一.   阶层与家庭教养：社会学的理论命题

家庭教养是教育学、心理学与社会学的交叉研究议题，但各个学科的侧重点有所不同：教育学主要研究家庭教养的方式及其实施，心理学主要研究家庭教养对儿童人格发展和社会化过程的影响，社会学主要研究家庭教养的阶级或阶层差异。^①更准确地说，社会学在理论上关心的是家庭教养作为阶级或阶层再生产的一种微观或过程机制，因而关注不同阶级或阶层的父母在教养子女的理念、方式、行为等方面是否存在系统化的区别。

较早的文献一般追溯至20世纪60年代前后美国学者科恩的系列研究。^②科恩的调查显示，不同阶级由于所面对的工作环境与工作条件不同，导致在子女教养上的价值观与行为方式也不同。具体来说，中产阶层从事工作的复杂性和工作要求的多样性使他们将工作中形成的自我引导与自我约束人格传递给孩子，从而使儿童倾向于独立自主的价值观；劳工阶层的父母因从事重复单一的工作会形成服从外在权威的人格，从而使劳动家庭的孩子也倾向于服从性人格。无独有偶，差不多在同一时期，英国学者伯恩斯坦^③对不同家庭背景儿童语言模式的研究也耐人寻味：在与孩子沟通的过程中，工人家庭的父母多使用“限制性”的语言编码，以命令式语句为主，语言少而简单，倾向于直接采取奖惩行为而非语言解释；而中产家庭儿童所接受的语言是“精致型”编码，以抽象而有逻辑、沟通解释的语句为主，句式多、词汇量大，从而培养出更适应学校环境的学生，造成不同阶层儿童在校起点的明显差别。

这些教养方式研究具有浓厚的微观、定性和文化取向色彩。正因为如此，70年代后，随着社会分层研究领域中结构学派的兴起，它们逐步淡出社会学视野。^④使其复兴的是法国社会学家布迪厄，尤其是他的文化资本理论。布迪厄提出，现代社会是由不同场域交叉渗透而成的社会空间，个体运用各种资本争夺自己在社会空间中的有利位置，相同的位置带来相似的（外在）生存条件、形塑相似的（内在）惯习，而具有这些相似性的一群个体就成为阶级。^⑤他进一步提出经济、社会、文化、符号四种资本，其中文化资本又包括制度化（institutionalized）、实物化（objectified）与身体化（embodied）三种形态：制度化形态如学历、资格等，是文化资本的基本属性；实物化形态如书籍、服饰等，是必须用经济资本获得、可累积的文化产品；身体化形态如谈吐、仪态等，以思想和行为内化统一的持久形式存在。^⑥他认为，文化资本的阶级传递更为困难和隐秘，而一旦获得，发挥阶级壁垒的作用也更加牢固。^⑦显然，这些论述非常契合早期家庭教养研究的理论旨趣和研究特质，虽然其应用场景远不限于家庭教养。

正是受到布迪厄的启发，拉鲁开始使用文化资本、惯习等概念或理论，重新对美国社会在家庭教养上的阶级差异进行定性研究。她首先考察了家庭—学校关系中的社会阶级差异，发现中产阶级父母比工人阶级父母在管理子女的行为方式上更能反映出学校的要求，从而使他们的孩子拥有更多的教育优势。^⑧此后，经过多年的积淀，她出版了《不平等的童年》，在美国乃至国际社会学界产生广泛影响。在该书中，通过参与式观察里士满地区的12个家庭，拉鲁总结出两个阶级所采取的两种截然不同的教养方式：中产阶级家庭是“协作培养”（concerted cultivation），即尊重、倾听、支持与鼓励，理性沟通，积极参与学校事务，且严格安排孩子的时间，直接参与孩子的自我认知和社会化；工人阶级家庭则是“自然成长”（accomplishment of natural growth），在亲子沟通中多采取命令语气，较少参与亲子活动和家校互动，不干预儿童生活，让孩子自由发展。^⑨拉鲁进一步认为，协作培养对儿童发展有积极影响，进而巩固了阶层地位的代际再生产。^⑩

拉鲁之后，学者们又在美国之外的社会情境下开展定性研究，继续探讨家庭教养的阶级或阶层区别。例如，惠勒在英国西北部一个小城市开展的案例研究就将中产家庭的教育模式描述为协同培养（concerted cultivation），而将下层阶层的育儿模式描述为基本帮助（essential assistance），即只保持家庭的基本参与。^⑪对利兹市34个家庭的访谈研究也发现了阶层分化，尽管都承认教育的重要性，但中产家庭对孩子的教育和未来有更清晰的战略定位和发展规划，而工薪家庭只保持了有限的效能感。^⑫许殷宏、朱俐寰研究了中国台湾的家庭个案，发现中产阶级家庭倾向于协作培养模式，劳动阶级家庭则为自由成长模式^⑬。吴莹、张艳宁研究了中国大陆中产阶级和农民工阶层的家庭教育观念，观察到了“玩耍”中的阶层区隔^⑭。所有这些后续研究，都仍然是在“拉鲁框架”下的展开。

