面，程猛和康永久（2016）還提出，底層家庭子女的學業成功來源于其在日常生活實踐與情感經驗中形成的文化習性，并非只是依賴中產階層所獨有的文化資本。這意味著教育體系廣泛認可的文化品味不一定專屬于中產階層。在此基礎上，學者們還提出，當考核內容與評價標準更加客觀化、標準化時，文化資本可能并不僅僅反映精英群體的文化特質。換言之，文化資本發揮作用還需考慮考核評價體系的客觀化和標準化程度（胡安寧，2017；朱斌，2018）。在這種情況下，個體的行動策略可能擁有更大的發揮空間（Van de Werfhorst et al.，2010；Byun et al.，2012）。在當代中國社會，考取精英高校更多是一個相對客觀化與標準化的過程。那么，家庭教養方式究竟如何在子女考取精英高校的過程中發揮作用？本文嘗試提出一個研究框架進行進一步檢驗。

（二）研究框架：家庭教養方式如何“助子成龍”再探討

在中國的教育體系中，進入精英高校意味著擁有更優質的教育資源和更具競爭力的工作機會。因此，對于中國父母而言，評判孩子學業成就的典型標準之一就是孩子能夠在高考中殺出重圍，順利進入“985”或“211”高校。那么，究竟何種家庭教養方式更有利于子女的學業成就發展？前人的研究結論亦存在分歧。一方面，針對不同文化情境的研究得出的結論常有差異。例如，在強調個體主義的西方情境中，一般認為權威型家庭教養方式相對有利于子女學業發展（Steinberg et al.，1994）；在強調情感聯結的水平型集體主義社會中，寬容型更具優勢（Martinez & Garcia，2007；Garcia & Gracia，2009）；在強調成就與控制的垂直型集體主義社會中，專制型更具優勢（Garcia & Gracia，2009）。另一方面，針對國內文化情境的研究結論亦存在分歧。有研究認為，對中國家庭來說，專制型更有利于子女的學業（Graf et al.，2008；Shek, 2008）；也有研究認為權威型更有效果（Chan & Koo，2011；黃超，2018）；還有研究主張寬容型有優勢（Wang，2014）。

基于以上理論基礎，本研究提出以下思路，以進一步闡明家庭教養方式在子女考取精英高校過程中的作用。依據文化再生產與文化流動理論，本研究提出家庭教養方式對子女考取精英高校產生作用的三種假說。（1）強相關假說：家庭教養方式作為社會經濟地位與子代學業表現的中介變量發揮作用；（2）獨立性假說：家庭教養方式獨立地對子女考取精英高校產生影響；（3）弱相關假說：家庭教養方式既作為社會經濟地位與子代學業表現的中介變量發揮作用，又對子女考取精英高校具有獨立影響。

1.文化再生產視角：強相關假說

基于文化再生產假設，家庭教養方式的差異被視為資本、品味與秉性在不同階層之間的差異。家庭教養方式只是作為家庭社會經濟地位影響子代發展的中間機制，起到“再生產”作用。一方面，父母利用地位的優勢將資本與慣習傳遞給下一代。家庭教養方式則是家庭文化模式的典型體現。另一方面，這些父母更能了解與適應精英場域的規則。因此，中產階層父母能夠采取合宜的家庭教養方式，為子女的學業發展提供更多資源與機會。勞工階層父母在教養孩子的過程中則可能更多地發展出精通操作性實務的慣習，這種實務取向與學術性課程并不匹配（姜添輝，2018）。與此同時，他們也很難去認識和迎合現存教育制度的評價邏輯，因此難以通過家庭教養方式來“助子成龍”。

因此提出強相關假說：家庭社會經濟地位通過家庭教養方式影響子女考取精英高校（見圖1）。家庭社會經濟地位與家庭教養方式具有強相關性。基于強相關假說，推斷社會經濟地位較高的家庭更有可能采取適宜的家庭教養方式，從而提高子女考取精英高校的機會。在這種情況下，那些家庭社會經濟地位不占優勢的子女很可能就已經注定與精英高校無緣。

