社会互动对中国城镇家庭校外教育支出的影响研究——基于CFPS2018截面数据
时间：2023-02-12 20:10:06 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
许文彬， 李沛文
(厦门大学 经济学院， 福建 厦门 361005)
2021年7月24日，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》，明确提出“要有效减轻义务教育阶段学生的校外培训负担”。中小学生的校外教育监管被纳入规范化的教育监管体系内，体现了政府决策部门对近年来出现的校外教育过度竞争、导致中小学生校外教育压力过大现象的关切和纠偏。
根据中国家庭追踪调查(CFPS)，家庭教育支出可以分为三类：校内教育支出、校外教育支出及其他费用。对于同一教育阶段的孩子而言，校内教育支出的区别不大，真正拉开家庭教育支出差距的，是市场提供的校外教育，如课外辅导班、兴趣班等。2020年发布的《中国教育财政家庭调查数据(2019) 》[1]表明：2017年，全国约有38%的中小学生参加了学科补习班，其中小学生占比33.4%，初中生43.7%，高中生48.2%，全国平均的学科补习费用为每人1982元/年；
全国约有21.7%的中小学生参加了各类兴趣班，其中小学生参与率达到27.9%，初中生参与率16.2%，高中生参与率14.6%，全国平均的兴趣班支出为每人773元/年。简单累加两类(不考虑因参加校外培训而导致的交通、学具教具等其他开支)，全国平均校外教育支出就达到了每人2755元/年。对比2017年全国居民人均可支配收入25974元，不难发现，即使按最乐观的估算：两大两小的四口之家，两个大人都有收入，两个小孩为学龄儿童，校外教育支出也超过了家庭可支配收入的10%；
并且，随着三胎政策的推行，未来学龄儿童的数量还将持续上升，从而持续拉抬校外教育支出在家庭可支配收入中的占比。由此可见，校外教育支出已经成为我国城镇家庭收入预算的重要组成部分，并且将在未来的家庭资产配置中占据越来越重要的地位。
从理性角度看，教育支出本质上是一种人力资本投资，其主要决定因素应是教育收益率，即当期教育支出对孩子未来人力资本提升的边际贡献。但现实状况并非如此：(1)客观上看，由于中国经济日新月异的发展，家庭往往无法对孩子未来的就业和收入状况进行稳定性预期，这使纯粹理性的人力资本投资决策面临比较大的(比西方国家大得多)限制；
(2)主观上看，作为人情社会的典范，中国家庭间的社会互动频度及相互影响程度远较西方国家为大，这产生了很大的连带外部效应(network externality)，在教育支出上的主要体现则是加强需求型的攀比效应(bandwagon effect)。事实上，当前人们已习以为常的以升学和取得更高学历为荣的社会风气，是在1999年高考扩招、数年之后大学毕业生数量快速增长的背景下才逐渐形成的。在此之前，1980年代的“读书无用论”、1990年代的“中专落榜才上高中”、甚至更早之前社会风传的“学好数理化走遍天下都不怕”，都曾深刻影响了一代(甚至不止一代)人的教育选择；
而这些社会思潮和风气，正是通过家庭间的社会互动深入人心、进而影响到家庭的现实教育决策的。因此，社会互动之于家庭教育支出决策，具有重要的决定作用，而这也是“中国特色”的一个重要体现。
如上所述，作为传统的人情社会典范，中国城镇家庭彼此之间的社会互动引致的相互攀比，本就比欧美家庭表现更为显著；
而数十年经济高速发展带来的家庭可支配收入的快速增长、对血缘代际传承的高度重视以及互联网背景下的信息极速传播，经济、文化、技术三方面因素相互叠加，更使我国城镇家庭教育支出的相互影响和相互攀比，成为当下愈演愈烈的一股时代潮流。如果说，中国家庭以往在教育支出上的攀比效应更多体现为被动式的“随大流”的话；
那么，当前日益严峻的贫富差距和就业状况则使越来越多家庭开始主动地加入教育支出的“内卷”。城镇家庭间因社会互动而导致教育“内卷”，于是成为当前极具中国特色的社会现象；
在此背景下，“再穷不能穷教育”已经从国家的教育政策口号，逐渐演化成为城镇家庭的资产配置原则。
