家庭劳动参与与高中生身心健康的倒U型关系-基于全国疫情期间高中在线学习状况调查数据的实证研究

/家庭劳动参与与高中生身心健康的倒U型关系———基于全国疫情期间高中在线学习状况调查数据的实证研究【摘要】针对当下备受瞩目的劳动教育实践及其面临的价值危机和实践困境，本研究基于北京大学教育学院大数据中心在疫情期间开展的全国疫情期间高中在线学习状况调查数据，探讨了疫情期间家庭劳动参与的频率和时长与高中生身心健康水平的关系。研究发现：高中生的个人特征、家庭社会经济地位、行为特征都会显著影响其家庭劳动参与度。对高中生身心健康的影响方面，整体而言家庭劳动参与的频率与高中生身心健康水平呈现出倒U型关系，男生出现拐点的阈值比女生更低，且农村学生的家庭劳动参与与身心健康水平的关系并不显著。进一步地，分位数回归分析发现身心健康水平越低的高中生在家庭劳动参与中的获益越高。综上，研究表明家庭劳动参与本身具有高度的教育价值，但在开展过程中也需要因地制宜、因材施教。【关键词】家庭劳动参与；身心健康；高中生；倒U型关系 一、研究问题 新冠疫情期间，我国中小学全面停课，长时间的居家隔离和突发紧急事件所带来的压力无疑会对学生的身心健康造成了负面影响，验证家庭劳动参与在这一特殊时期对学生身心健康发展的影响及其规律能够有效地回应劳动教育当下所面临的价值危机以及实践困境。鉴于此，本研究将使用全国疫情期间高中在线学习状况调查数据，利用实证研究方法探讨以下研究问题：(1)家庭劳动参与对高中生身心健康具有怎样的影响以及影响规律如何?(2)家庭劳动参与对高中生身心健康的影响是否存在群体间的异质性?在探讨上述两个问题的基础上，本文还尝试为劳动教育的开展提供切实的价值依据和实践路径。 二、数据说明、测量指标与模型设定 (一)数据来源 为深入了解疫情期间普通高中学生的教育质量状况，2020年3月至5月，北京大学教育学院大数据中心在学校复课前开展了“全国疫情期间高中在线学习状况调查”。调查主要采取以学校为单位的地区内随机抽样方法，安排各普通高中利用线上电子问卷进行调查。北京、福建、江西、河北、四川、辽宁、广东、山东、安徽、广西、甘肃共10个省市164所高中的33194名学生通过线上填写问卷的形式参与了此次调查，调查覆盖了我国东中西部地区，具有较好的样本代表性。考虑到高三年级的特殊性，本研究仅纳入了高一和高二年级的学生样本，在剔除缺失值样本后的样本总量为10965。样本中男生占54.2％，女生占45.8％，居住在县以上行政单位的城镇人口占61.2％，农村人口占38.8％。本次调查有关家庭劳动参与的部分仅涉及了高一和高二学生，其中高一学生占61.3％，高二学生占38.7％。 (二)测量指标 1.家庭劳动参与的测量 家庭劳动本身是一个宽泛的概念，包括了在家庭环境下的扫地、整理衣物、洗碗、擦桌子等一系列劳动行为。本研究在问卷中设计了两个单选题项对高中生疫情期间的家庭劳动参与情况进行测量，分别是：(1)疫情期间，你每周做家务劳动(如扫地、洗衣等)的天数?选项有不做家务、1天、2天、3天、4天、5天、6天、7天(几乎每天都做)。(2)疫情期间，你在家做家务劳动的时长大概是?选项有每周1小时、每周2小时、每周3小时、每周4小时、每周5小时。通过这两个题项，本研究构建了高中生是否参与家庭劳动、家庭劳动频率、家庭劳动时长三个变量。 2.高中生身心健康指数 考虑到高中生的身心健康水平很难用客观指标进行全面衡量，本研究使用李克特五点量表，设计“疫情期间我学习更主动积极了”“疫情期间我作息时间更规律了”“疫情期间我心理更放松舒畅了”“疫情期间我身体更健康了”四道学生自评题项测量疫情期间高中生的身心健康水平，根据各项得分，使用因子分析方法构建高中生身心健康指数。球形分析结果为：KMO=0.764且在0.01水平上显著，说明相关变量适合进行因子分析①。