二.   教养行为与教养方式：社会科学的定量检验

然而，定性研究或根据定性研究发展出的理论，在方法论上不可避免地带有小样本和外部性的问题。人们总是会质疑，基于特定地区和特定案例所得出的研究结论，究竟是否具有普遍性？

对于这个问题，拉鲁本人都不回避。在专著出版后，她就与一些定量研究者合作，对具有全国代表性的调查数据进行分析，并于专著再版时将这些结果收录其中以证实其民族志发现。^⑮其实在她之前，就有学者对科恩的理论命题进行定量检验。^⑯当教养方式研究淡出社会学转而在其他学科发展的时候，西方的教育学或心理学研究者也开始定量分析父母的教育、职业或社会经济地位对他们教养子女方式的影响。^⑰

这些跨学科的定量研究数目繁多、不胜枚举，综合来看都验证或支持了教养方式存在阶层差异这个理论命题。^⑱但长期以来，它们都没有很好地回应一个关键问题：如何测量教养方式？要深入探讨这个问题，需要回到早在20世纪三四十年代就开始相关实证研究的发展心理学。

西方心理学家在研究家庭教养方式对儿童社会化的影响时，采取了两种不同的研究取向：一种取向注重具体的教养行为，探讨父母某一行为维度的影响；另一种取向则将家庭教养方式类型化，探讨父母整个行为模式的影响。^⑲最早的研究是第一种取向，例如西蒙兹分别用接受（拒绝）和支配（服从）两个维度来区分教养行为^⑳，由于这两个维度分别指向情感和控制，众多心理学家继而研究情感和控制对儿童心理行为的影响。60年代中期，鲍姆林德通过总结前人的研究提出教养方式的三种类型：权威型（authoritative）、专制型（authoritarian）、宽容型（permissive）^㉑，从而开启了第二种取向的研究。迈克比和马丁认为鲍姆林德提出的教养方式包括回应和要求两个维度，将这两个维度交叉得到四种类型：权威型（高回应、高要求）、专制型（低回应、高要求）、民主型（高回应、低要求）、放任型（低回应、低要求）^㉒，并得到了鲍姆林德的认可^㉓。这个教养方式四分法一经诞生便在心理学界得到广泛关注和应用，后续大量研究表明，权威型教养方式最有利于儿童的心理社会发展和学业成绩表现，它的好处不受种族、文化、家庭结构、社会经济地位的影响，因而是一种最佳的教养方式。^㉔再后来，一些研究者又不满足于这个笼统的结论，想弄清究竟是高回应还是高要求使得权威型教养方式在发挥作用，于是转而考察教养方式每个维度的效应，^㉕这便又回到了第一种取向。

心理学对教养方式的研究貌似出现了一个轮回，但其实表明，两种取向都有其合理性。达林和斯坦伯格将这两种取向分别称为教养行为（parenting practice）和教养方式（parenting style），认为它们共同影响了儿童发展^㉖。他们认为，两者的区别可见于几点：首先，教养行为是由具体目标导向或定义的（goal directed/defined），例如，如果家长的目标是追求学业成就，那么相应的教养行为就包括督促孩子做作业、参加家校活动、关心孩子成绩等，而教养方式则是跨领域或情境的（across domains/situations），是对待孩子态度或行为的一种整体模式；其次，尽管教养方式可以部分地通过教养行为表达出来（因为孩子可以从家长的行为中感受到家长的态度），但教养方式并非教养行为的简单延伸，而是一个完全不同的概念；再次，同一种教养方式可能有不同的教养行为，例如，一位权威型家长可能要求孩子在从事其他活动之前必须先完成作业，而另一位权威型家长可能要求孩子在完成作业之前必须先进行户外运动；最后，教养行为对儿童发展的影响是直接的，而教养方式对儿童发展的影响是间接的，它可能会调节或改变某种具体教养行为对儿童的影响效果，也可能会影响儿童对教养或社会化过程的接受程度。因此，教养行为更为具体（particular），而教养方式更为全局（global），后者的间接和复杂影响应该被理解为家庭教养的一种氛围或情境（context）。

