社会资本、抗逆力与留守儿童的教育获得——基于7 省“农村中小学生发展状况调查”的实证研究

严骏夫 徐选国

自2004 年5 月教育部召开“中国农村留守儿童问题研究”研讨会以来,国内学术界对农村留守儿童问题进行了广泛的研究,取得了长足的进展,研究范围不断扩大,从精神健康、偏差行为、学习表现到营养和健康问题[1-3],多角度细致地展现了留守儿童的生活发展状况,并根据状况提出了一系列宏观、中观和微观的对策建议,极大地增进了各界对农村留守儿童群体的了解。 然而,15 年来国内对留守儿童教育问题的实证研究亦愈加呈现出纷繁复杂的视角与相互掣肘的结论,使得问题仍有进一步研究的空间。

国内早期的相关实证研究从农村传统家庭结构变迁和家庭教育功能弱化的事实出发,认为外出务工所导致的亲子分离和家庭双系结构的瓦解,使得留守儿童在成长过程中因缺少父母的情感支持或管教而出现成绩下降、认知偏离等问题[4],并且隔代抚养、代管等教育方式造成了监护人与学校之间日常监护的空当[5],致使许多留守儿童存在逃学、沉溺上网等不良习惯,严重影响学习。与此同时,也有研究跳出个体和家庭的微观视野,强调乡村社会整体变迁与文化衰落对留守儿童产生的深刻影响,认为随着社会转型农村面临着文化、伦理及秩序的危机,集体生活的缺失以及乡村不良文化的兴起对留守儿童有着消极影响[6-7]。

然而,在将留守儿童“问题化”的建构过程中,自始至终也存在着“去问题化”的研究取向,部分研究发现农村留守儿童身上的一些问题并非特有,在农村非留守儿童,甚至部分城市儿童身上也存在类似困扰;有比较研究发现,小学和初中的农村儿童的学业成绩并没有因留守和非留守而显现出显著差异[8];周宗奎等发现留守儿童人际关系和自信心方面存在弱项,而在孤独感、社交焦虑和学习等方面并没有显著劣势[9];唐有财等发现亲子分离对留守儿童不同问题的解释力是不同的,对厌学和劳动负担影响要大,但对自闭、幸福感和学习成绩影响则要小[10]。 与此相对,部分研究者发现留守经历对农民子女教育反而有着积极影响[11-13]。

可以看到,现有多数研究并没有将亲子分离等家庭内生资本对留守儿童教育获得的影响与农村社会环境、教育支持产生的影响相区分,并且在一定程度上忽视了个体对抗困境的能动性与适应能力,导致了研究结论的分歧。 本研究拟采用多维度社会资本与抗逆力的概念,在更整合的视角下讨论留守经历、留守家庭结构、社会支持网络等因素与留守儿童教育获得的内在关联。

一、理论基础与研究假设

(一)理论基础

1.多维度社会资本与教育获得

探讨社会资本与个人发展的关系始终是社会资本理论的核心主题之一。 布迪厄较早将社会资本引入教育不平等研究,他对父辈所占社会资本量与子女获得教育机会的关系提出了假设,认为父辈社会资本可以为子代提供更多机会,使得子女在学业成就上取得更高水平[14]。 在他这里,“社会资本”被定义为个体基于结构化的社会关系网络所实际或潜在拥有的资源。 在此之后,大量经验研究均在一定程度上验证了他的假设,表明家庭社会资本对儿童学习状况具有显著影响。 然而,Portes 批判大多数的社会资本研究者未能有效阐明“资本占有者”“资本来源”和“资本本身”之间的关系,造成了社会资本概念的不清以及与其他资本(经济资本、文化资本)的重叠[15],有必要对社会资本的内涵与外延进一步厘清。

因此后续研究在使用社会资本理论讨论社会弱势家庭子女教育问题时,多数对社会资本类型和影响效果进行了区分,譬如Ferguson 区分了家庭社会资本与社区社会资本;Teresa 进一步区分了“链接型社会资本”(bonding social capital)与“桥梁型社会资本”(bridging social capital)对农场工人子女升学意愿与职业选择的影响[16];赵延东和洪岩壁集中讨论了社会资本对城市中小学生教育获得的作用机制,将“网络资源”与“社会闭合”两类社会资本理论的研究视角统一在一个框架中[17];而在移民较多的国家,研究者尤其偏重引入流动(migrant)、族裔、社区参与等变量,在更广的范畴上界定社会资本的外延[18]。