2.文化流動視角：獨立性假說與弱相關假說

依據文化流動假設，個體可以通過自主積累文化資本來實現向上流動（Aschaffenburg & Mass,1997），那些更重視家庭教養方式的父母能夠更有效地幫助孩子獲得優秀的學業表現。例如，父母的行動策略可能會激發子女堅韌與勤奮的學習品質，幫助他們獲得更好的學業表現。另外，有些研究指出，當考核評價體系的客觀化和標準化程度相對較高時，個體的行動策略可能具有更大的發揮空間（Byun et al.,2012；胡安寧，2017）。此種策略途徑預設家庭教養方式與家庭經濟社會背景并不存在強相關的關系；盡管不同的社會階層存在資源與機會的差異，但家庭教養方式并非天然帶有“不平等”色彩。家庭教養方式對學業發展的影響也可能源于其自身的影響作用。據此，可以提出獨立性假說與弱相關假說。

獨立性假說認為家庭社會經濟地位對子女考取精英高校具有獨立影響作用，家庭教養方式對子女考取精英高校也具有獨立影響作用（見圖2）。家庭社會經濟地位與家庭教養方式之間不存在直接相關性。具體而言，基于獨立性假說，推斷家庭社會經濟地位越占優勢的孩子考取精英高校的概率越高；家庭教養方式為權威型或寬容型的孩子考取精英高校的概率更高；家庭社會經濟地位并不完全決定家庭教養方式。因此，經濟社會地位不占優勢的家庭，也可通過采用適當的家庭教養方式來提高孩子考取精英高校的概率。

弱相關假說認為家庭社會經濟地位通過家庭教養方式影響子女考取精英高校，同時家庭教養方式對子女考取精英高校也具有獨立的影響作用（見圖3）。家庭社會經濟地位與家庭教養方式具有一定的相關性，但并非強相關。區別于強相關假說，弱相關假說認為家庭社會經濟地位與學業成就之間的相關性并不是強對應，即家庭社會經濟地位占優勢的家庭所采取的教養方式不一定會有利于子女學業發展。因此，影響孩子考取精英高校的因素來自三個方面：家庭教養方式的獨立效應、家庭社會經濟地位的獨立效應，以及家庭教養方式作為家庭社會經濟地位影響子女考取精英高校的中介效應。

依據三種研究假說，本研究嘗試進一步分析家庭教養方式對子女學業成就的作用。換言之，本研究嘗試檢驗家庭教養方式如何影響子女考取精英高校，考察父母的教養方式究竟是一種受制于社會經濟地位的結構性因素，還是一種獨立于社會經濟地位而發揮作用的能動性因素。

三、數據、變量與方法

（一）研究對象的選擇

本文選擇大學生作為研究對象，嘗試從中國的家長與學生都特別關心的高考表現角度來衡量學業成就，高考相對更具有統一化與標準化的特點。隨著高等教育的普及，普通大學本科教育的含金量相對降低，而“名校”的入學機會顯得更加稀缺與“保值”（吳曉剛，2016）。在這種趨勢下，高校入學機會，尤其是精英高校入學機會的競爭愈發激烈（鄭雅君，2015）。因此，考取高校的層次能夠相對直接與準確地反映學生的學業表現。對于中國家庭而言，學業成就的最終評價方式可能就是“能否考取精英高校”。由于數據的限制，本研究結論僅適用于那些考上大學的人群，未涵蓋未考取大學的人群。

（二）數據來源

本文使用2017年“中國大學生社會心態調查”的數據。此項目由復旦大學社會治理研究中心和上海開放大學信息安全與社會管理創新實驗室共同主持并開展。該數據采用“大學—學生”兩階段隨機抽樣的方法進行抽樣調查，從42所高校中抽取了6759名在校大學生作為樣本。樣本涵蓋華東、華北、華中、華南、西南、西北、東北等不同區域和各種層次的高校。排除因變量缺失值后，分析樣本共包括5776名大學生。我們對樣本使用了多重插補法，按照缺失值的比例，使用了20個插補數據（Graham et al.，2007）。最終共有5776個有效樣本進入分析。