然而，渐成恶性攀比的校外家庭教育支出，除了迅速扩容了教育资本市场、催生出一大批校外教育机构外，其在宏观上对我国人力资本的整体提升效应既远未得到证实，在微观上对城镇家庭实现阶层跃迁甚至可能主要起负面作用(越富裕的家庭教育支出越多，其与相对贫困家庭的教育鸿沟就越大)；
而教育支出在家庭资产配置中所占比例的日益攀高，既在客观上提升了抚养小孩的成本，又在主观上加剧了家长的焦虑，最终必然因“养不起”而导致“不敢生”，抵消三胎化政策效果，不利于我国人口结构的改善。简言之，因相互攀比而日益扩张的家庭校外教育支出，对我国当前的经济和社会现状而言，未见其利，已见其害。这也是近期国家有关部门频繁出台相关政策、对校外教育机构和行业进行治理整顿的意义之所在。
现存与家庭教育支出相关的研究中，要么注重于分析家庭微观因素(如父母学历、家庭收入等)的影响，要么侧重于阐释国家宏观政策(如政府教育支出的变化)的冲击，大多是将家庭视为相互独立且理性决策的个体，而忽视了家庭间因社会互动而引致的攀比效应对家庭教育支出决策的重大影响，也就难以解释教育“内卷”的内在形成机制。从这个角度看，家庭间的社会互动和攀比效应是当前教育经济学领域里最具“中国特色”的一个研究话题，是诠释当前教培界诸多独特现状及其形成根源的一把钥匙，也是国家有关部门近期频繁出台相关政策的主要依据。
本文利用2018年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，对家庭社会互动与家庭校外教育支出的关系及其作用机制进行研究，旨在将家庭校外教育支出放置到更具人情社会特征、更重视代际传承的这一“中国特色”框架下，去探究我国城镇家庭教育焦虑的来源。论文的可能贡献有三：其一，实证验证了社会互动对家庭校外教育支出有显著的推进作用，并论证了产生该作用的两条渠道(内生和外生社会互动效应)，从而揭示了在中国独具特色的人情社会背景下，社会互动效应对城镇家庭教育焦虑至关重要的影响；
其二，实证分析了不同地区、不同收入状况的家庭存在的异质性，为理解家庭教育焦虑的差异、从而因地制宜制定差异性校外教育行业监管政策提供了论据；
其三，根据实证结论提出加强校外教育监管、促进校内教育发展的政策思路，为近期陆续出台的校外教育监管和校内教育发展政策提供理论依据和施政参考。
对家庭教育支出微观影响因素的已有研究，大致可分为家庭微观因素和家庭间相互影响两类，以前一类的研究居多。
与家庭教育支出直接相关的家庭微观因素是家庭收入和财富。早在1960年代，Becker (1962)[2]、Ben-Porath(1967)[3]就从一般均衡理论出发认为，如不存在借贷约束，则每个家庭都可以享受最好的教育产品，直至教育投资得到的回报率与其他投资相等，也就是说，家庭教育支出与家庭收入无关。但现实是借贷约束是客观存在的，且与家庭收入水平密切相关。因此此后的研究大致可分为相反的两类：(1)正向影响论。Becker and Tomes(1986)[4]从一般均衡理论出发指出，在借贷不完美的市场中，家庭收入水平较低家庭的借贷约束较大，导致家庭教育无法适意，这种情况下，收入和财富增长对家庭教育支出有正向推进作用。Buchmann et al.(2010)[5]的研究同样发现，家庭收入增长对学生参与校外教育具有正向影响。Lovenheim and Reynolds(2013)[6]则发现，住房价格上涨所引起的家庭财富增加，将有助于缓解家庭借贷约束，从而显著提升子女的名牌大学入学率。谷宏伟和杨秋平(2013)[7]用中国的数据同样验证了家庭收入对家庭教育支出具有显著的正向影响。进一步，陈永伟(2014)[8]利用2010年CHFS数据的研究发现，家庭住房财富可以缓解借贷约束，提高教育支出，并且相对其他财富形式，住房的作用更大。耿峰和秦雪征(2019)[9]则发现，住房财富的升值对只有女孩的家庭的教育支出有促进作用。(2)反向影响论。Belley and Lochner(2007)[10]以2007年美国全国青年追踪调查数据为样本进行的研究发现，家庭收入水平和子女上大学之间似乎存在反向关系，在控制子女个体及家庭其他因素之后，低收入家庭子女更可能上大学，且大学质量更好。吴玲萍 等(2018)[11]用2014年CFPS数据同样发现了低收入家庭反而倾向于加大教育支出在家庭收入的占比。之所以存在反向关系的一个合理解释是：低收入家庭有更强的激励投资于子女教育，以提升家庭预期收入水平。家庭收入对教育支出既然存在能力和激励反向的两条作用途径，则更可能存在的是一个非线性的相互关系，这也得到了万相昱 等(2017)[12]研究的证实。