因子载荷矩阵显示四个题项的因子载荷值均大于0.7，四个题项间具有较高的一致性，因此，可以降维成一个因子来表示高中生的身心健康指数。 通过以上分析可以发现，量表中的四道题目可以降维成身心健康因子，进而采用线性回归的方法基于因子得分系数计算出高中生的身心健康指数，因子得分表达式如式1： 3.高中生自律性指数 考虑到自律性因素可能会同时影响高中生的家庭劳动参与行为及其身心健康水平，本研究尝试构建了高中生自律性指数，并在计量模型中加以控制。研究使用“我会按时完成老师布置的任务或作业”“我会有计划地利用学习时间”“我能够专注地学习而不受外部环境的干扰”“在没有人要求下，我也会主动设定学习目标”四个题项的五点李克特量表对高中生自律性指数进行测量，并使用因子分析方法构建高中生自律性指数。球形分析结果为：KMO=0.825且在0.01水平上显著，说明适合进行因子分析。因子载荷矩阵显示四个题项的因子载荷值均大于0.7(见表2)，四个题项间具有较高的一致性，因此，可以降维成一个因子来表示高中生的自律性指数。 基于自律性指数因子分析的因子得分系数矩阵可得到自律性指数因子得分表达式如式2： 4.家庭社会经济地位指数(SEI) 为测量高中生的家庭社会经济地位水平，本研究运用因子分析方法构建高中生的SEI②，涉及的变量包括学生父母双方的受教育年限、职业类型、家庭经济收入以及家庭所在地。其中受教育年限根据学生填写的父母受教育程度推算，职业类型按照学生填写的父母职业类型分为管理类工作(包括行政管理人员、企业高层管理人员)、技术类工作(包括专业技术人员、技术辅助人员)、非管理技术类工作(包括一般管理及办事人员、商业、服务业人员、个体户、农(林、牧、渔)民、工人(生产、运输设备操作人员)、进城务工人员)、无业或退休(包括退休人员、无业)四类，家庭经济收入分为高收入(20万以上)、中等收入(5-20万)、低收入(5万以下)三类，家庭所在地分为地级市以上、县城、乡镇、农村四类。因子分析结果显示，KMO=0.765且在0.01水平上显著，说明本研究设计的变量适合进行SEI构建，因子载荷矩阵显示六个变量的因子载荷值均大于0.5，处于接受范围。 基于SEI因子分析的因子得分系数矩阵可得到SEI因子得分表达式如式3： (三)计量模型的建立 本研究通过建立以下多元线性回归模型，探讨家庭劳动参与对高中生身心健康水平的影响，其表达式如式4： 其中，下标i表示某个高中生，代表高中生i在疫情后的身心健康指数，代表高中生i在疫情期间每周进行家庭劳动的天数，代表高中生i在疫情期间每周进行家庭劳动的小时数，这两个指标分别测量高中生家庭劳动参与的频率和时长。考虑到进行过多的家庭劳动可能会对高中生身心健康产生负面影响，本研究在计量模型中引入了家庭劳动频率和时长的平方项以测量非线性关系。除此之外，考虑到学生个人特征、学生行为特征、学生家庭背景在内的三个维度变量可能会同时影响高中生的家庭劳动参与行为及其身心健康水平，从而混淆家庭劳动参与对高中生身心健康水平影响的效应量，所以本研究对三个维度的变量进行了控制，具体变量及说明略。 三、实证研究结果 在实证研究部分，本研究首先对不同性别和城乡间高中生，以及不同家庭社会经济地位、学业水平、自律性水平层次间高中生的家庭劳动参与和身心健康水平情况进行描述性统计分析和群体间均值差异检验，以把握我国高中生目前的家庭劳动参与和身心健康水平现状与差异。其次，本研究使用逻辑斯蒂回归方法探讨了高中生家庭劳动参与程度的影响因素，对此问题的研究一方面有助于证明高中生身心健康影响因素模型中控制变量的合理性，另一方面能够更好地了解当下我国高中生家庭劳动参与的现状，并为后续关于结论的讨论提供实证研究支持。