（三）變量操作化

1.因變量

本研究使用的因變量為是否考取精英高校。變量的測量指標是大學生所在的學校層次，其中分為“985”高校、“211”高校、普通一本高校、普通二本高校、普通三本高校和專科高校。985高校、211高校和其他類型的高校共同構成了中國高等教育體系中的等級結構。李忠路（2016）認為，中國高等教育資源的差異主要體現在以“985”和“211”為代表的重點高校與其他一般高校之間。參考李忠路（2016）的研究，本研究將“985”高校與“211”高校合并成精英高校組別，將普通一本高校、普通二本高校、普通三本高校和專科高校合并為非精英高校組別。

2.核心自變量

（1）家庭教養方式。麥考比和馬丁（Maccoby & Martin，1983）基于父母對兒童的要求性和回應性對家庭教養方式所作的四分類框架在學界中有長期研究基礎，是相對成熟和應用廣泛的測量框架。本研究主要參考這一框架，將家庭教養方式分為權威型、專制型、寬容型和忽視型。

在具體研究中，大部分研究者按照“要求”與“回應”兩個維度對家庭教養方式進行測量。由于數據來源不同，研究者選擇的具體測量項目也略有不同(黃超，2018；田豐、靜永超，2018；朱美靜、劉精明，2019)。參考這些學者的研究，本研究在操作化策略方面也主要基于要求維度與回應維度進行測量。其中的要求維度強調父母在不同學習階段為孩子訂立的規矩，包括學業、品德修養與人生規劃，分別使用“在小學時，父母陪伴孩子學習”“在中學階段，父母給孩子提供學業建議”“在中學階段，父母給孩子提供人生規劃建議”和“在中學階段，父母給孩子提供品德修養建議”作為測量題器。其中的回應維度強調親子之間的情感表達與溝通方式。在情感表達方面，主要使用“子女能感受父母對我的喜歡”來測量。對溝通方式，主要使用 “父母能容忍子女與他們有不同的見解”和“當子女所做的事取得成功時，子女覺得父母很為自己自豪”進行測量。選項中的“從不”“極少”“有時”賦值為2，“經常”“總是”賦值為1。本研究參考黃超（2018）的研究，通過使用這7個測量指標對家庭教養方式進行潛類別測量。

（2）家庭社會經濟地位。關于家庭社會經濟地位與教育獲得的相關研究通常從家庭社會資源、家庭文化資源與家庭經濟資源這三個方面來測量家庭社會經濟地位。參照李春玲（2003）、李煜（2007）、李忠路（2016）的研究，本研究使用父親職業地位、父親受教育程度和家庭年收入來測量家庭社會經濟地位。

在測量家庭社會經濟地位時，既可以將職業、教育與經濟水平分開測量，也可以將它們擬合為一個綜合變量來測量。因此，本研究也參照既有研究的做法，使用兩種方法測量家庭社會經濟地位(黃超，2018；李駿等，2021）。一種方法是分別使用父親職業階層、父親受教育程度和家庭年收入這三個變量。對這三個變量的具體操作化方式為：父親職業地位依據父親的職業類別與職業位置劃分為政治精英、商業精英、專業技術人員和普通勞動者；父親受教育程度依據父親的受教育年限進行測量；家庭年收入作為連續變量，對其取自然對數。另一種方法是將這三個變量轉換為標準化Z值，通過主成分分析得出家庭社會經濟地位綜合變量。

3.控制變量

為了減少內生性與偏差性，本研究還控制了一系列背景特征變量。參考既有研究的做法（吳愈曉，2013），控制了學生性別、學生年齡、獨生子女、就讀高中類型、成長地類型與地區類型等變量。

（四）分析方法

本研究主要使用的方法包括潛類別模型（latent class model）、邏輯斯蒂回歸模型和KHB中介檢驗模型。

潛類別分析建立在潛類別概率和條件概率之間關聯性的多變量分析基礎之上，通過間接的潛變量來判別各項實測指標之間的關聯（邱皓政，2008）。通過對潛類別的解釋，研究者可以進一步了解研究對象的不同特征與分類。在這一步驟中，本研究主要使用R語言中的poLCA程序包對數據進行分析。同時，由于家庭教養方式的潛類別屬于分類變量，我們在后續分析中采用邏輯斯蒂回歸模型對其進行預測分析。