遗憾的是，纵观从心理学到社会学的定量研究，大多测量的是教养行为而非教养方式。然而，从上文介绍的社会学理论旨趣尤其是“拉鲁框架”来看，我们关心的阶级或阶层差异，并非只是某个或某些具体的教养行为，而是整体性的教养方式。拉鲁在书中用一个表格概括了两种教养方式的系统化区别，包括亲子互动、家校互动和课外生活组织三个维度。她强调的是，这些维度下的各种教养行为在逻辑上聚合成两种截然不同的教养方式。但她与合作者的定量检验，其实只分析了阶级与儿童时间使用（尤其是有组织的活动）之间的关系，而并未直接考察阶级与教养方式类型之间的关系。^㉗近十年来，有一些学者试图直接测量并定量检验拉鲁的教养方式理论，^㉘但仔细看他们的测量，却都是用因子分析得出“协作培养”的连续得分，而并非构建一个“协作培养vs.自然成长”的二元分类。例如，钱德尔和阿玛托就承认，“协作培养”其实很难测量，他们的方法也没有测量与“协作培养”相对的“自然成长”，而只是假定在“协作培养”因子上得分较低就会倾向于“自然成长”^㉙，但显然这只是一个假定而已。

这个问题在国内社会学者关于教养方式的定量研究中被延续了下来，甚至带来结论性的争议。洪岩璧、赵延东从布迪厄出发，探讨中国城市家庭教育模式的阶层分化，发现中产阶级与底层阶级在教养理念上并无差异^㉚。在概念上，他们使用了权威型、专制型、放任型的类型化表述，但在测量上，却分别用三道题目来测量这三种倾向的得分。田丰、静永超从拉鲁出发，测量了亲子关系和能力培养这两个教养维度的得分，发现上海的中产阶层和工人阶层存在显著差异。^㉛孰是孰非？正如田丰所说，测量差异是关键^㉜，因为他们测量的是教养行为的不同侧面，只选取其中一个至两个维度，即使在某一个维度上测量也不一致。仔细审视还会发现，洪岩璧、赵延东并未按鲍姆林德的方式测量回应和要求两个维度，田丰、静永超的三个维度（养育观、亲子关系、能力培养）也偏离了拉鲁的三个维度（亲子互动方式、家校互动方式、课外生活组织方式），在测量工具上都显得过于随意。另外，田丰、静永超虽然就养育观提出中产阶层比工人阶层更可能是权威型家长的假设，但由于“资料所限”并没有检验，从而缺乏关于教养方式阶层差异的直接证据。^㉝

其他一些学者在研究家庭地位如何影响子女表现时，也考察了家庭教养所扮演的中介作用，但像上述两项研究一样，也“各取所需”地使用某个或某几个维度的连续测量，例如教育期望和亲子交流^㉞、教育参与^㉟等。黄超的研究是个例外，他基于沟通和要求两个维度量表，识别出教养方式的四个类别，得出教养方式存在阶层差异的结论。^㊱但是，囿于二手数据，他的维度定义和量表题器与鲍姆林德所代表的心理学范式传统仍然有所出入。朱美静、刘精明虽然基于父母关爱和订立规矩两个维度量表，根据得分相对高低划分出鲍姆林德式的四类教养方式，但只研究了教养方式对儿童学业能力的影响^㊲。类似地，国内教育心理学的定量研究也大多关注的是家庭教养的影响后果而非阶层差异，并且也大多使用的是教养行为而非教养方式测量。^㊳

三.   研究设计、数据与测量

如上所述，已有研究过多测量的是具体的教养行为而非全局的教养方式，不利于考察阶层在家庭教养上的整体差异。因此，本研究旨在重新回答：中国城市家庭的教养方式是否存在阶层区别？将研究对象限定为城市家庭，既是由于城乡之间可能存在较大差异，^㊴也是为了与之前的两项争议性研究展开对话。

由于拉鲁的“协作培养vs. 自然成长”两分法测量涉及维度复杂、尚未达成一致，鲍姆林德的权威型、专制型、民主型、放任型四分法在心理学中已有长期研究基础，所以本研究选择用后者来测量教养方式。但需要指出的是，心理学对教养方式的定义比较明确，是指父母在抚养、教育子女的活动中所具有的相对稳定的行为方式，大致对应拉鲁定义教养方式时所使用的三个维度中的亲子互动方式。因此，使用心理学家鲍姆林德的四分法测量也能在某种程度上反映社会学家拉鲁的两分法。更重要的是，心理学和社会学的研究已分别表明，权威型和协作培养这两种教养方式都比它们所对应的其他教养方式更有利于儿童的心理社会发展和学业成绩表现，^㊵说明这两种分类法就反映教养方式的效果而言也大致可以“互换”。