除了家庭收入和财富外，还有一些家庭微观因素也被证实会影响到家庭教育支出。Currie and Moretti(2007)[13]、Tansel and Bircan(2008)[14]、Piopiunik(2014)[15]等的研究都发现，父母的学历对家庭教育支出有重要影响，高学历的父母对子女的教育投入也越多。李超(2016)[16]使用CFPS数据发现家庭年龄结构会影响家庭教育支出；
丁从明 等(2018)[17]则发现宗族对家庭教育有正向作用。
另一类为数少得多的文献超越了家庭内部的微观因素分析，将研究视角扩展到家庭间的相互影响，其依据是人们在决策过程中的同群效应。Smyth(2009)[18]针对爱尔兰的研究发现，家庭社会资本越多，对校外教育的支付能力越高。Eun et al.(2015)[19]的研究发现，相对于欧美国家，中国更加看重社会关系，中国人与亲戚、朋友、邻居之间存在非常频繁的人际交往，其他人的决策行为更容易影响中国居民和家庭决策。余丽甜和詹宇波(2018)[20]使用2010—2014年CFPS数据发现，家庭教育支出受到同社区家庭平均教育支出的显著正向影响。耿峰(2019)[21]同样使用CFPS数据发现，城镇家庭教育支出受到周围其他家庭的孩子上大学比例的显著正向影响，并认为这个正相关关系来自家庭维持社会地位的动机，而与父母对孩子的关心程度无关。
尽管中外学界都普遍注意到了社会互动对家庭决策存在的重要影响，但更多研究聚焦在投资决策方面，如家庭股市参与度和保险购买决策等，对家庭教育支出的影响研究还鲜有涉及。如我们所知，中国是典型的人情社会、中国家庭又高度重视血脉传承，两方面因素叠加，使得邻里、社区周遭家庭的社会互动可能会对家庭教育支出决策和财富分配决策产生非常重要的影响，甚至可能是当下教育焦虑、育儿焦虑等社会问题的重要成因，对之进行定量研究，对当下的教育改革有着特别重要的参考意义。
从心理学和社会学的角度看，社会互动对个人决策产生的影响大致可分为三种：(1)偏好互动，即个人偏好受其他人消费行为的影响，具体还可分为正向影响的攀比效应(bandwagon effect)和负向影响的虚荣效应(snob effect)；
(2)期望互动，即其他人的选择影响到个人预期、进而影响个人行为，尤其在不确定性情况下做决策时，人们往往根据其他人的选择来形成自己的未来期望；
(3)约束互动，即选择集合的相互依赖而导致的互动效应，当选择集合互斥时通常产生负向互动效应，当选择集合互补时则会产生正向互动效应。
从实证的角度看，根据Manski(1993)[22]的分类方式，社会互动效应可大致分为两种：(1)内生互动效应，即行为本身的相互影响，Durlauf(2004)[23]的研究发现，口头信息交流与交谈获得愉悦是实现内生互动的主要机制；
(2)外生互动效应，也称情景效应，即其他人的行为特征对自身行为的影响，Hong et al.(2004)[24]将之概括为“结果的示范效应”。理论上的偏好互动大多可归为实证上的内生互动效应，期望互动则大多可归为实证上的结果示范效应，至于约束互动，更多在中观乃至宏观层面上去得到验证。
以社会互动的理论和实证视角分析家庭校外教育支出决策：(1)内生互动效应：人们通过信息交流以获得孩子参加校外教育培训的相关信息，如会获取哪些知识、习得哪些技能、这些知识和技能如何利于孩子升学加分、或如何利于提升孩子综合素质等等，这样的信息交流往往会持续增强城镇家庭加大校外教育支出的动机；