為了進一步拆解家庭教養方式與家庭社會經濟地位對子女學業表現的影響效應，基于Baron-Kenny中介效應框架及其約束條件的修正（Zhao et al.，2010）,本文利用Karlson-Holm-Breen算法估計中介效應。KHB算法面向廣義線性模型，符合本研究的需求。具體而言，KHB模型主要通過Logit或者Probit方法測算總效應、直接效應和間接效應（Karlson et al.，2012）。KHB模型的簡要思路為：對于線性模型而言，研究者可以通過直接比較系數來識別直接效應和間接效應。但是對于Logit模型而言，其總方差會跟隨自變量的變化而發生變化。如果按線性回歸模型的方法進行效應的分解，將無法解決未觀測到的異質性問題（李昶潔，2021）。因此，對于Logit模型中被分解變量系數的變化不能直接歸因于混雜變量。此時，對中介效應的處理應該是將其分為混雜效應和標尺效應兩部分。其中混雜效應指的是中介變量的影響效應，而標尺效應指的是增加變量之后所導致的總方差變化。傳統的中介分析方法在很大程度上混淆了混雜效應和標尺效應，而KHB模型可以解決這一難題。KHB方法將系數分解為標尺影響和混雜影響，并提供了評估混雜影響相對于重新標度的影響來評估混雜的統計意義。綜上，對于本研究中涉及的Logit模型，KHB方法能夠更恰當地測量與分解中介效應。

四、家庭教養方式的分布

首先，對家庭教養方式的七個測量指標進行潛類別分析。表2所列為潛變量類別數1~7的模型擬合結果。其中潛變量類別數目越多，模型適配的似然比卡方統計量就越小，卡方值也越小。AIC值 從基準模型到七潛類模型呈現逐漸減少的趨勢；BIC值從基準模型到四潛類模型逐漸減少，到五潛類模型又開始增加。其中，四潛類模型的BIC值最小。綜合考察各指標及模型的可解讀性，本研究認為四潛類模型是擬合家庭教養方式的理想模型。

以潛類別數量為4的模型作為最佳模型，利用最大期望算法對參數進行最大似然比估計，得到7個指標的條件概率和潛類別概率。通過各個潛類別在各外顯指標上的條件概率，可以判斷不同潛類別的特征。根據表3中的條件概率，可以得出以下推論：類別1在要求維度各項指標上的條件概率明顯較低，而在回應維度各項指標上的條件概率明顯較高，因此可理解為“寬容”類型；類別2無論在要求維度指標還是回應維度指標上的條件概率均最低，因此可理解為“忽視”類型；類別3在要求維度和回應維度各項指標上的條件概率均很高，因此可理解為“權威”類型；類別4在要求維度各項行為指標上的條件概率明顯較高，同時在回應維度各項指標上的條件概率明顯低于類型3和類型1，因此可理解為“專制”類型。

根據潛類別分析結果對各樣本的群體隸屬進行預測可知：寬容型占樣本的48.75%，忽視型占樣本的10.61%，權威型占樣本的34.73%，專制型占樣本的5.91%。以往研究認為中國父母更喜歡采用成就取向與控制取向的家庭教養方式（Chao，2001），這意味著他們更傾向于采取專制型或權威型教養方式。就本研究的數據而言，采取寬容型教養方式與權威型教養方式的家長居多，而采取專制型教養方式與忽視型教養方式的家長反而較少。

五、如何助子成龍：“拼教養”與“拼家境”的作用

為了厘清家庭教養方式對子女進入精英高校的影響，下文首先解析家庭社會經濟地位與家庭教養方式對子女進入精英高校各自的影響效應。為了檢驗研究結論的穩健性，我們采用兩種方式來測量家庭社會經濟地位。第一種方式是分別使用父親職業地位、父親受教育程度和家庭收入變量來檢驗家庭社會經濟地位對子女進入精英高校的影響。第二種方式是將父親職業地位、父親受教育程度與家庭收入通過主成分因子法擬合成取值為0~100的綜合因子，然后探討綜合的家庭社會經濟地位因子對子女進入精英高校的影響作用。