具体来说，我们使用王红宇根据前人研究和她自己对北京、珠海两地家长的深入访谈所开发的量表工具^㊶。2015年，上海社会科学院社会学所开展的“上海家庭教育调查”（下文简称SASS）使用了这个量表。该调查访问了上海市4个行政区24所学校（每个区随机抽取2所幼儿园、2所小学和2所初中），每所学校随机抽取100名学生家长填答问卷。^㊷出于研究考虑，将样本限定为小学和初中学生，在实际回收的1361份问卷中，有效样本为1176人，剔除本研究所使用的变量缺失值后，最终有效样本为1105人。^㊸表1的探索性因子分析表明，该量表的16个题项确实分别测量了教养方式的两个维度：回应和要求，两个公因子的特征根都大于1，累计的方差解释百分比达到52%。遵循传统，根据这两个维度的得分相对高低（以平均值为界），就得到鲍姆林德式的四分类教养方式测量。

表 1

表 1  SASS上海教养方式量表的因子分析结果

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	因子1（回应维度）	因子2（要求维度）
特征根	5.23	3.03
方差解释百分比	32.69	18.95
因子载荷
1. 告诉孩子您的决定是不容置疑的	−0.019	0.652
2. 总体来说，对孩子很严格	0.088	0.666
3. 当孩子有过失时，会惩罚他（她）	−0.013	0.654
4. 会给孩子定规矩	0.256	0.603
5. 在未经孩子同意的情况下，会翻他（她）的东西	−0.186	0.543
6. 通常都是由您决定什么孩子可以做，什么孩子不可以做	0.013	0.689
7. 会强制孩子做一些事	−0.085	0.731
8. 在孩子与您讨论事情时，会尊重孩子的看法	0.726	−0.160
9. 孩子能通过您的言谈、表情感受到您很喜欢他（她）	0.717	−0.001
10. 如果给孩子定规矩，会向孩子解释您的出发点及目的	0.711	0.137
11. 当孩子做得好的时候，会表扬他（她）	0.726	0.055
12. 对孩子在学校里发生的事或参加的活动很感兴趣	0.720	0.073
13. 鼓励孩子对您诚实坦白，说出内心的感受	0.805	0.052
14. 孩子遇到困难时，会对其作出分析并提供一定的帮助	0.801	0.018
15. 认为定规矩的过程中，孩子有发言权	0.745	−0.115
16. 鼓励孩子有自己的观点和想法	0.823	−0.018

但是，上述测量对回应和要求得分高低的划分在某种程度上其实是主观的。因此，我们又根据受访者在16个题项上的得分，直接采用聚类分析来对受访者进行类型划分。使用K均值聚类法，依次指定1—10个聚类，计算相应的组内平方和、η²和PRE等指标并画出碎石图，在曲线中通过转折点或扭结点来判断最优聚类数，得知将受访者分为三类是最优的。这三类人群在16个题项上的得分均值见图1，其中，1类人群在要求维度题项上的得分较低，但在回应维度题项上的得分较高，属于民主型；3类人群在要求和回应维度题项上的得分都较高，属于权威型；2类人群在两个维度题项上的得分相差不大（均在2—3分之间），作为参照组。这样，就得到一个三分类的教养方式测量。

图 1

图 1  SASS上海教养方式的三个聚类

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我们在调查中还沿用了洪岩璧、赵延东的测量以作比较。同意“孩子上完课做完作业后，再想干什么是他自己的事，家长不用管”的程度视为放任型倾向，同意“和孩子有关的事情，无论大小都要先和孩子商量一下”的程度视为权威型倾向，同意“孩子顶撞老师绝对不能容忍”的程度视为专制型倾向，从而生成三个定序变量，每个变量的编码为1—4，依次表示不同意、不太同意、比较同意、完全同意。

本研究还将使用中国人民大学中国调查与数据中心收集的“中国教育追踪调查”2015年数据（下文简称CEPS），以得到对全国城市具有代表意义的结论。CEPS调查在全国范围内随机抽取了28个县级单位（县、区、市）、112所学校（初中）、438个班级，抽到的班级全部入样。2015年对所抽到的样本进行追踪调查，对重要变量进行限定后，最终获得有效的全国城市样本3922人，其中上海子样本644人。CEPS有一道题目：“当家长和孩子意见不一致时，通常都是如何解决的？”选项分为（1）大多顺着孩子，（2）说服孩子接受您的意见，（3）强迫孩子接受您的意见，（4）讨论后看谁有道理就听谁的意见，（5）不了了之。我们将（1）和（5）视为放任型，将（2）视为权威型，将（3）视为专制型，将（4）视为民主型，得到一个鲍姆林德式的四分类教养方式测量。CEPS虽然在测量上过于简单，但可以将它尤其是它的上海子样本与SASS比对。我们预期，虽然这两个数据在教养方式的测量上有所不同，但如果教养方式的阶层差异确实存在的话，不论是全国数据还是上海数据，分析结果应该是相似的。