而一旦开始了校外教育支出，与其他家庭的交流则往往会给参与各方带来找到“同道中人”的愉悦，从而使交流本身带来了主观效用增进(攀比效应)，这又进一步促进了交流各方对校外教育培训的支出。(2)外生互动效应：尽管与周遭家庭的交流会产生主观效用增进和即时支出增大，然而从理性基础和长期视角出发，家庭是否或以多大力度进行校外教育培训支出，在很大程度上是结果导向的，人们会通过观察其他家庭进行教育支出的结果好坏来形成自己的教育支出决策。此时城镇家庭社交网络给出的大多是正向的反馈：那些校外教育支出更多、孩子习得技能更广的家庭家长，有更强的意愿去宣扬自身的付出和“成功经验”；
而那些校外教育支出更少、更倾向于“无为而治”育儿理念的家庭家长，则因难以将孩子的成就归结为自身的努力而更愿意选择沉默；
在不对称的结果示范效应下，家庭会日益固化校外教育支出和孩子成才呈正向关系的印象，从而增强其校外教育支出的动机。另一方面，随着我国经济总量的逐年增长，家庭之间的财富差距也在不断拉大，对缺乏财富和社会地位积淀的城镇普通家庭而言，孩子的学历越高，就越有可能增加家庭未来的收入；
而诸如“高考是寒门学子唯一机会”“教育是最好的投资”等言论遍布于网络社群，进一步强化了“教育改变家庭未来”的预期。基于维持或提高家庭未来收入预期的动机，城镇家庭的家长也会加大对孩子校外教育支出的预算。
据此本文提出假设H1、H2和H3：
H1：社会互动与城镇家庭校外教育支出呈显著正相关关系，即家庭校外教育支出存在攀比效应。
H2：社会互动通过家长关心孩子教育成果预期的动机，影响到城镇家庭校外教育支出。
H3：社会互动通过家长提高家庭未来收入预期的动机，影响到城镇家庭校外教育支出。
当然，家庭之间存在多方位、多维度的异质性，其对家庭校外教育支出可能会产生程度不一的影响。一个最直观的影响因素是家庭的收入水平(或确切地说应是预算约束)：对高收入家庭而言，其可用于孩子教育的预算更大，其关心孩子教育成果预期的能力就更强，但其提高家庭未来收入预期的动机则会更弱，二者相互权衡，最终呈现出的社会互动和校外教育支出的关系是更强了还是更弱了，是一个有趣的话题。据此本文提出假设H4：
H4：相对低收入家庭，社会互动对高收入城镇家庭校外教育支出的影响更大。
另一个直观影响因素是外部环境：一方面，对东部一些经济较发达的地区而言，家庭收入更高、社会竞争更激烈，家庭对教育的重视程度以及教育成果的预期也更高；
另一方面，对中西部一些经济较不发达的地区而言，家庭收入更低、家庭对教育提高未来收入预期的动机更强。两种机制在不同地区的权衡结果如何，也是一个有趣的话题。据此本文提出假设H5：
H5：相对于较不发达地区，社会互动对较发达地区城镇家庭校外教育支出的影响更大。
为验证以上五个研究假设，本文进行了如下研究设计。
(一)样本选择和数据来源
本文选取CFPS项目组于2020年发布的中国家庭追踪调查CFPS2018年数据中的城镇家庭数据进行研究。CFPS的调查数据可以分为个体、家庭、社区三个层次，反映中国家庭收入、消费支出、教育、健康的变迁，为公共政策、家庭消费等研究提供了非常重要的支持。CFPS对全国25个省共10000多户家庭进行调查，每次调查都会对上一次调查的样本进行追踪，但限于各种原因，追踪只能针对上一次样本中的一部分进行，这极大限制了跨时样本的数量。为保证足够的研究样本数量，本文选取2018年的CFPS数据形成截面数据。
本文样本以家庭为单位，样本选择过程中进行了以下三方面的样本剔除：首先，鉴于家庭孩子数量及其就读阶段显然会对家庭教育支出具有重要影响，而家庭的相关信息如家长的学历等作为控制变量也对家庭教育支出有重要影响，本文剔除了以上相关信息数据缺失的样本。其次，参考Bostic et al.(2009)[25]，本文对户主年龄超过65岁的家庭样本也进行了剔除，以避免家庭户主与孩子家长不一致导致的统计误差。再次，受主客观条件约束，农村家庭校外教育支出较少，也非本文研究的着眼点，因此对所有农村家庭数据也予以剔除。经过三次剔除后，最终通过2018年CFPS城镇家庭数据获得有效截面样本量2850个。
(二)变量设定
本文设定家庭校外教育支出为被解释变量。CFPS通过“过去12个月课外辅导费”这一问题获取家庭校外教育支出信息。本文设置了三个指标来衡量这一变量：(1)是否发生校外教育支出(edu)；
(2)校外教育支出金额(eduamt)；
(3)校外教育支出金额占家庭收入的比重(edupct)。