再次，通过构建OLS回归模型，本研究检验了高中生家庭劳动参与情况与其身心健康水平的倒U型关系。最后，利用分群组回归和分位数回归方法，本研究进一步探讨了高中生家庭劳动参与对其身心健康的影响在不同性别、城乡以及不同身心健康水平群体间的异质性，以期为家庭劳动教育的实际开展提供更加详细科学的建议。 (一)我国高中生家庭劳动参与与身心健康水平的现状及群体间差异 1.家庭劳动参与与身心健康水平的性别及城乡差异 调查显示，我国高中生疫情期间的身心健康水平超过量表中间值3，说明学生整体身心健康状态尚可。学生的家庭劳动频率平均达到3.76天/周，时长方面为2.34小时/周。此外，描述统计显示，我国高中生的身心健康水平在城乡人口和不同性别间都存在显著差异。就不同性别的高中生而言，男生的身心健康指数均值为3.72，显著高于女生的3.67；但女生家庭劳动参与的频率3.93天/周和时长2.38时/周要显著高于男生的3.59天/周和2.31时/周。就城乡高中生而言，城镇高中生的身心健康指数均值为3.77，显著高于农村高中生群体的3.59。而农村高中生的家庭劳动参与频率为4.22天/周，时长达到2.59时/周，高于城镇高中生的3.45天/周和2.18时/周。综合城乡和性别两个维度的视角来看，疫情期间我国高中生的身心健康水平排序为：城镇男生＞城镇女生＞农村男生＞农村女生，家庭劳动频率和时长排序均为：农村女生＞农村男生＞城镇女生＞城镇男生。但值得注意的是相较农村学生群体中的性别差异而言，城镇学生群体中的性别差异更小，且男生和女生在家庭劳动市场方面没有统计意义上的显著差异。由此可见在我国高中生群体中，城乡间的差异要大于性别间差异，尤其需要重点关注农村女生在承担了最多家庭劳动的同时却表现出最低的身心健康水平。 2.家庭劳动参与与身心健康水平在不同家庭社会经济地位、学业水平、自律性水平间的差异 基于高中生SEI以及自律性水平得分，本研究通过等比例划分的方式分别将学生按家庭社会经济地位和自律性水平分为低水平、中等水平、高水平三组，并根据高中生汇报的学业成绩年级排名将样本分为后30％、30％-70％、前30％三组；使用描述统计方法探讨各组学生的身心健康水平和家庭劳动参与特征，并利用单因素方差分析方法检验各组学生是否在这两方面具有显著差异。调查显示，不同家庭社会经济地位、学业水平以及自律性水平层级的学生在身心健康和家庭劳动参与方面都存在显著差异。具体而言，家庭社会经济地位越高的学生身心健康指数也越高，但家庭劳动参与越少。而学业水平层级则与家庭劳动参与度呈现出倒U型关系，学业成绩排名在30％～70％的学生家庭劳动参与最积极，排名前30％的学生次之，排名后30％学生的家庭劳动参与度最低。需要特别关注的是高中生的学业水平与其身心健康指数呈现出负相关关系，学业成绩越靠前的学生身心健康指数越低，这提醒我们有必要关注“绩优生”的学业压力、心理焦虑、身体健康等非认知方面的学生发展问题。此外，学生的自律性水平与其身心健康状况高度相关，高自律水平的学生群体无论在身心健康还是家庭劳动参与度方面都显著高于自律性较差的群体。 (二)家庭劳动参与度的影响因素 本研究对高中生是否参与家庭劳动、家庭劳动频率(天/周)、家庭劳动时长(时/周)分别建立了计量回归模型，分析学生个人特征、家庭背景、行为特征对这三方面家庭劳动参与度的影响。考虑到高中生是否参与家庭劳动属于二分变量，本研究使用二元逻辑斯蒂回归方法进行计量估计，而家庭劳动频率和家庭劳动时长在本次调查中分别被设置为了0～7(天)和0～5(小时)的定序变量，所以本研究选择使用定序逻辑斯蒂回归来估计这两方面家庭劳动参与特征的影响因素。 三个家庭劳动参与特征模型的逻辑斯蒂回归结果显示，高中生的个人特征、家庭背景、行为特征均与其家庭劳动参与行为特征具有一定影响。