然而结构资源的使能特征意味着,存在一个从“拥有资源”到“利用资源”的过程,社会资本的存量与子女教育状况之间的关系仅仅呈现出一种“可能性”。 科尔曼从“社会闭合”角度对社会资本进行定义,指出紧密的社会网络结构才是直接影响孩子学习环境与学业成就的因素,为不同家庭背景子女的教育获取差异提供了更具解释力的框架。 科尔曼认为在教育过程中,社会资本发挥着中介作用,表现为一种结构上的闭合状态[19],这种闭合状态主要表现为父母、子女与其他教育相关者之间社会交往圈的封闭性,当这种封闭性较高时,子女就会获得丰富的社会资本,并由此具备较高的学业能力。 在科尔曼看来,社会闭合具体又分为两种形式:一种是“父母参与”(parental involvement),强调父母与子女的交流、沟通和指导过程;另一种是“社群支持”(functional community),强调社区、学校、朋辈群体等社会网络对子女的支持与帮助。 前者属于家庭内部资源,而后者作为一种更加广泛的社会资本,这两种社会资本构成一个完整、闭合的子女人际交往圈,有助于各类信息的传递与资源的巩固,进而提高学生的学习动机和表现。 按照社会闭合理论进行推演,不同维度社会资本在影响教育获得方面存在不同程度效率,并且不同维度的社会资本也存在“替代效应”,亦即某几类社会资本的闭合状态可以弥补某类社会资本的缺失。 因此需要进一步考察不同维度的社会资本对留守儿童教育获得的具体影响路径。

2.农民工子女抗逆力与教育获得

20 世纪60 年代以来,众多基于困境群体的研究发现,不同个体面对同样的逆境会有适应性的反应,抗逆力(resilience)的概念应运而生。 无论是个人特质论还是环境形成论,抗逆力都被视为青少年利用自身力量和资源去解决问题的关键。 近期国内外针对农民工子女的实证研究倾向于采取优势视角去分析教育获得问题,即更多地关注保护因素而不是风险因素,以此来探索如何激发处于不利社会环境下的青少年的潜能[20]。 研究发现,社会资本和抗逆力作为不同层面的因素在应对不利境遇方面具有积极的意义,处于不利境遇的儿童也可以健康成长[21];从生态理论的视角来看,不同类型的社会资本不仅对儿童的个人发展产生独立影响,而且互相交织、发挥着综合作用,它们对儿童自尊、抑郁程度、生活满意度等心理社会调适结果产生显著影响[22-23]。 研究还进一步发现,在社会资本和儿童个人发展之间的关系中,抗逆力作为一种个性特质或内在资源,发挥了中介作用[24]。 这意味着,社会资本作为外在资源,可以通过作为内在资源的抗逆力来发挥作用。 更重要的意义在于,从聚焦问题成因到发现抗逆力和社会资本的互构过程,可以重新认识留守儿童,从而发现新的政策、服务与实践的启示。

巫俏冰等选取北京两所民工子弟学校和一所公立学校进行问卷调查,对农民工子女(migrant children)的教育获得进行了实证分析,发现抗逆力作为社区社会资本和家庭社会支持的中介变量,对农民工子女的教育获得有显著的正向影响[24],这一中介变量的发现和确认对以往研究有了较大推进。 不过这一研究的分析对象均处于“与父母亲共同居住的状态”(流动儿童),因此研究发现是否可以拓展到所有的农民工子女,尚需要在留守儿童群体中进行验证,以进一步拓展该理论的外部效度。

因此,本研究根据农村留守儿童的社会关系网络特征,建立多维度社会资本、抗逆力和教育获得的假设模型,以探究和验证留守儿童教育获得的影响机制。

(二)假设模型

如图1 所示,A、B、C、D、E、F、G、H、I 为路径系数值(为多元回归中的Beta 值)。 家庭社会资本对教育获得的直接效应为A,家庭社会资本通过抗逆力(中间变量)对教育获得影响的间接效应为F*C,家庭社会资本对教育获得的总效应为(A +F*C);社区社会资本对教育获得的直接效应为B,社区社会资本通过抗逆力(中间变量)对教育获得影响的间接效应为G*C,家庭社会资本对教育获得的总效应为(B+G*C);学校社会资本对教育获得的直接效应为D,家庭社会资本通过抗逆力(中间变量)对教育获得影响的间接效应为H*C,家庭社会资本对教育获得的总效应为(D +H*C);朋辈社会资本对教育获得的直接效应为E,家庭社会资本通过抗逆力(中间变量)对教育获得影响的间接效应为I*C,家庭社会资本对教育获得的总效应为(E+I*C);抗逆力对教育获得影响的直接效应为C。