国内相关研究的另一个缺点，是对阶层变量的操作化没有统一和细致的讨论。洪岩璧、赵延东在控制收入和教育后，将职业作为阶层分类的依据纳入教养方式模型，数据分析的结果显示职业并没有显著意义，由此得出教养方式并不存在阶层差异的结论。但问题是，模型中教育的显著影响被忽视了，而教育和收入也是阶层划分的常用指标。更重要的是，职业、教育、经济水平对家庭教养方式所带来的影响具有各自独立的逻辑^㊻：不同职业的父母在工作中所接触的职业规范会使他们不自觉地传递给孩子，工作类型、工作压力和工作自主程度同样会影响父母的精力和热情进而影响他们的育儿策略；高教育水平的父母更注重亲子陪伴与沟通，关心互动技巧和孩子的学业成就；高经济水平家庭可以为孩子提供足够的经济资源、适当的照顾和充分的教育机会。但黄超的研究，又直接把职业、教育和党员身份、自评家庭经济地位合并成一个阶层变量。^㊼鉴于此，本研究将分别使用三个测量指标来反映阶层地位，以检验结果的稳健性。（1）职业阶层，综合借鉴洪岩璧、赵延东和田丰、静永超^㊾的分类，直接比较工人阶层和中产阶层，但把不工作人群单列一类（因为他们的内部异质性较大，有被动失业者，也有“全职妈妈”等主动不就业者）。在SASS数据中，工人阶层包括农民、工人、进城务工人员、商业或服务业员工、个体工商户，中产阶层包括办事人员、专业技术人员、管理人员和私营企业主。在CEPS数据中，工人阶层包括初级劳动者、农民/牧民/渔民、普通工人、技术工人、个体工商户、商业与服务业人员，中产阶层包括一般职工/办事人员、专业技术人员、管理人员和私营企业主。^㊿（2）大学教育，为二分变量。（3）综合地位，用职业阶层、教育年限和个人收入三个变量的因子分析预测得分并转换为0-100的数值来反映。

本研究的控制变量包括儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、家长性别、家长户口、家庭类型等。其中，儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、家长性别、家庭类型均为二分变量，1分别代表男孩、城镇户口、独生子女、男性、父母加子女的核心家庭。家长户口在SASS数据中为分类变量，包括外地人、上海人、新上海人，将后两者合并为上海户口；在CEPS数据中为二分变量，1表示城镇户口。另外，对SASS数据还控制了儿童的学龄段。

四.   分析结果

表2比较了各数据使用不同测量方法得到的教养方式分布的异同。CEPS使用的是简单的分类测量，全国样本和上海样本的分布基本相同，都是放任型和专制型占比最低，民主型占比最高（60%左右），权 威型占比居中（接近30%）；区别仅在于，上海的民主型和权威型占比略高于全国，说明上海家长教养方式的现代化程度要高于全国平均水平。⁽⁵¹⁾SASS上海数据使用了不同的测量方法，得到的结果不太相同。基于量表的鲍姆林德式四分类测量与CEPS上海的结果十分接近，民主型占比63.53%，权威型占比28.24%，放任型和专制型占比最低，说明CEPS的简单分类测量具有一定的合理性。但是，同样基于量表工具，聚类测量的结果则是，民主型占37.83%，权威型占42.08%，其他类型占20.09%。沿用洪岩璧、赵延东的定序测量，根据“完全同意”的比例，得到权威型倾向占53.39%，专制型倾向占53.85%，放任型倾向占11.76%，这与他们的全国数据结果相当接近，但与本表中的其他数据结果不具有可比性。

表 2

表 2  教养方式在不同数据和不同测量方法下的分布

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	放任	专制	民主	权威	合计百分比
CEPS全国（简单分类测量）	7.96	6.12	58.77	27.15	100
CEPS上海（简单分类测量）	5.90	3.57	62.27	28.26	100
SASS上海
量表分类测量	6.24	1.99	63.53	28.24	100
量表聚类测量	20.09		37.83	42.08	100
定序测量	11.76	53.85	−	53.39	−
注：与其他测量不同，定序测量报告的是每个定序变量中“完全同意”的比例。

表3是对CEPS数据的多元逻辑斯蒂回归分析，上栏是全国样本，下栏是上海样本。就全国样本而言，模型1显示，与工人阶层相比，中产阶层采用民主型而非放任型教养方式的几率显著更高，为1.38倍（e^0.322=1.38）；模型2控制了大学教育变量后，职业阶层变量的显著性消失，但大学教育变量却是显著的，上过大学的父母采用民主型而非放任型教养方式的几率是没上过大学父母的1.77倍（e^0.572=1.77），他们采用权威型而非放任型教养方式的几率也达到了1.69倍（e^0.524=1.69）；模型3使用综合地位变量仍然发现，社会经济地位更高的家庭采用民主型或权威型而非放任型的几率显著更高。就上海样本而言，模型1的结果基本相似，职业阶层之间甚至在“权威型vs.放任型”和“专制型vs.放任型”的对比中都具有边缘显著性；模型2的结果有所不同，同时放入职业阶层和大学教育后，两个变量都不显著；但模型3使用综合地位变量的结果又恢复一致，社会经济地位越高的家庭越可能采用民主型或权威型（甚至专制型）而非放任型的教养方式。总之，CEPS数据的全国和上海样本都显示，阶层之间在教养方式上存在差异。