（一）寬容型與權威型更能助力子女進入精英高校

在表4的邏輯斯蒂回歸模型中，以家庭教養方式為核心自變量，以考取精英高校為因變量，并同時納入年齡、性別、獨生子女、重點高中、成長地類型與地區類型這6個控制變量。此外，我們還加入了家庭社會經濟地位變量，包括父親受教育程度、父親職業地位與家庭收入這3個變量。結果顯示，在控制家庭社會經濟地位變量的情況下，與寬容型相比，忽視型的系數為-0.596（P<0.001），發生比為0.551；權威型的系數為-0.440(P<0.001)，發生比為0.644；專制型的系數為-1.070(P<0.001)，發生比為0.343。換言之，忽視型比寬容型進入精英高校的概率少44.9%，權威型比寬容型進入精英高校的概率少35.6%，專制型比寬容型進入精英高校的概率少65.7%。這表明在同等社會經濟地位的條件下，寬容型的子女進入精英高校的概率最高，權威型次之，而忽視型與專制型的概率更低。

再將父親職業地位、父親受教育程度與家庭收入三個變量擬合為一個綜合變量進入到統計模型中。此時，忽視型、權威型與專制型的系數均顯著，分別為-0.607（P<0.001），-0.432(P<0.001)，-1.066(P<=0.001)，對應的發生比分別為0.545，0.649和0.345。換言之，與寬容型相比，忽視型家庭的孩子進入精英高校的概率少了45.5%，權威型進入精英高校的概率少了35.1%，專制型進入精英高校的概率少了65.5%。這表明，在同等經濟社會地位下，寬容型的子女進入精英高校的概率最高，權威型次之，忽視型與專制型更低。

（二）優勢家庭社會經濟地位更能助力子女進入精英高校

在表4的邏輯斯蒂回歸模型中，以父親職業地位、父親受教育程度與家庭收入對數為核心自變量，同時控制性別、年齡、獨生子女、重點高中、成長地類型、地區類型，并納入家庭教養方式變量。結果顯示，父親職業地位為一般勞動者的系數是-0.311（P<0.05），發生比為0.733；在顯著度為0.001的水平上，父親受教育程度的系數為0.211，發生比為1.235；家庭收入的系數為0.155，發生比為1.168。這表明在控制家庭教養方式的前提下，相比父親職業為政治精英，父親職業為普通勞動者的子女進入精英高校的概率降低了26.7%；父親受教育年限每增加一年，子女進入精英高校的概率增加23.5%；家庭年收入對數每增加一個單位，子女進入精英高校的概率增加16.8%。

采用第二種測量方式，將父親職業地位、父親受教育程度與家庭收入三個變量擬合為一個綜合變量進入到統計模型中。結果表明，在顯著度為0.001的水平上，綜合家庭社會經濟地位因子的系數為0.033，發生比為1.034。這表明家庭社會經濟地位因子每增加一個單位，子女進入精英高校的概率提高3.4個百分點。

總之，無論對家庭社會經濟地位采取綜合測量方式，還是多變量測量方式，統計模型的研究結論相對穩健。一方面，在控制家庭教養方式的情況下，父親職業地位為政治精英、父親受教育程度更高、家庭收入更高的子女進入精英高校的概率更高。另一方面，在同等家庭社會經濟地位下，家庭教養方式為寬容型的子女進入精英高校的幾率更高，權威型次之，專制型與忽視型最低；無論是家庭社會經濟地位還是家庭教養方式對子女進入精英高校都有顯著的影響效應。因此，無論是“拼爹”還是“拼教養”，都有助于子女進入精英高校。

六、路徑再探索：“拼教養”真的有用嗎？

（一）分解中介效應：“拼教養”并非完全受制于“拼家境”

