家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位如何影響初中生認(rèn)知能力的發(fā)展

1、一、引言 一、引言從《科爾曼報(bào)告》發(fā)布以來(lái)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與兒童的教育獲得之間的關(guān)系引起了廣泛、持久的關(guān)注。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響兒童的學(xué)業(yè)成績(jī)已經(jīng)成為共識(shí)。20 世紀(jì) 80 年代，懷特綜合 1918—1975 年發(fā)表的關(guān)于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)兒童學(xué)習(xí)成績(jī)的研究發(fā)現(xiàn)，如果將家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位僅僅理解為父母受教育程度、家庭收入和父母職業(yè)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)兒童學(xué)習(xí)成績(jī)的效應(yīng)量較?。≧=0.22）；而如果把家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位這一概念的內(nèi)涵擴(kuò)大，包

2、括家庭特征，如家庭氛圍，則效應(yīng)量迅速增大（R=0.73）。這至少提示了我們兩點(diǎn)：第一，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的內(nèi)涵理解和測(cè)量方法會(huì)明顯影響其對(duì)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)的效應(yīng)量；第二，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與兒童學(xué)業(yè)成績(jī)之間的關(guān)系還受到家庭某些其他因素的影響。 ［1］二十年以后，研究者不僅復(fù)制了懷特的研究，發(fā)現(xiàn)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)兒童學(xué)業(yè)成績(jī)的影響增大了，而且還進(jìn)一步揭示了兒童個(gè)體層面的變量，如就讀的年級(jí)，民族和學(xué)校位置會(huì)調(diào)節(jié)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)他們學(xué)習(xí)成績(jī)的影響。

3、 ［2］然而，懷特所提出的，究竟是家庭中哪些變量會(huì)影響家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和兒童成績(jī)間的關(guān)系問(wèn)題，依然沒(méi)有答案。張衛(wèi)、李董平和謝志杰綜合 2007 年以前的國(guó)內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)，家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件對(duì)兒童的身體健康、認(rèn)知、情緒和行為都有影響，并通過(guò)兒童的身體和心理?xiàng)l件，家庭的物質(zhì)環(huán)境和社會(huì)環(huán)境、社區(qū)和學(xué)校的條件等中介路徑發(fā)生作用。 ［3］也有研究描繪了調(diào)節(jié)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與兒童學(xué)業(yè)成績(jī)之間關(guān)系的因素，其中，教育期望和家長(zhǎng)參與最受研究者關(guān)注。 ［4］

4、教育期望方面，威斯康星模型揭示，教育期望與兒童教育獲得之間有正相關(guān)關(guān)系。 ［5］吳愈曉和黃超的研究證明，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與兒童的教育期望有顯著的正相關(guān)關(guān)系。 ［6］黃超利用中國(guó)教育追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，家庭背景中父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和家長(zhǎng)教育期望對(duì)學(xué)生的教育期望產(chǎn)生重要影響。 ［7］楊春華的研究則揭示，父母的受教育水平影響孩子的自我教育期望，從而間接影響到孩子的學(xué)業(yè)成就。與受教育水平低的父母相比，受教育水平高的父母更有可能使得孩子獲得

5、更高的教育期望。 ［8］李汪洋利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的三輪數(shù)據(jù)（2010—2014），分析學(xué)生個(gè)體的教育期望與他們學(xué)習(xí)成績(jī)之間的因果關(guān)系。他發(fā)現(xiàn)，學(xué)生的受教育期望提高一年，考試成績(jī)就提高 0.063 分；教育期望顯著地提升了學(xué)生四年后的字詞水平和數(shù)學(xué)水平。 ［9］這說(shuō)明兒童對(duì)自身的教育期望在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與兒童學(xué)業(yè)成績(jī)之間可能存在中介作用。父母參與方面，吳重涵、張俊和王梅霧等對(duì)這一主題發(fā)表了一系列重要成果。他們發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)參與孩子的日常學(xué)

6、習(xí)和生活活動(dòng)對(duì)孩子的發(fā)展有正向影響，其中，父母與孩子之間的“相互交流”比“在家學(xué)習(xí)”和“當(dāng)好家長(zhǎng)”對(duì)孩子的積極影響更大。 ［10］換句話說(shuō)，父母多多關(guān)心孩子的日常生活，比直接關(guān)心他們的學(xué)習(xí)，對(duì)成績(jī)的影響更大。然而，李佳麗使用多層線性模型分析發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)的生活陪伴、家長(zhǎng)與教師間的溝通對(duì)孩子的學(xué)業(yè)成績(jī)有顯著正向影響。與吳重涵等結(jié)論不同，她發(fā)現(xiàn)父母與子女的溝通交流、文化陪伴對(duì)孩子的學(xué)業(yè)成績(jī)沒(méi)有顯著影響，對(duì)孩子的學(xué)習(xí)督導(dǎo)甚至?xí)?lái)負(fù)面影響。 ［1