表4—6是对SASS数据的回归分析结果，根据教养方式不同的测量方法估计了不同的模型。表4报告了基于定序测量的定序逻辑斯蒂回归模型结果。在放任型倾向上，阶层之间不存在差异，不管是职业阶层、大学教育还是综合地位变量，都不具有统计显著性；在专制型倾向上，阶层之间存在与理论预期一致的差异（如果将专制型教养方式视为一种“不好”的教养方式），不管是职业阶层、大学教育还是综合地位变量，都呈现出阶层越高专制型倾向越低的模式（三个变量的系数均为负向显著）；在权威型倾向上，阶层之间的差异却与理论预期相反（如果将权威型教养方式视为一种“好”的教养方式），不管是职业阶层、大学教育还是综合地位变量，大多呈现出阶层越高权威型倾向越低的迹象（三个变量的系数均为负，但不显著）。阶层差异在三个因变量上出现三种不同的模式，说明洪岩璧、赵延东的定序测量方法确实存在问题。

表5报告了基于四分类测量的多元逻辑斯蒂回归模型结果。由于放任型和专制型的比例小、样本少，将它们合并为一类作为参照组。模型1显示，中产阶层比工人阶层采用民主型或权威型而非其他类型教养方式的几率更高（系数0.491边缘显著，系数0.664显著）；模型2同时控制职业阶层和大学教育变量后，前者的差异消失，但后者的差异存在（系数1.474和1.493统计显著）；在模型3中，家庭综合地位越高，越有可能采用民主型或权威型而非其他类型的教养方式（系数0.233和0.243统计显著）。表5对SASS数据与表3对CEPS数据的分析结果基本一致，阶层之间在教养方式上存在差异。

表 3

表 3  CEPS全国与上海的多元逻辑斯蒂回归结果（简单分类测量）

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	模型1				模型2				模型3
	专制型vs.放任型	民主型vs.放任型	权威型vs.放任型		专制型vs.放任型	民主型vs.放任型	权威型vs.放任型		专制型vs.放任型	民主型vs.放任型	权威型vs.放任型
全国样本
职业阶层
中产	0.186	0.322*	0.219		0.094	0.160	0.074
	（0.212）	（0.152）	（0.161）		（0.227）	（0.160）	（0.171）
不工作	−0.350	−0.212	−0.195		−0.364	−0.243	−0.222
	（0.334）	（0.216）	（0.232）		（0.334）	（0.216）	（0.232）
大学教育					0.360	0.572*	0.524*
					（0.303）	（0.223）	（0.234）
综合地位									0.046	0.081***	0.061*
									（0.034）	（0.024）	（0.026）
控制变量	是	是	是		是	是	是		是	是	是
N	3922	3922	3922		3922	3922	3922		3922	3922	3922
上海样本
职业阶层
中产	1.063+	0.858*	0.716+		0.982	0.666	0.461
	（0.612）	（0.406）	（0.423）		（0.635）	（0.416）	（0.437）
不工作	−0.507	−0.142	−0.393		−0.581	−0.239	−0.512
	（0.969）	（0.550）	（0.598）		（0.971）	（0.554）	（0.602）
大学教育					0.532	0.932	1.138+
					（0.872）	（0.641）	（0.655）
综合地位									0.206*	0.187**	0.185*
									（0.098）	（0.072）	（0.074）
控制变量	是	是	是		是	是	是		是	是	是
N	644	644	644		644	644	644		644	644	644
注：控制变量包括儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、家长性别、家长户口、家庭类型等。表中报告的是非标准化回归系数，括号中的数字是标准误。*** p<0.001，** p<0.01，* p<0.05，+ p<0.1

表 4

表 4  SASS上海的定序逻辑斯蒂回归结果（定序测量）

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	放任				专制				权威
	模型1	模型2	模型3		模型1	模型2	模型3		模型1	模型2	模型3
职业阶层
中产	0.087	0.107			−0.520***	−0.356*			−0.076	0.008
	（0.135）	（0.145）			（0.137）	（0.148）			（0.137）	（0.148）
不工作	0.036	0.039			−0.146	−0.118			−0.019	−0.008
	（0.169）	（0.169）			（0.173）	（0.173）			（0.173）	（0.173）
大学教育		−0.056				−0.449**				−0.243
		（0.153）				（0.149）				（0.156）
综合地位			0.000				−0.113***				−0.028
			（0.020）				（0.020）				（0.021）
控制变量	是	是	是		是	是	是		是	是	是
N	1105	1105	1105		1105	1105	1105		1105	1105	1105
注：控制变量包括儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、儿童学龄段、家长性别、家长户口、家庭类型等。表中报告的是非标准化回归系数，括号中的数字是标准误。*** p<0.001，** p<0.01，* p<0.05，+ p<0.1