图1 社会资本、抗逆力和教育获得的假设模型

二、数据来源与变量操作化

(一)数据来源

本文使用的数据来自华东理工大学“我国农村留守儿童现状调查课题组”2014 年在安徽、湖南、河南、四川、广东、云南、广西7 省(自治区)的14 个县市中开展的农村中小学生发展状况问卷调查。 本数据中的农村留守儿童的界定参照了全国妇联2013 年发布的《我国农村留守儿童、城乡流动儿童状况研究报告》中的界定,即“父母双方或一方从农村流动到其他地区,孩子留在户籍所在地的农村地区,并因此不能和父母双方共同生活在一起的儿童;年龄在18 岁以下(0 ～17 岁)”。由于农村留守儿童(以及有留守经历的儿童)与非留守儿童在农村中小学中并存,因此该调查主要采用被访者驱动抽样(respondent-driven sampling)方法,前后招募各地村镇中小学约20 名教师作为访员,利用课间、课后时间发放问卷,当场回收问卷2 081 份,问卷回收率99%;其中,有效问卷为2 027 份,问卷有效率约97%,其中包括1 506 份农村留守儿童问卷,521 份农村非留守儿童问卷,本研究选取留守儿童的问卷作为样本。 问卷详细记录了个人的基本情况、家庭、社区、学校、朋辈、健康、个人与父母生活经历以及其他相关资料。

(二)关键变量操作化

1.外生变量：社会资本

本文将社会资本操作化为社区、学校、家庭和同辈关系所提供的支持和资源[25],即社区社会资本、学校社会资本、家庭社会资本和朋辈社会资本,由于目前尚未发展出经过验证、可测量各维度社会资本的标准化量表[23],研究采用已有的分别测量各维度社会资本的方法。

其中,家庭社会资本通过亲子关系质量评测,参照Dixon、Fair、Bernies[26]编制的亲子关系测量量表(the Parent-Child Relationship Inventory, PCRI)进行了测量。 本研究选用了从孩子的角度评价亲子互动中的行为、情感,以及认知的部分条目,即亲子关系测量量表的儿童版本,并将其进一步细化为母子互动和父子互动两种形式,共34 个条目。 在本样本中,亲子关系测量量表的Cronbach"s Alpha 值为0.89,具有较好的内部一致性信度。 对量表各条目的得分进行了加总和均值计算,较高的总分代表家庭社会资本较多。

社区社会资本通过社会融合与信任评测,采用了由Drukker 等编制的集体效能感量表(the Collective Efficacy Scale)[27]进行测量,该量表已在中国流动儿童群体中通过了验证[23],在本样本中该量表的Cronbach"s Alpha 值为0.71,具有较好的内部一致性信度。 对量表各条目的得分进行了加总,较高的总分代表社区社会资本较多。

学校社会资本通过学校环境和师生关系质量进行评测。 其中,学校环境的测量采用了学校环境量表的学生版本(the Inventory of School Climate-Student Version, ISC-S),该量表由Brand 等编制[28],共有10 个条目。 该量表的Cronbach"s Alpha 值为0.74,具有较好的内部一致性信度。 师生关系质量的测量采用了Croninger 和Lee 编制的师生关系量表(The Student-Teacher Relationships Scale, SRS)[29],共有7 个条目。 该量表的Cronbach"s Alpha 值为0.85,具有较好的内部一致性信度。 参考社会经济地位的加总方式[30],对两个量表的总得分进行了标准化处理、加总和求均值,较高的总分代表学校社会资本较多。

朋辈社会资本通过同辈关系质量评测,采用了友谊质量量表(the Friendship Qualities Scale,FQS)[31]测量。 该量表共有23 个条目,由五个分量表构成,用来测量友谊的五个维度,分别是陪伴、冲突、帮助、安全感和亲密感,在本样本中,友谊质量量表的Cronbach"s Alpha 值为0.88,具有较好的内部一致性信度。 对该量表各条目的得分进行了加总,较高的总分代表朋辈社会资本较多。