為了進一步解析家庭教養方式在家庭社會經濟地位與子女考取精英高校之間的中介效應，表5運用KHB方法，對家庭社會經濟地位在不同維度上通過中介變量對子女考取精英高校的影響進行效應分解與統計檢驗。本研究同樣使用兩種方法來測量家庭社會經濟地位。同時，由于家庭教養方式是一個四分類變量，本研究還通過改變不同參照類別來檢驗不同類型的家庭教養方式作為中介變量的統計效應。

以寬容型（其他類型=0）為中介變量，家庭社會經濟地位綜合因子為核心自變量時，統計檢驗顯著，總效應的系數為0.0328，直接效應的系數為0.0340，間接效應的系數為-0.0012。總效應為直接效應的0.9644倍，總效應的3.69%來自寬容型。

以忽視型（其他類型=0）作為中介變量，家庭社會經濟地位綜合因子作為核心自變量時，統計檢驗顯著，總效應的系數為0.0324，直接效應的系數為0.0319，間接效應的系數為0.0005。總效應為直接效應的1.0158倍，總效應的1.55%來自忽視型。

以權威型（其他類型=0）或專制型（其他類型=0）作為中介變量，家庭社會經濟地位綜合因子作為核心自變量時，總效應與直接效應均顯著，而間接效應均不顯著。

此外，無論對家庭教養方式采取何種參照組別，當父親職業地位、父親受教育程度與家庭收入同時作為核心自變量引入中介模型時，總效應與直接效應系數均通過顯著性檢驗，但間接效應系數沒有通過顯著性檢驗。

以上結果表明，通過改變參照組別可以發現，當家庭社會經濟地位作為綜合變量時，家庭教養方式作為中介變量起到的作用比例未超過4%。這意味著家庭社會經濟地位對子女考取精英高校的影響在很大程度上可能不是通過家庭教養方式來實現的。此外，研究還發現中介作用顯著的兩個條件是家庭是否采取寬容型教養方式以及是否采取忽視型教養方式。同時，當分別使用父親職業、父親受教育程度與家庭收入來測量家庭社會經濟地位時，家庭社會經濟地位并不通過家庭教養方式對子女進入精英高校產生作用。即使兩種不同測量方式所得出的數據結果并非完全一致，但總體趨勢表明家庭教養方式作為家庭社會經濟地位與子女考取精英高校的中介作用比例極小。

（二）穩健性檢驗：寬容型與權威型之于子女成才的重要性

為了進一步考察家庭教養方式作為中介變量的穩健性，我們重新改變了家庭教養方式變量的參照類別。根據表4的統計結果，寬容型教養方式家庭的孩子進入精英高校的概率更高，權威型次之，而專制型與忽視型最低。因此可以推斷，在這四種類型中，寬容型與權威型家庭的子女進入精英高校的概率更高，而專制型與忽視型家庭的子女進入精英高校的概率更低。為了進一步檢驗家庭教養方式作為家庭社會經濟地位與考取精英高校之間的中介效用，我們對家庭教養方式變量重新改變參照類型：將寬容型與權威型合并成一個組別，專制型與忽視型合并成一個組別。同樣運用KHB方法，將父親職業地位、父親受教育程度與家庭收入三個變量一起引入中介模型，可以觀察到各個維度的凈效應。表6顯示，在總效應上，父親職業地位為普通勞動者、父親受教育程度以及家庭年收入具有顯著影響。在直接效應上，父親職業地位為普通勞動者、父親受教育程度與家庭年收入具有顯著影響，這表明家庭社會經濟地位對精英高校具有顯著的直接影響。但是，從間接效應上看，針對這三個分維度，家庭教養方式的間接效應都沒有通過顯著性檢驗。這說明這三個分維度不通過家庭教養方式對子女考取精英高校發揮影響。