首先，就学生个人特征维度而言，性别、年龄、户口类型、学业成绩、自律水平都会显著影响其家庭劳动参与度。其中男生参与家庭劳动的几率为女生的72.2％，在参与频率和时长方面也显著低于女生；而年龄较大、农业户口、学业成绩较好、自律水平较高的学生显著具有较高的家庭劳动参与度。值得关注的是相较学业成绩排名在后30％的学生而言，成绩在30％～70％水平上的“中等生”家庭劳动参与度在各维度上都显著更高，但成绩在前30％的“优等生”则表现出更小的差异，且在劳动时长方面差异并不显著。这种学业成绩两极学生体现出的家庭劳动参与表现一致性背后可能有着截然不同的形成机制，成绩排名靠前的学生往往会在日常生活方面得到父母的“包办”，好的学业成绩往往能够作为不参与家庭劳动的理由，而家长主观上也不希望家庭劳动分散“绩优生”的精力。而成绩靠后的学生常表现出与家长关系的不和谐③，这种不和谐关系也可能使其不愿参与到家庭劳动中去。 其次，就学生家庭背景维度而言，可以看出学生的家庭规模对学生的家庭劳动参与度存在正向影响，家庭成员更多的高中生会更积极地参与到家庭劳动当中。可能的原因在于规模越大的家庭，家长就越难完全靠自己完成家庭劳动，所以家庭成员越多的高中生越需要承担起家庭劳动的责任。此外，学生的家庭社会经济地位对家庭劳动参与度呈现出显著的负面影响，也就是说家庭条件越好的高中生家庭劳动参与度就越低。社会经济地位更高的家长通常会对子女提出更高的教育期望④，从子女时间和精力分配的角度也就会更少地要求子女参与到家庭劳动中来。 最后，学生的个人行为特征也会显著影响家庭劳动的参与度。具体而言，高中生的学习时间与家庭劳动参与呈现出一种挤占关系，学习时间越长的高中生家庭劳动参与度越低。而锻炼时间与家庭劳动参与度则呈现为相互促进关系，锻炼时间越长的高中生家庭劳动参与度也越高。 (三)家庭劳动参与对高中生身心健康的影响 表1报了高中生身心健康水平OLS模型的基准回归结果，模型(1)中仅包括高中生家庭劳动参与频率及其平方项变量，模型(2)仅包括家庭劳动时长及其平方项变量，模型(3)则包括了高中生家庭劳动参与的频率与时长两个维度的变量和平方项。三个基准回归模型均加入了学生个人特征、家庭背景、行为特征三个维度的控制变量。 OLS基准回归估计结果显示，模型(1)的调整后为0.431，且模型在1％水平上显著，说明模型的拟合效果较好。在控制了各维度变量的情况下，高中生的每周家庭劳动天数及其平方项系数均在1％水平上显著，由此可见高中生的家庭劳动频率呈现出与身心健康水平的倒U型关系。模型(2)的调整后R2为0.432，且在1％水平上显著，同样具有较好的拟合效果。在此模型中，高中生的每周家庭劳动小时数变量系数为0.053(p＜0.01)，且平方项系数不显著，这说明在不控制家庭劳动频率的情况下，高中生的家庭劳动参与时长对其身心健康水平表现出正面影响。 在模型(3)中同时加入了家庭劳动参与频率和时长变量后，拟合效果方面与前两个模型差异不大。变量系数方面，高中生的每周家庭劳动天数依然与身心健康水平呈现出显著的“倒U型关系”，并可以计算出家庭劳动参与频率先积极后消极影响身心健康水平的拐点出现在约4天/周⑤，即高中生在每周家庭劳动参与低于4天时，提高家庭劳动参与频率能够促进学生身心健康发展，但每周超过5天参与家庭劳动就可能对高中生身心健康产生负面影响。这说明家庭环境下的劳动教育需要把握劳动参与的频率，过高频率的家庭劳动参与可能会对高中生身心状态产生较大压力，反而对其身心健康不利。 此外，通过计量回归结果我们也发现，在控制家庭劳动参与频率的情况下，家庭劳动参与的绝对时长对高中生身心健康仅有微弱的正向影响且在统计意义上并不显著。这说明当家庭劳动参与作为一种劳动教育手段而言，大量的劳动并不会带来更好的效果。