2.中介变量：抗逆力

本文关于抗逆力的测量采用了儿童希望量表(the Children"s Hope Scale,CHS)。 该量表由Snyder 等编制[32],有6 个条目,包括“我认为我做得很不错”“我能够想出很多方式来应对生活中对我来说非常重要的事情”“我和同龄的孩子做得一样棒”“当我遇到困境,我可以通过很多方式来解决”“我认为我过去做过的事情将对我的未来有帮助”“就算别人想放弃,我也知道自己可以找到解决问题的方法”;每一陈述有“从不(1)”“偶尔(2)”“有时(3)”“不少(4)”“通常(5)”“总是(6)”六种回答。 在本样本中,该量表的Cronbach"s Alpha 值为0.83,具有较高的内部一致性信度。 本研究对该量表各条目的得分进行了加总,较高的总分代表抗逆力较高。

3.因变量(内生变量)：教育获得

本研究中对留守儿童教育获得这一变量的界定主要参考Qiaobing Wu 等对中国流动儿童教育获得的指标,主要包括:

(1)学业努力(academic effort)。 采用自评的方式测量儿童在学习活动中投入的努力程度,具体表述为“你觉得自己的学习努力程度可以评多少分(100 分为满分)”,0 分表示毫无投入,100 分表示最高的学业努力程度。

(2)教育期望(educational aspiration)。 国际上对教育期望的测量比较常见的方式是询问儿童希望在学业生涯中取得的最高学历[33-34]。 本研究中教育期望这一变量对应的主要测量题为:“你希望自己在学业上达到什么程度”。 答案为“没有什么特别期待”“小学毕业”“初中毕业”“高中毕业”“职高或技术学校毕业”“大专”“大学本科”“硕士或更高学位”和“我不知道”。 将教育期望转化为5 个程度,分别1(小学)、2(初中)、3(高中、职高或技术学校)、4(大专)、5(大学本科、硕士或更高学位),由于被调查儿童均已在小学及以上学校就读,因此“没有什么特别期待”和“我不知道”归入1(小学)这一程度,1 表示教育期望最低,5 表示教育期望最高。

(3)辍学意愿(intention to drop out)。 辍学意愿指儿童未来打算辍学的可能性程度,答案为“完全没这打算”“机会不大”“有可能”“非常有可能”“一定会辍学”,赋值从1 到5,1 表示辍学意愿最低,5 表示辍学意愿最高。

4.控制变量

首先,根据以往的相关实证研究,性别作为重要个体特质可能会影响学生的教育获得状况[35],年龄反映了儿童的生理和心理发育程度,不同年纪(基本对应年龄)的学生的认知能力也可能存在差异,教育获得可能受这一因素的干扰;其次,即便都与父母亲分离,不同地区(身份)的经济发展状况、教育水平以及学校师资力量也存在差距;最后,近期国内实证研究也发现家庭文化资本[36]、父辈教育期望[37]等变量对儿童的教育获得也起着举足轻重的作用。

因此,本研究设定以下几个控制变量,排除或验证它们对留守儿童教育获得产生的偏差影响:①人口统计学变量,主要指年龄和性别(1 =男、0 =女);②外部社会环境变量,包括地区(0 =河南、1 =四川、2 =安徽、3 =广东、4 =湖南、5 =广西、6 =云南)、寄宿状况(1 =寄宿学校、0 =未寄宿学校);③家庭资源变量,主要包括父亲受教育程度(0 =没上过学或小学没毕业,1 =小学毕业,2 =初中毕业,3 =高中毕业或职高、技术学校、中专毕业,4 =大专毕业,5 =大学本科或更高)、母亲受教育程度(0 =没上过学或小学没毕业,1 =小学毕业,2 =初中毕业,3 =高中毕业或职高、技术学校、中专毕业,4 =大专毕业,5 =大学本科或更高)、家庭经济状况(0 =差很多、1 =差一些、2 =差不多、3 =好一些、4 =好很多),以及父辈教育期望变量(1 =他们没有什么特别的期待、我不知道、小学毕业,2 =初中毕业,3 =高中毕业、职高或技术学校毕业,4 =大专,5 =大学、硕士或更高学位)。 其中,家庭经济状况采用自评家庭经济状况的测量方式,询问被访者相较大多数邻居,自身家庭经济状况是好还是不好;父辈教育期望采用儿童自我感知的测量方式,询问被访者父母希望其达到的教育程度。

(三)分析方法

本研究采用路径分析(Path Analysis)方法,让所有预测变量进入多元线性回归模型(OLS)当中,进行四个多元回归分析:

第一个多元回归分析:自变量为家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本和朋辈社会资本,因变量为抗逆力。