第二種情形是運用KHB方法，分析家庭社會經濟地位綜合因子變量影響子女進入精英高校的效應分解。其中，總效應系數為0.0326，直接效應系數為0.0315，間接效應系數為0.0011。總效應是直接效應的1.0338倍，總效應的3.27%來自家庭教養方式。進一步比較平均局部效應，平均而言，家庭社會經濟地位的標準差變化會使子女進入精英高校的概率增加0.64個百分點。在控制家庭教養方式后，平均增幅降至0.62個百分點。這意味著家庭社會經濟地位的提高可能會提高家庭采取寬容型與權威型家庭教養方式的可能性，進而會使進入精英高校的概率提高0.02個百分點。這表明家庭社會經濟地位通過家庭教養方式影響精英高校入學機會的作用比例很小，僅占到3.27個百分點。

以上結果表明，無論對家庭教養方式采取何種參照組別，盡管數值上有微小差異，效應分解與統計檢驗的整體結論方向均保持一致。

七、結論與討論

本研究利用2017年中國大學生心態調查數據，試圖分析家庭教養方式如何影響子女獲得優質高等教育，從而為家教家風的引導提供實證基礎。主要研究結論如下。

第一，對家庭教養方式如何“助子成龍”的研究發現更符合弱相關假說：家庭教養方式既作為家庭社會經濟地位的中間機制發揮作用，也可能具有獨立的影響力。本研究認為，家庭教養方式對子女學業成就的影響作用可能并非完全源于家庭社會經濟地位，而是在一定程度上獨立于家庭社會經濟地位。因此，總體上，本研究結論更支持文化流動的觀點，即個體在某種程度上可以自主選擇家庭教養方式，幫助子女獲得學業發展的機會與資源。

第二，比較各種類型的家庭教養方式，寬容型家庭教養方式更有助于子女進入精英高校，權威型次之，而專制型和忽視型相對不利于子女進入精英高校。已有研究指出，以支持子女為特征的家庭教育策略可能更有利于兒童發展（Brody et al.，2002；Wang，2014）。區別于西方文化對個體獨立性的強調，中國家庭可能更強調親子之間的緊密聯結（Chao，1994）。特別是在教育競爭日益激烈的背景下，高考對中國學生來說具有極其重要的意義，同時也伴隨著巨大的壓力和焦慮。相較于其他家庭教養方式，寬容型教養方式對子女更能持寬容和理解態度（黃振中、張羽，2016）。此外，從認知角度看，寬容型教養方式更加強調鼓勵子女的自主探索（朱美靜、劉精明，2019）。在寬容型家庭教養方式的影響下，子女獲取的這些品質在競爭激烈的中國教育環境中也許具有更重要的意義。

本研究結論對于家庭教育的實踐提供了重要的現實啟示。在當代中國社會，家庭教養方式對于子女的成長發展仍然具有至關重要的作用。正如藍佩嘉（2014）所指出的，家庭教養方式是“反思”的實踐作品。因此，當家長在面對教育體制和勞動市場的不確定性時，仍然會透過“反思”來自主選擇某種家庭教養方式。然而，現實中可能存在對于如何“助子成龍”的片面理解。例如，所謂的“拼爹”話語過分渲染了既有客觀資源的壁壘性，消弭了個體奮發向上的策略指向與精神意義。本研究指出，“拼教養”亦是“助子成龍”的一條恰當途徑。因此，應當鼓勵并支持家長選擇恰當的家庭教養方式，為孩子們提供更好的成長環境和機會。例如，可以鼓勵家長采取更開放、支持和包容的教養方式，以促進子女的學業發展；特別是對于社會經濟背景較弱的家庭而言，改善家庭教養方式可能是提高子女學業成就的有效途徑之一。這有助于打破教育機會的不平等，進一步推進教育公平和社會流動的實現。

最后，本研究仍然存在一些局限。首先，由于數據局限，本文僅針對高校大學生這一特定群體來考察其入讀學校層次。因此，本研究結論僅適用于大學生群體，未來還需要繼續考察其他群體的情況。其次，對家庭教養方式與學業表現之關系研究的難點之一在于內生性問題。因資料所限，本研究未利用合適的工具變量來解決內生性問題。同時，本文雖然采取了滯后項分析來嘗試克服這一問題，但并未完全解決。因此，本研究結論在因果解釋方面仍存在不充分之處，這也是未來研究需要進一步解決的重要問題。