本文设定家庭社会互动(sclinter)为解释变量。在社会互动指标构建上，李丁 等(2019)[26]选取了家庭中的邮电通讯费、本地交通费、人情礼支出、旅游支出、外出就餐费、文化娱乐支出等6个变量进行综合衡量。事实上除人情礼支出外，其他各项与社会互动并无必然关联，且各项之间的综合权重确定也难有定论，据此本文选择“人情礼支出”单一变量来衡量家庭社会互动；
考虑到家庭收入与其他控制变量的共线性问题，本文取人情礼支出占家庭收入比重作为变量sclinter的衡量指标。
参照陈永伟 等(2014)[8]、耿峰(2019)[21]，本文选取如下控制变量：
(1)家庭收入(incm)：对应CFPS“过去12个月总收入”这一问题的调查结果。
(2)不同教育阶段的家庭成员数量：对应CFPS“现在上哪个阶段”这一问题的调查结果，整理出家庭在每个教育阶段的成员数量，包括托儿所和幼儿园阶段(nur)、小学阶段(pri)、初中阶段(jun)、高中/中专/技校/职高阶段(sen)、大专、本科以及硕士博士阶段(col)。
(3)户主主要特征变量，包括户主的年龄(age)、学历(edbg)、婚姻状态(mar)、健康状态(hlth)、工作状态(emply)。
表1列示了本文涉及的所有变量及其衡量方式。
(三)模型设定
针对三个被解释变量，本文设定以下三个模型：
edui t=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t
(1)
ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t
(2)
edupcti t=β0+β1sclinteri t+β2controli t+ui+θt+εi t
(3)
其中式(1)采用probit模型，式(2)、(3)采用tobit模型。其中ui表示短期内不随时间变化的因素，如家庭成员禀赋、能力以及偏好等，θt表示时间趋势，εi t为随机误差项。为与其他变量进行数值匹配，校外教育支出金额(eduamt)和家庭收入(incm)进行了对数化处理。
(四)描述性统计
主要变量的描述性统计结果见表2。
表1 变量定义
表2 主要变量描述性统计
(一)回归结果与分析
分别对模型(1)、(2)、(3)进行回归，结果如表3所示。
表3 回归结果
根据表3第2列报告的对模型(1)的回归结果可知：(1)在控制了相关变量后，社会互动(sclinter)对家庭决策是否进行校外教育支出的影响系数为0.05，且在1%的水平上显著；
也就是说，社会互动对家庭决策是否进行校外教育支出具有显著的促进作用。(2)在控制变量中，对家庭教育支出有显著影响的变量有：家庭收入(incm)和家庭户主受教育程度(edbg)两项均在1%的水平上显著为正，说明家庭收入越高、家庭户主受教育程度越高，进行校外教育支出的可能性越大；
除大专/本科以及硕士博士阶段(col)外，每个教育阶段家庭成员数(nur、pri、jun、sen)都在1%的水平上显著为正，说明校外教育主要集中于初等教育和中等教育阶段；
家庭户主婚姻状态(mar)在10%的水平上显著为正，说明正常的婚姻状态对家庭校外教育支出有一定的促进作用。(3)其他变量的影响并不显著，其中尤其值得注意的是，户主的工作状态(emply)对家庭决策是否进行校外教育支出并无显著影响，在某种程度上证明了校外教育支出对城镇家庭而言是一种刚性支出预算。
根据表3第3列报告的对模型(2)的回归结果可知：(1)在控制了相关变量后，社会互动(sclinter)对家庭进行校外教育支出金额的影响系数为0.08，且在1%的水平上显著；
也就是说，社会互动越多，家庭校外教育支出的金额越大。(2)控制变量中对家庭教育支出有显著影响的变量大致同模型(1)，同样值得注意的是户主的工作状态(emply)对家庭校外教育支出金额并无显著影响，再次验证了校外教育支出对城镇家庭而言是一种刚性支出预算。另外，托儿所/幼儿园/学前班阶段(nur)系数高达0.73，且在1%的水平上显著，结合模型(1)结果，可知家庭对学龄前儿童的校外教育支出呈现两极分化特征，一旦家庭决策进行投资，往往投入力度可观。