第二个多元回归分析:自变量为家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本、朋辈社会资本和抗逆力,因变量为学业努力。

第三个多元回归分析:自变量为家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本、朋辈社会资本和抗逆力,因变量为教育期望。

第四个多元回归分析:自变量为家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本、朋辈社会资本和抗逆力,因变量为辍学意愿。

三、数据结果与模型验证

分析后的路径图及路径系数如图2 所示。 尽管家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本和朋辈社会资本均对留守儿童的抗逆力有显著的正向影响,但这四种因素对留守儿童的教育获得的作用机制却不尽相同。

图2 社会资本、抗逆力与教育获得的路径分析的标准化结果

第一,对留守儿童的学业努力程度而言,具备较强抗逆力的留守儿童更倾向于在学业中投入更多精力(Beta=0.247,P ＜0.001),与此同时,具备较高学校社会资本的留守儿童的学业努力程度也越高(Beta=0.115,P ＜0.05)。 家庭社会资本、社区社会资本和同辈社会资本对留守儿童学业努力的直接效应并不显著,但这三种因素均通过抗逆力的中介作用对学业努力程度施加了间接影响,亦即,较高程度的家庭社会资本、社区社会资本和同辈社会资本先增强了儿童的抗逆力(Beta =0.160,0.241,0.106,P ＜0.01),然后促进了儿童的学业努力程度,这三种因素对留守儿童学业努力程度的间接影响分别为0.040、0.060 和0.026。

第二,对于留守儿童的教育期望而言,仅有朋辈社会资本的直接效应显著(Beta =0.092,P ＜0.05),家庭社会资本(Beta =0.017,ns)、社区社会资本(Beta =0.028,ns)、学校社会资本(Beta =0.033,ns)以及抗逆力(Beta=0.014,ns)均没有对留守儿童的教育期望产生直接影响。

第三,在对待未来(一年时间内)辍学问题的选择上,仅有学校社会资本的直接效应显著(Beta =-0.132,P ＜0.01),即留守儿童拥有的学校社会资本越高,其辍学意愿越低。 与教育期望的影响机制类似,家庭社会资本(Beta =0.003,ns)、社区社会资本(Beta = -0.022,ns)、朋辈社会资本(Beta= -0.023,ns)以及抗逆力(Beta= -0.063,ns)均没有对留守儿童的辍学意愿产生直接影响。

第四,分析结果显示,在众多社会人口学变量中,①家庭经济状况和家庭人力资本(父母双方的受教育程度)均未对留守儿童的教育获得产生直接影响;②性别对留守儿童的学业努力(Beta =-0.072,P ＜0.05)和辍学意愿(Beta=0.130,P ＜0.01)均产生直接影响,即相对于男孩,农村留守女童更愿意在学业上付出努力,并且不太愿意辍学,但另一方面,性别也对抗逆力有显著影响(Beta=0.079,P ＜0.05),而抗逆力对学业努力是正向作用,换言之,留守男孩虽然不太愿意在学业上付出努力,但是如果他拥有较强的抗逆力,也可以克服学习上的惰性;③年龄变量仅对留守儿童的学业努力程度产生显著影响(Beta= -0.379,P ＜0.01),即随着年龄的提高,留守儿童在学习上投入的努力在下降;不同省份的留守儿童在教育获得上也显示出显著差别:④与河南省的留守儿童相比,四川省、广东省、湖南省和云南省的留守儿童给自己的自评学业努力打分明显较低,但另一方面,与河南省相比,安徽省和广西省的留守儿童也更不愿意辍学。

最后,值得注意的是,父辈教育期望对留守儿童教育获得的三个指标均有显著影响,即父母的教育期望越高,留守儿童越努力学习(Beta=0.096,P ＜0.01),其对自己的教育期望也越高(Beta =0.507,P ＜0.001),并且也更不容易产生(接受)辍学的观念(Beta= -0.132,P ＜0.001)。

对农村留守儿童教育获得的主要预测变量的标准化直接、间接以及总效应详见表1。

表1 留守儿童教育获得的主要预测变量的直接、间接及总效应

四、总结与讨论

本文探索了社会资本、抗逆力对留守儿童教育获得的影响机制,研究结果揭示了留守儿童所处的社会环境中的保护因素(主要是学校社会资本和朋辈社会资本)与其内在抗逆力因素之间的联系,以及这两者对留守儿童教育获得的联合作用机制。 下面将对本文的主要发现作进一步解释:

第一,本文验证了抗逆力对留守儿童学业努力的显著影响,即留守儿童所持有的抗逆力水平会直接影响其在学习投入的精力,但未对其教育期望和辍学意愿产生直接影响。 这与现存文献的研究结果的差别在于:虽然处于不利境地的农民工子女具备抵抗压力、克服困境、处理个人危机的能力,可以形成较高的抗逆力,并且转化为认真学习的态度,但是处于城市中、与父母朝夕相处的流动儿童在具备抗逆力之后仍然较大可能保持对未来教育程度的较高期待和较低可能的辍学选择[24],而留守儿童即便拥有较高抗逆力,也无法确保其具备较高的教育期望,进而避免其在未来某日选择辍学。 针对这一存在于农民工子女群体内部的差异,可能的解释是:在农民工子女群体内部共享着对读书和学习高度认可的价值观,存在着儒家文化尊师重道、学历主义的持续影响,因此“在校堂中要以学业为重”。 但留守儿童与流动儿童对自身的现实处境有着不同的认识,对未来的人生规划也会产生分歧:对于进城接受教育的流动儿童而言,父辈对他们有着不同的“人生规划”,接受教育并取得学业成就是他们作为学生的主要目标,教育依旧是实现向上流动、改变命运的主要途径;而留在农村的孩子,由于缺少父母对其“言传身教”与“耳提面命”,在这种环境下形成的抗逆力难以让其维持追求较高学历的动力。

第二,抗逆力除了对留守儿童的教育获得产生直接影响,同时也在家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本和朋辈社会资本对教育获得产生作用的过程中发挥了“中介作用”,较高的家庭社会资本、社区社会资本、学校社会资本和朋辈社会资本可以形塑留守儿童的抗逆力程度,间接影响其学业努力程度。 这一发现验证了现存同类研究中关于社会资本对抗逆力具有增强作用的结论[38]。

第三,本文研究发现,学校社会资本和朋辈社会资本均对留守儿童的教育获得产生直接影响,并且具备互补作用:学校社会资本是学业努力和辍学意愿的保护因素,而朋辈社会资本是教育期望的保护因素。 然而,家庭社会资本和社区社会资本并未对留守儿童教育获得的任何一个指标产生直接影响,亦即家庭支持和亲子关系的好坏并不是留守儿童取得较高教育获得水平的基础条件,并且社区社会资本也并未对留守儿童产生实质影响。 我们认为,这一结果可能与农村中小学推广的寄宿制有关。 在本研究的1 506 个留守儿童当中,51.2%的儿童长期寄宿在学校中,即平时吃住学均在学校,只能利用每周、每月或每学期的有限假期返回家中。 寄宿制的负面作用在于,在一段时间内阻滞甚至切断学生与其居住社区乃至家庭之间的联系,降低后者对学生教育获得的影响;但其积极作用在于强化了学校规制和教师的正向影响,并且以同学关系为起点建立起的朋辈群体对教育获得也有促进作用。 这也就可以理解为何学校社会资本会对留守儿童的学业努力和辍学意愿产生显著影响,而朋辈(主要是在校同学)之间的陪伴、信任、支持以及学业竞争是留守儿童群体维持较高教育期望的保护因素。

第四,在社会人口变量中,尤其是家庭内部资源中,相对于家庭经济状况、父母文化资本等因素,父辈对教育期望程度对子女的教育获得产生了显著的影响,并同时对学业努力、教育期望和辍学意愿三个指标产生了影响,这一发现在现有研究中未曾给予过细致讨论。 家庭社会资本对子女教育获得的作用机制可以分为“价值影响”和“支持影响”两种形式,具有不同的运作逻辑:其一,价值影响主要体现为父辈教育期待对子代教育期待发挥的作用,相比学校与社区为农村留守儿童提供的具体教育环境、社会支持,父母对子女的主观教育期待更容易传递给子女,通过提升或降低子女的心理能量,隐而不彰地左右子女对教育价值的判断。 其二,对教育获得的“支持影响”主要通过社会闭合机制实现,具体又分为社群支持和父母参与两种形式,对中国农村留守儿童而言,传统社群支持的主体——乡村社区逐渐被学校取代,师生之间的关系质量在一定程度上影响了学生对自身教育程度的预期;而在家庭方面,相比亲子关系质量、家庭和睦程度,父母在子女抚养过程中的参与方式与投入程度,父母是否能够“面对面”地稳定在场,给予孩子实时的关怀、支持与监督,则显得更为重要。