7、1］趙延?xùn)|和洪巖璧的研究就發(fā)現(xiàn)，過(guò)多干涉孩子的學(xué)習(xí)會(huì)對(duì)孩子造成負(fù)面影響。 ［12］吳重涵等還進(jìn)一步分析了影響家長(zhǎng)參與的主要因素。他們認(rèn)為， “父母職業(yè)與工作的關(guān)聯(lián)程度越高，母親的受教育水平越高和家庭社會(huì)關(guān)系越豐富，家長(zhǎng)參與子女教育程度越高。 ”［13］韋唯等驗(yàn)證了吳重涵等的發(fā)現(xiàn)，也認(rèn)為父母的受教育水平能夠顯著預(yù)測(cè)他們對(duì)孩子的教育卷大小逆向思維）。測(cè)量方法為計(jì)算學(xué)生答對(duì)題目的數(shù)量，七年級(jí)學(xué)生為 0—20 個(gè)，九年級(jí)學(xué)生為 0—22 個(gè)。自

8、變量為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。本研究采用廣為接受的科爾曼的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位框架來(lái)測(cè)量家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，包括金融資本、人力資本和社會(huì)資本。本研究以家庭收入測(cè)量金融資本，以父母受教育程度表示人力資本，以父母的職業(yè)來(lái)測(cè)量他們的社會(huì)資本。家庭收入從非常困難到非常富裕，分別賦值為 1—5 分。父母受教育程度編碼步驟為：首先，沒(méi)受過(guò)任何教育=0，小學(xué)=6，初中=9，中專(zhuān)/技校、職業(yè)高中、高中＝12，大學(xué)專(zhuān)科=15，大學(xué)本科=16，研究生及以上=19。其次，

9、將父親和母親的受教育程度加總，加總的考慮是一方面將其數(shù)值變化幅度提升為 0—38，另一方面，根據(jù)常識(shí)，父母雙方的受教育程度都會(huì)對(duì)孩子的教育產(chǎn)生影響，所以并不能以父母某一方的最高受教育程度為代表。父母職業(yè)也重新編碼，國(guó)家機(jī)關(guān)事業(yè)單位領(lǐng)導(dǎo)與工作人員=9，企業(yè)/公司中高級(jí)管理人員=8，教師、工程師、醫(yī)師、律師=7，技術(shù)工人（包括司機(jī)）=6，生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工=5，商業(yè)與服務(wù)業(yè)一般職工=4，個(gè)體戶(hù)=3，農(nóng)民=2，無(wú)業(yè)、失業(yè)、下崗=1，其他類(lèi)=

10、10。因?yàn)殡y以確定其他類(lèi)的層次，且數(shù)據(jù)中并未呈現(xiàn)具體職業(yè)名稱(chēng)，個(gè)案予以刪除。中介變量為學(xué)生的自我教育期望和家長(zhǎng)日常關(guān)懷。學(xué)生的自我教育期望與父母受教育程度編碼大體類(lèi)似，學(xué)生的自我教育期望多了三個(gè)指標(biāo)：一是現(xiàn)在就不要念了=7，二是博士=23，三是無(wú)所謂，編碼為缺失值。家長(zhǎng)對(duì)孩子的日常關(guān)懷在問(wèn)卷中有多重體現(xiàn)，但本研究中主要體現(xiàn)為學(xué)習(xí)關(guān)懷和生活關(guān)懷兩大類(lèi)。學(xué)習(xí)關(guān)懷對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“上個(gè)星期，你父母有沒(méi)有督促過(guò)你的學(xué)習(xí)”，分為“檢查你的作業(yè)”和“指

11、導(dǎo)你的功課”兩類(lèi)，選項(xiàng)有四種：從未=1，1—2 天=2，3—4 天=3，幾乎每天=4。經(jīng)過(guò)對(duì)這組問(wèn)題的信度檢驗(yàn)，克隆巴赫系數(shù)為 0.749，內(nèi)部一致性較好，因此將這組的兩個(gè)小題相加，合并為一題，并將父母的答案相加，使得刻度變?yōu)?2—8，以更符合連續(xù)性變量的計(jì)算要求。生活關(guān)懷對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“你父母是否經(jīng)常與你討論以下問(wèn)題”，涉及“學(xué)校發(fā)生的事情、你與朋友的關(guān)系、你與老師的關(guān)系、你的心情和你的心事或煩惱”，刻度為從不=1，偶爾=2，經(jīng)常=3。

12、經(jīng)過(guò)信度檢驗(yàn)，這組問(wèn)題的克隆巴赫系數(shù)為 0.774，表明內(nèi)部一致性較高，因此疊加為一道題目。同時(shí)，通過(guò)將父母雙方的回答相加，刻度也變?yōu)?—6，以符合連續(xù)性變量的要求。經(jīng)過(guò)上述編碼處理，刪除有缺失值的個(gè)案，最終有效樣本容量為 9937。（二）分析方法 （二）分析方法本研究主要使用 AMOS 21.0 統(tǒng)計(jì)軟件和 Mplus 7.4 軟件，對(duì)樣本數(shù)據(jù)做結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling, 簡(jiǎn)稱(chēng) SEM

13、）建模，探究家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力的影響，揭示其影響的內(nèi)在機(jī)制。根據(jù)巴倫（Baron）和肯尼（Kenny）的建議，兩個(gè)變量之間存在相關(guān)關(guān)系是檢驗(yàn)其中介作用的前提。 ［17］因此，本研究首先對(duì)相關(guān)變量做相關(guān)分析；其次，采用結(jié)構(gòu)方程模型分析自變量、因變量以及中介變量之間的關(guān)系；最后，采用 Bootstrap 方法檢驗(yàn)不同路徑的中介效應(yīng)之間是否存在顯著差異。（三）研究假 （三）研究假設(shè)本文提出了 4 個(gè)研究假設(shè)。H1：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位