表 5

表 5  SASS上海的多元逻辑斯蒂回归结果（量表分类测量）

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	模型1			模型2			模型3
	民主型vs.其他	权威型vs.其他		民主型vs.其他	权威型vs.其他		民主型vs.其他	权威型vs.其他
职业阶层
中产	0.491+	0.664*		0.174	0.342
	（0.262）	（0.284）		（0.270）	（0.294）
不工作	0.191	0.286		0.159	0.253
	（0.311）	（0.337）		（0.312）	（0.338）
大学教育				1.474**	1.493**
				（0.489）	（0.504）
综合地位							0.233***	0.243***
							（0.056）	（0.058）
控制变量	是	是		是	是		是	是
N	1105	1105		1105	1105		1105	1105
注：因变量为四分类，但由于放任型和专制型的比例小、样本少，将它们合并为“其他”作为参照组。控制变量包括儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、儿童学龄段、家长性别、家长户口、家庭类型等。表中报告的是非标准化回归系数，括号中的数字是标准误。*** p<0.001，** p<0.01，* p<0.05，+ p<0.1

表 6

表 6  SASS上海的多元逻辑斯蒂回归结果（量表聚类测量）

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	模型1			模型2			模型3
	民主型vs.其他	权威型vs.其他		民主型vs.其他	权威型vs.其他		民主型vs.其他	权威型vs.其他
职业阶层
中产	0.450*	0.651***		0.191	0.354+
	（0.192）	（0.194）		（0.204）	（0.205）
不工作	0.452+	0.283		0.423+	0.248
	（0.237）	（0.244）		（0.238）	（0.245）
大学教育				0.942***	1.047***
				（0.268）	（0.268）
综合地位							0.166***	0.206***
							（0.035）	（0.035）
控制变量	是	是		是	是		是	是
N	1105	1105		1105	1105		1105	1105
注：因变量为三分类。控制变量包括儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、儿童学龄段、家长性别、家长户口、家庭类型等。表中报告的是非标准化回归系数，括号中的数字是标准误。*** p<0.001，** p<0.01，* p<0.05，+ p<0.1

表6报告了基于三分类测量的多元逻辑斯蒂回归模型结果，与表5相比，它呈现出的教养方式的阶层差异更为稳健。在模型1中，中产阶层比工人阶层采用民主型或权威型而非其他类型教养方式的几率均显著更高（系数0.450和0.651统计显著）；在模型2中，测量阶层的两个指标同时具有一定的独立作用，中产阶层采用权威型而非其他类型教养方式的几率更高（系数0.354边缘显著），高教育阶层采用民主型或权威型而非其他类型教养方式的几率也更高（系数0.942和1.047统计显著）；在模型3中，家庭综合地位越高，也越有可能采用民主型或权威型而非其他类型的教养方式（系数0.166和0.206统计显著）。

其实，我们还比较了阶层之间在“权威型vs.民主型”教养方式上的差异，但发现并不显著，所以没有在表5和表6中展示。这说明，中国城市不同阶层家庭在教养方式上的主要区别在于“权威型/民主型vs.专制型/放任型”。权威型和民主型的共同特点是高回应，专制型和放任型的共同特点是低回应，因此，教养方式的阶层差异或许主要在于回应维度而非要求维度。以这两个维度得分为因变量的补充分析显示（见表7），阶层之间的显著差异确实在回应维度上更稳健，职业、教育和综合地位分层变量均显示出阶层越高的父母对子女回应得更多。在要求维度上，阶层之间的差异取决于具体的分层指标，虽然职业、教育变量不显著，但综合地位变量却显著。

表 7

表 7  SASS上海的回应—要求维度回归结果

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	回应				要求
	模型1	模型2	模型3		模型1	模型2	模型3
职业阶层
中产	0.089**	0.031			0.038	0.024
	（0.033）	（0.035）			（0.037）	（0.040）
不工作	0.049	0.041			−0.034	−0.036
	（0.041）	（0.041）			（0.046）	（0.046）
大学教育		0.166***				0.043
		（0.038）				（0.042）
综合地位			0.032***				0.012*
			（0.005）				（0.006）
控制变量	是	是	是		是	是	是
N	1105	1105	1105		1105	1105	1105
注：因变量为因子得分。控制变量包括儿童性别、儿童户口、儿童独生情况、儿童学龄段、家长性别、家长户口、家庭类型等。表中报告的是非标准化回归系数，括号中的数字是标准误。*** p<0.001，** p<0.01，* p<0.05，+ p<0.1