根据表3第4列报告的对模型(3)的回归结果可知：(1)在控制了相关变量后，社会互动(sclinter)对家庭校外教育支出对家庭收入的占比的影响系数为0.20，且在1%的水平上显著；
也就是说，社会互动越多，家庭校外教育支出占家庭收入的比重越高。(2)控制变量中对家庭教育支出有显著影响的变量大致同模型(1)和(2)，略有不同的是大专/本科以及硕士博士阶段(col)的影响系数高达0.93，且在1%的水平上显著，这是因为工薪阶层家庭背景的大学生考研、考证、考公务员或出国留学考试等开支增加，而富家子弟缺乏参加这些考试的动机，此消彼长，导致这个阶段孩子数对家庭教育支出的绝对金额没有显著性影响，但对支出在家庭收入中的占比则影响显著。另外，三个模型中初中阶段(jun)孩子数的系数均最大，且在1%水平上显著，说明中考分流政策对家庭教育支出的巨大影响。
综合三个模型的实证结果，假设H1都得到了验证，即社会互动与城镇家庭校外教育支出呈显著正相关关系，家庭间的攀比效应确实存在。
(二)内生性检验
为克服由于样本自选择问题带来的可能估计偏差，本文利用倾向得分匹配法(PSM)，选取家庭收入、家庭中托儿所/幼儿园/学前班阶段成员数、小学阶段成员数、初中阶段成员数、高中/中专/技校/职高阶段成员数、大专/本科/硕士/博士阶段成员数、户主特征等，对样本进行1：1最邻近有放回的匹配，最终获得398对成功配对样本。利用新样本重新对回归模型(2)进行估计，结果如表4所示：社会互动(sclinter)对家庭校外教育支出金额的影响仍显著为正，与表3结果类似，说明在控制样本自选择带来的系统性差异后，社会互动与城镇家庭校外教育支出仍呈显著正相关关系，假设H1仍成立。
表4 内生性检验回归结果
(三)稳健性检验
为检验结论的稳健性，本文对自变量社会互动的度量指标进行更换，在关注线下互动的同时还考虑到线上社会互动，利用CFPS个人问卷中“使用互联网社交的频率有多高”“社交(使用互联网时)对您有多重要”两个问题获得的回馈，对户主的线上互动特征信息进行收集，然后利用迭代主因子法进行因子分析，与礼金支出占比变量合并成社会互动综合指标。
对礼金支出占收入比重、户主使用互联网社交频率、社交(使用互联网时)的重要性等3个变量进行KMO检验与巴特利特球形度检验，KMO值为0.64，大于0.6，巴特利特球形度检验显著性小于0.05，说明变量之间有显著的相关性，可以做因子分析。因子分析结果如表5所示。取特征值大于1的因子，选取前3个因子来衡量社会互动。
表5 因子分析特征值
为便于对回归系数进行分析及解释，对合成的综合指标进行线性变换，使其取值落在0与10之间，由于指标的相对大小未变，最终结论不会受到影响。社会互动综合指标的描述性统计结果见表6。
表6 线上线下社会互动综合指标
以新构造的社会互动综合指标替代原有指标sclinter对模型(2)进行重新回归，表7汇报了回归结果，表中显示各项结果与表3第3列的主回归结果差别不大。可见社会互动与城镇家庭校外教育支出呈显著正相关关系的结论具有稳健性。
表7 稳健性检验回归结果
如上所述，从理论上看，社会互动对家庭校外教育支出的影响途径大致有内生互动效应和外生互动效应两条，据此本文提出假设H2和H3，本节分别对之进行验证。
(一)内生互动效应
为验证社会互动是否通过提高家长对孩子教育的关心程度来影响家庭教育支出，本文构造家长关心孩子教育程度指标educare：在CFPS的调查问卷中，通过“希望孩子受教育程度”“如果需要，父母应当节衣缩食以支付子女的教育费用”“孩子的受教育程度对孩子未来成就有多重要”等三个问题的反馈，合成该综合指标。
在模型(2)中引入社会互动与上述关心指标的交叉项，构造模型(4)。
ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2sclinteri t*educarei t+β3Xi t+ui+θt+εi t
(4)
对模型(4)进行回归，表8汇报了回归结果：在控制了其他相关变量后，社会互动与关心指标交叉项的系数为0.02，且在10%水平下显著，说明社会互动通过提高家庭对孩子教育的关心程度，促进了家庭校外教育支出。假设H2得到验证。