将家庭劳动参与变成一种日常生活习惯，“少量多次”地进行家庭劳动实践才能更好地发挥家庭劳动的教育作用，促进高中生的身心健康发展。 (四)家庭劳动参与对身心健康影响的性别及城乡间差异 已有研究证明中小学生的身心健康状况常与性别和城乡居住环境有关⑥，且不同性别和城乡间的差异往往会导致家庭劳动形式及其对高中生身心健康影响的差异。例如相较女生而言，男生往往会更多地承担体力负担较重的劳动，农村的家庭劳动范围也可能比城镇中更加广泛，例如包含农业和畜牧等家庭生产劳动。所以家庭劳动参与对不同群体高中生的身心健康水平的影响可能存在异质性。 首先在性别差异方面，男生和女生的家庭劳动参与和身心健康关系与基准回归结果基本相同，都呈现出家庭劳动频率与身心健康水平的倒U型关系。差异在于女生家庭劳动参与频率的系数(β2=0.066，p＜0.01)比男生(β2=0.054，p＜0.01)更大，这说明女生相较男生而言能够从家庭劳动参与中更大程度地提升身心健康水平。此外，不同性别间的倒U型拐点也有所差异，女生的拐点比男生更多1天⑦，这意味着家庭劳动参与对女生产生负面影响的阈值更高。就高中生的身心健康发展目标而言，女生在家庭劳动参与中获益的效率和产生负面影响的阈值都比男生更有优势。这一方面可能受我国传统文化的影响，女生往往会在家庭中被传授更多的劳动技能，使其家庭劳动的禀赋更高。另一方面家长可能会倾向让男生参与更多的重体力劳动，这种劳动类型的差异使家庭劳动对男生来说身心负担更重。 其次在城乡差异方面，农村学生群体的计量回归结果与基准回归结果体现出了较大的不同。农村高中生的家庭劳动参与与身心健康水平之间的回归系数并不显著，说明在农村环境下高中生参与家庭劳动并不能显著提升其身心健康水平，而城镇高中生群组的回归结果与基准回归结果类似，家庭劳动参与与高中生身心健康呈现出倒U型关系，且拐点出现在大约4.63天/周⑧。这种差异可能主要来源于城乡家庭劳动类型的差异，农村环境下的家庭劳动往往包含了家庭生产劳动，这种劳动活动的强度更高且劳动环境较差，这些因素可能会消解家庭劳动本身对学生身心健康发展的积极意义。 (五)高中生家庭劳动参与效用的分位数回归估计 为探讨家庭劳动参与对不同身心健康水平的高中生是否存在差异化的影响，并进一步检验回归结果的稳健性，本研究采用了分位数回归方法，在第10、25、50、75、90共计5个分位数点上对家庭劳动参与与高中生身心健康水平进行分析。 首先，通过表中的分位数回归估计结果能够看出，家庭劳动参与的频率回归系数在10、25、50三个分位数点上显著，并体现出与身心健康水平的倒U型关系。这说明家庭劳动参与会更好地促进身心健康水平较低的高中生发展，而且从回归系数来看，身心健康水平越低的高中生参与家庭劳动越有利于提高其身心健康水平。此外，与全样本模型回归估计结果不同的是，家庭劳动参与时长的正向回归系数在0.25和0.5分位数点上呈现出了10％水平上的显著性。这说明在家庭劳动参与频率相同的情况下，家庭劳动参与的时长并非完全没有意义，而是只有身心健康水平中下的高中生能够从家庭劳动时长中获得显著收益。 通过观察计量模型中家庭劳动参与变量回归系数随身心健康水平分位数点变动的趋势我们能够看出，在控制了各维度变量的情况下，家庭劳动参与的频率和时长的回归系数都随着分位数点的提高而降低。以上实证分析结果表明家庭劳动参与对高中生身心健康的提升作用具有边际递减的特征，这意味着身心健康水平越低的高中生在家庭劳动参与中的获益越大。而身心健康水平相对处于高位的高中生则较难通过家庭劳动参与显著提高其身心健康水平。 四、研究结论及与建议 在目前我国的基础教育体系当中，人们对劳动教育的价值认知往往是割裂的。一方面，教育政策的制定者和学者们普遍认为劳动教育对受教育者个人的全面发展大有裨益。另一方面，一线的教育工作者和家长们又对劳动教育持怀疑态度，甚至反对受教育者进行劳动参与。