五.   结论与讨论

近年来，随着家庭教养话题的逐渐升温，中国社会学者开始回答西方社会学长期关注的一个经典理论问题：家庭教养是否存在阶层区别？但是，由于测量具体教养行为时的随意和差异，定量研究出现了结论性的争议。鉴于此，本研究按照心理学中已有长期研究基础的鲍姆林德式分类法，转向测量整体的教养方式。同时，使用职业、教育和综合地位作为三重指标，重新检验阶层之间在教养方式上究竟是否存在显著区别。在研究设计上，我们还刻意使用了上海和全国两项数据，并对比了不同的测量方式。

本文发现，不论是全国样本还是上海样本，尽管对教养方式的测量不尽相同，但教养方式确实存在阶层之间的差异，社会地位越高的家庭越可能采取权威型或民主型教养方式，而非专制型或放任型教养方式。虽然总体结论尤其是以综合地位为分层指标的结论如此，但我们也注意到，当控制教育分层变量时，职业分层变量有时会变得不显著。类似地，钱德尔和阿玛托对美国的研究也发现教育的影响效应远大于职业⁽⁵⁴⁾。他们的解释是，教育反映的是文化资源，职业反映的是经济资源，因此这印证了拉鲁对文化作用大于经济作用的判断。但是，科恩和伯恩斯坦在率先提出职业阶级差异这个命题时，论述的其实是价值观、人格类型、语言方式等文化涵义，而并非经济涵义。因此，对职业作用为何较弱还需要有更深入的解释。或许，对中国城市家庭而言，一个可能的解释是，由于社会结构变化太快、代内职业流动剧烈，各个职业阶层尚未形成如科恩和伯恩斯坦所说的那种稳定文化差异，从而导致职业变量的效应在引入文化涵义更强的教育变量后式微。

由于权威型和民主型的共同特点是高回应，而专制型和放任型的共同特点是低回应，因此，阶层之间在教养方式上的主要区别在于父母回应子女心理或社会需求的高低。补充分析发现，阶层之间的显著差异确实在回应维度上更稳健，高职业阶层、高教育阶层、高综合地位家庭都倾向于高回应的沟通方式，但在要求维度上也有所表现，即高综合地位家庭也对子女有更高的要求。这一发现和结论与黄超⁽⁵⁵⁾的研究大体一致也有所出入，他发现阶层差异主要表现为沟通频率的差异而非要求程度的差异。这或许是由于他研究全国城乡而本文只研究城市的原因。另外，值得指出的是，心理学家鲍姆林德式分类法能够在某种程度上反映或代理社会学家拉鲁式分类法，因此本文也在一定意义上验证了“拉鲁框架”。

与洪岩璧、赵延东的开创性研究相比，虽然本文有证据显示他们的测量确实存在问题（在同一套数据中表现相互矛盾），但却并不能证明他们当时的结论一定有误。因为，他们分析的是2009年数据，而本文分析的是2015年数据。正如田丰所说，中国的社会变迁太过急剧，使得教养方式既可能与西方存在差异也可能因时代而不同⁽⁵⁷⁾。在这一点上，本文关于中国城市家长教养方式的分布发现，值得做更多的讨论。

早期英文文献中，有华人或亚裔家长更偏向于专制型教养方式而非“以孩子为中心”的结论，解释往往是，儒家文化强调尊卑、孝道，因而注重家长对孩子的约束、管教和指导。⁽⁵⁸⁾但是，中国朝向市场经济和现代社会的快速变迁，可能会重塑父母教养子女的理念、目标、方式和实践。⁽⁵⁹⁾再加上独生子女政策的实施，中国的父母很可能会向“以孩子为中心”转变，而对应的教养方式就是具有高回应特点的权威型或民主型。⁽⁶⁰⁾对上海市不同年份调查结果的比较也初步发现，教养方式正在从家长说了算的专制型向尊重、倾听子女意见的民主型转变。⁽⁶¹⁾本研究发现，不管是上海还是全国城市，也不管是用哪种测量方法，在家长教养方式的分布上，都是“权威型+民主型”的比例远高于“专制型+放任型”的比例。但是，在黄超⁽⁶²⁾和朱美静、刘精明⁽⁶³⁾对全国城乡数据的混合研究中，却反而是“权威型+民主型”低于“专制型+放任型”。这说明，中国的城市和农村在教养方式上有很大的不同。总之，家庭教养方式的阶层区别、城乡差异、时代变迁以及其他一些重要相关议题，都值得学界继续研究和关注。