表8 内生互动效应检验回归结果
(二)外生互动效应
为验证社会互动是否通过提高家庭未来收入预期来影响家庭教育支出，本文参考耿峰(2019)[21]做法，使用家庭人均收入数据测算社区层面的基尼系数gini，以之衡量家庭间的收入差距。
在模型(2)中引入社会互动与上述基尼系数的交叉项，构造模型(5)。
ln(eduamti t)=β0+β1sclinteri t+β2sclinteri t*ginii t+β3Xi t+ui+θt+εi t
(5)
对模型(5)进行回归，表9汇报了回归结果：在控制了其他相关变量后，社会互动与基尼系数交叉项的系数为0.02，且在10%水平下显著，说明社区间收入水平差距的扩大确实增强了社会互动对家庭校外教育支出的促进作用，从而证明了社会互动通过影响家庭未来收入预期的渠道促进了家庭校外教育支出。假设H3得到验证。
表9 外生互动效应检验回归结果
如上所述，家庭收入水平和所处的外部环境都可能对社会互动和校外教育支出间的关系产生重要影响，据此本文提出假设H4和H5，本节分别对之进行验证。
(一)家庭收入异质性
为验证家庭收入差异是否会影响社会互动和家庭校外教育支出的关系，本文以全样本的中位数为分界，将样本分为高收入家庭组和低收入家庭组，使用模型(2)进行分组回归，并采用邹检验进行了组间系数差异分析。引入0-1二值虚拟变量highincm，取1表示高收入家庭、取0表示低收入家庭，将该虚拟变量及其与社会互动的交叉项引入模型(2)构造模型(6)：
ln(eduamti t)=β0+β1highincmi t+β2highincmi t*sclinteri t+β3sclinteri t+β4Xi t+ui+θt+εi t
(6)
回归结果如表10所示：对高收入家庭组，社会互动(sclinter)系数为0.09，大于全样本系数0.08，且在1%的水平下显著；
对低收入家庭组，社会互动(sclinter)系数为0.03，小于全样本系数0.08，且在1%的水平下显著；
交叉项highincmi t*sclinteri t的系数在1%的水平下显著，说明高收入与低收入家庭社会互动组间系数差异较大。实证结果验证了H4，即家庭收入差异确实影响了社会互动和家庭校外教育支出的关系，相对低收入家庭，社会互动对高收入城镇家庭校外教育支出的影响更大。之所以如此，一个符合直觉的解释是：一方面，相互攀比的行为(内生互动效应)在高收入家庭间更为普遍，这些家庭也更有实力去对攀比的结果做出反馈，切实地增加孩子的校外教育支出；
另一方面，是家庭收入的相对差距而非绝对水平构成了外生互动效应的激励，一个归类为高收入组的家庭，在与更高收入家庭的攀比中产生的迎头赶上的动机，并不会弱于(甚至有可能强于)低收入家庭组与高收入家庭组的组间攀比。
表10 家庭收入异质性分析
(二)地区异质性
为验证家庭所在的地区差异是否会影响社会互动和家庭校外教育支出的关系，本文对东、中、西部家庭使用模型(2)进行分组回归，并采用邹检验进行了组间系数差异分析。引入0-1二值虚拟变量east，取1表示东部地区家庭、取0表示其他地区家庭，将该虚拟变量、及其与社会互动的交叉项引入模型(2)构造模型(7)：
ln(eduamti t)=β0+β1easti t+β2easti t*sclinteri t+β3sclinteri t+β4Xi t+ui+θt+εi t
(7)
回归结果如表11所示：对东部家庭，社会互动(sclinter)系数为0.10，大于全样本系数0.08，且在1%的水平下显著；
而对中部和西部家庭，社会互动(sclinter)系数均为0.07，小于全样本系数0.08，西部家庭甚至呈现结果不显著，这与假设H5的预期是相符的。然而模型(7)的交叉项easti t*sclinteri t系数并不显著，说明东部与中西部家庭的社会互动组间系数不存在显著差异，也即H5未能得到实证支持。之所以如此，一个符合直觉的解释是：相对于近在咫尺的社区家庭间的收入差异，远在千里之外的地区家庭收入差异对社区互动效应的影响是不明显的；
绝大多数家庭都更关注周遭的社群，攀比(内生互动效应)的主要对象固然是周遭耳目所及的其他家庭，因家庭收入不及他人而产生的通过增大孩子教育投入而迎头赶上的刺激(外生互动效应)，也主要来自现实生活中的日常接触对象；