对于这种价值危机，亟需通过实证研究方法验证劳动参与对受教育者个人发展的意义，并提出切实有效的劳动参与策略才能予以破解。 基于此，本研究采用全国疫情期间高中在线学习状况调查数据，在控制影响高中生身心健康的个人特征、个人家庭背景以及个人行为特征因素的情况下，分别利用独立样本T检验、逐步OLS回归、分群组OLS回归以及分位数回归分析探讨了疫情期间我国高中生的身心健康水平、家庭劳动参与状况以及家庭劳动参与对高中生身心健康的影响，得出如下研究结论： 第一，高中生的家庭劳动参与频率显著影响了其疫情期间的身心健康水平，并呈现出倒U型关系。具体而言，在控制学生个人特征、家庭背景、行为特征变量的情况下，高中生的家庭劳动频率对其身心健康水平的影响呈现出倒U型的特点，而家庭劳动时长对其身心健康水平则具有显著的正面影响。在模型中同时纳入家庭劳动频率和时长变量的情况下，只有家庭劳动参与频率与高中生的身心健康水平呈现出显著的倒U型关系，转折点出现在约4.42天/周，而家庭劳动参与时长变量的系数则不再显著。这一结论说明，从高中生身心健康发展的视角来看，家庭劳动参与的频率比时长更加重要。若能将家庭劳动参与融入高中生的日常生活当中，保证每周有4～5天参与家庭劳动比片面追求劳动时间和强度更有利于高中生的身心健康发展，过度高频的家庭劳动反而可能有损于学生发展。这意味着，我们应该更加辩证地认识家庭劳动参与对高中生身心健康的影响。从计量经济学的角度而言，具有U型关系的模型可以拆解为一个自变量和因变量呈线性正相关的潜函数与一个自变量和因变量呈指数型负相关的潜函数的相加⑨。家庭劳动对学生身心健康水平的影响无疑也存在着正反两面，一方面高中生参与家庭劳动可能会通过劳动本身产生的幸福感、缓解高强度学习带来的精神压力、提高亲子关系融洽程度等路径提高其身心健康水平，另一方面过度繁重的家庭劳动又会对个人的身心健康产生负担⑩。所以，当两种效应结合在一起就形成了家庭劳动参与度和学生身心健康水平的倒U型关系。 第二，家庭劳动参与对高中生身心健康的影响机制在不同性别间基本相同，但女生通过家庭劳动参与的获益比男生更大且倒U型拐点的阈值更高。这一方面可能是由于在中国传统文化的导向下，女生往往从儿童时期就会受到家庭劳动教育的培养，从而更加擅长和适应参与到家庭劳动当中。另一方面，从家庭劳动分配的角度，男生可能会被更多地分配劳动强度更大、劳动难度更高的家庭劳动任务，使得家庭劳动参与的负面作用部分在男生群体中效应更强。此外，更大的群组间差异发生在城乡高中生组别之间。与城镇高中生群体不同，回归结果显示家庭劳动参与对农村高中生身心健康水平的正向影响并不显著。这很可能是由于生活在农村环境下的学生会更多地参与耕种、饲养、采集等农业工作性劳动实践，所以家庭劳动的作用不再突出。相较而言，生活在城镇中的高中生在疫情期间并没有更多的其他劳动机会，所以家庭劳动参与的价值可能难以被其他劳动实践所替代。 第三，分位数回归结果显示，家庭劳动参与主要能够提高身心健康指数处于中低水平的高中生身心健康水平，且家庭劳动参与频率和时长的回归系数与身心健康指数的分位数点呈现出负相关关系。这可能是由于身心健康水平在朋辈中出类拔萃的高中生一方面自身已经积累了良好的身心健康基础，通过外部干预不易改变其身心健康状态。另一方面，身心健康水平较高的学生往往在居住环境、学习资源、活动参与等方面都更具优势，这些资源可能对家庭劳动参与的效果具有部分替代作用，使得这部分高中生的身心健康发展与家庭劳动参与的关系不再显著。由此可见，家庭劳动参与对高中生而言不仅是单纯的体力劳动，更具有重要的教育价值，但以教育为目的的家庭劳动参与实践也需要科学有序开展。 鉴于以上分析，本研究提出如下政策建议： 首先，教育行政管理部门应该在劳动教育相关政策的制定和实