对所处地区和其他地区客观上存在的差异，因主观的感性认知不多，并未形成明显的社会互动效应。
表11 家庭所在地区异质性分析
综合以上定量分析，有如下结论：
第一，社会互动与城镇家庭校外教育支出呈显著正相关关系，社会互动越多，家庭校外教育支出越大，家庭间在教育支出上的攀比效应是真实存在的。
第二，内生社会互动效应是存在的，即社会互动引致了家庭校外教育成果的相互攀比，从而正向作用于家庭校外教育支出。
第三，外生社会互动效应是存在的，即社会互动引致了家庭间的收入攀比，对较低收入家庭产生加大孩子教育投入、以提高家庭未来收入预期的激励，从而正向作用于家庭校外教育支出。
第四，相对低收入家庭，社会互动对高收入城镇家庭校外教育支出的影响更大，这可能是因为高收入家庭间的相互攀比行为更频繁，导致内生互动效应更显著；
收入相对差距产生的刺激作用更大，导致外生互动效应也更显著。
第五，地区差异性未能在统计上证明显著影响了家庭校外教育支出，这可能是因为地区差异对大多数家庭的主观感性认知刺激不大，从而难以形成有效的内生或外生社会互动效应。
针对以上结论，我们提出如下政策建议：
首先，合理引导社会风气，逐步缓释教育焦虑。在社会互动驱动下，城镇家庭在进行校外教育支出决策时往往基于人云亦云的所谓“时代潮流”，而非基于自身特点的真实教育成效，因此，教育需求存在先天的盲目性和过度需求倾向，在攀比效应驱动下演变成为教育焦虑。针对这种现象，官媒和其他宣传媒体应予以有导向性的纠偏，弘扬“各尽所能、按劳分配”“只有分工不同，没有地位高低”的社会主义价值观；
在现实的社会分配中也应充分贯彻共同富裕的基本原则，有效缩小社会贫富差距。唯有如此，才能釜底抽薪地缓释教育焦虑，真正从需求侧解决过度教育和盲目教育支出问题。值得一提的是，2021年7月开启的“双减”政策、以及国务院教育督导委员会规定的诸如“对各省‘双减’工作落实进度每半月通报一次”等较为严格的落实措施，试图以国家立规和监管的方式在较短的时间内扭转社会风气，尽管在发布之初遭遇了一定的舆论反弹，但从短期的角度看，不仅将有效降低义务教育阶段学生校外培训的负担，也将大幅降低城镇家庭校外教育支出的压力；
从中长期角度看，还将有望改善广大城镇家庭的教育焦虑，从而釜底抽薪地消除家庭校外教育的“内卷”驱动，堪称我国教育事业发展史中的一次重要变革。
其次，加强家校沟通互动，让学校参与到家庭的教育互动中，使社会互动对家庭校外教育支出更适度、更有针对性。如上所述，家庭校外教育支出之所以盲目增加，主要归因于家庭间的社会互动引发的攀比效应。如能加强家校互动，让家长们更了解孩子的学习情况和兴趣爱好状况，将使家长能够更适度、更有针对性地为孩子制定教育规划，从而平抑过度教育和盲目支出现象。譬如，学校可通过定期举行家长会的方式，及时向家长通报孩子的学习状况和存在的薄弱环节，以便家长可以有的放矢地设计孩子的校外教育；
又如，学校可通过举办兴趣班、开设学科介绍讲座等方式，帮助孩子们去发现自己的兴趣爱好乃至未来的学业和职业方向，并通过家校互动的渠道及时传递给家长，从而使家长能够根据因材施教、扬长避短的原则去进行更适当的校外教育规划。
再次，推动学校教育发展，提升学校教育质量，削弱家庭间攀比效应的基础。学校教育是每个家庭都可以参与的，是教育公平的基础；
学校教育得到了发展，孩子们的校外时间少了，家长们“别人家孩子在学习而我家孩子在玩耍”的焦虑就能得到缓解，家庭社会互动导致的攀比效应也就会相应得到抑制。过往一段时期，以“为孩子减负”为出发点的学校教育改革，在取得一定成效的同时，在客观上也产生了诸如将原本属于学校教育的领域和时间段拱手让给校外教育市场和资本、从而弱化学校教育地位和作用、加剧城镇家庭间乃至城乡间教育不平等等一系列问题。今后应考虑逐步加大学校教育支持力度，充分发挥学校教育在师资、场地、器材和规范性等各方面的固有优势，以更公平、更规范的学校教育去逐渐夺回一部分原先出让给校外教育的领域，从而切实提升我国教育成效和教育公平。2021年来部分地区推行的延迟放学制度和课后兴趣班制度就是一个值得关注和推广的方式。
