教育价值观对农村留守儿童学业成绩的影响：自我控制和学校归属感的作用*

宋炜玲 刘玉林 周春燕△

农村留守儿童是中国社会不可忽视的弱势群体，其教育问题也是社会各界普遍关注和亟待解决的问题。据民政部2016年的统计数据显示，在我国，农村留守儿童总数为902万人，其中有1.6万人辍学。处于小学学龄段的留守儿童有4.92%未按规定接受义务教育，在初中学龄段这个比例也达到了1.94%[1]。农村留守儿童处于城乡教育发展不平衡和父母监管以及亲情缺失的多重不利影响之下，如何促进农村留守儿童的学业发展，帮助其通过教育改变命运，这是当前留守儿童教育中值得关注的重要问题。

教育价值观是个体如何看待目前及将来学业效用的观念[2-3]，“读书无用论”就是典型的消极教育价值观的体现。教育价值观是儿童学业成绩的重要影响因素，研究表明，儿童的教育价值观与其学业成绩存在显著正相关，教育价值观越积极，儿童学业成绩就越好[4-6]。教育价值观对于家庭处境不利儿童学业成绩的影响更为突出。赵力燕等人的研究表明，家庭社会经济地位越低，儿童越可能持有消极的教育价值观[5]。但目前国内外关于教育价值观的研究多集中于对父母教育价值观及其影响的探讨[7-10]，直接探讨儿童自身教育价值观对学业成绩影响的研究相对还较少。教育价值观可以通过多种途径影响到儿童的学业成绩。有研究发现，消极教育价值观可以通过影响留守儿童的学习投入，从而对留守儿童的学业表现产生不利影响[4]。教育价值观也可以通过影响同伴关系和师生关系，即学校社会资本，进而通过学习投入来影响学业成就[6]。综上所述，提出假设1：教育价值观对农村留守儿童的学业成绩有正向预测作用。

自我控制是指个体经由有意识地克服习惯、冲动和自动化反应进而掌控自身心理与行为的特质[11]。留守儿童教育价值观对学业成绩的影响可能是通过提高自我控制能力实现的。一方面，自我控制资源模型(self-control strength model)认为，在一定时间内个体的自我控制资源是有限的[11]，因此执行自我控制活动后会出现自我控制能力的降低，即“自我损耗”现象[12]。留守儿童要应对生活中其他的压力，因此可能需要消耗掉一些自我控制的资源，导致在学业自我控制上出现资源的自我损耗。另一方面，自我控制是预测儿童学业成绩的重要变量，儿童自我控制与学业成绩呈显著正相关[13-15]。自我控制能力更强的儿童更能抵制休闲活动对学业的干扰，进行更高效的学习，从而获得更好的学业表现。而自我控制能力低的儿童则可能因为更容易分心，而使得学习投入水平较低，或者学习效率较低，从而导致学业表现不佳[16]。以往一些研究将自我控制作为父母养育行为与儿童学业成绩关系中的中介因素，这些研究表明自我控制对学业成绩有重要影响，且在研究中常常作为中介变量发挥作用。因此，结合留守儿童的特殊处境，本研究提出假设2：自我控制在教育价值观与农村留守儿童学业成绩的关系中起中介作用。

学校归属感(sense of school belonging)是学生对于学校生活整体性的、综合性的体验和感受，是衡量学生学校生活质量的重要评估指标[17]。研究发现，学校归属感对于学生学业成就有正向预测的作用[18-19]，学校归属感可以通过促进学生形成积极的学习态度，提高学业成绩[20]，或通过促进学生非认知因素的发展，从而促进学业发展[21]，也可以通过促进学业坚韧(academic hardiness)进而促进学业发展[22]。良好的自我控制及学校归属感都是儿童学业发展中的保护因子，都能够促进儿童学业成绩的提升。“保护因子——保护因子模型”(protective-protective model)认为，不同保护因子在预测发展结果时存在交互作用[23]，两个保护因子间可能是相互促进的，也可能是相互抑制的。促进假说认为，一种保护因子对结果变量的预测会因为另一种保护因子而增强，而排除假说认为，一种保护因子对结果变量的预测会因为另一种保护因子而减弱[24]。良好的学校归属感可以通过营造积极的学习氛围和紧密的情感联结来促进学生学业成绩的提升，从而削弱自我控制不足对于学生学业成绩的消极影响。因此，学校归属感的作用可能更加符合排除假说，它削弱了儿童自我控制与学业成绩之间的关系强度，这对于自我控制发展不成熟或是自身自我控制能力较弱的儿童而言，就起到了重要的保护作用。因此，本研究提出假设3：学校归属感调节自我控制和留守儿童学业成绩之间的关系。

综上所述，本研究旨在探讨教育价值观对农村留守儿童学业成绩的影响机制，并提出了一个有调节的中介模型(见图1)。考察自我控制在教育价值观与留守儿童学业成绩之间潜在的作用机制，以及学校归属感的调节作用。

图1 教育价值观对留守儿童学业成绩影响的假设模型

1 对象与方法

1.1 对象

采用方便抽样法(convenient sampling)，在中部某省关爱留守儿童的暑期志愿活动中选取了570名父母均在外地打工、且时间超过半年的儿童进行问卷调查，其中男生有296人(51.9%)，女生有274人(48.1%)。被试年龄10～12(10.96±0.81)岁，均为小学四至六年级学生。

1.2 方法

1.2.1 教育价值观 采用赵力燕等人[25]修订的教育价值观问卷中的学业价值分问卷，共6个项目，如“在你看来，在学校表现出色是否重要”，采用1(完全不重要)到5(非常重要)5点计分。计算所有项目的总分，分数越高表明个体越重视当前学业的价值。本研究中该问卷的内部一致性系数为0.86。本研究采用Amos 24.0进行验证性因素分析，各项拟合指标符合心理测量要求：χ2/df=4.42，CFI=0.98，TLI=0.96，RMSEA=0.08。

1.2.2 自我控制 采用由谢东杰等人[26]修订的自我控制双系统量表(Dual-Mode of Self-Control Scale，MDSC-S)中文版。该量表分为控制系统和冲动系统两个分问卷，本研究采用的是控制系统分问卷。包含2个维度，分别为问题解决(6题，a=0.82，如“在做决定时之前，我常能考虑事情的利弊”)及未来时间观(3题，a=0.77，如“我认为我们应该在早晨做好一天的计划”)。本问卷适宜在儿童中使用[27]。采用1(非常不符合)到5(非常符合)5点计分。计算所有的项目总分，分数越高表明个体自我控制水平越高。本研究中该问卷的内部一致性系数为0.86。本研究采用Amos 24.0进行验证性因素分析，各项拟合指标符合心理测量要求：χ2/df=5.10，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.08。

1.2.3 学校归属感 采用魏昶等人[28]修订的学校归属感问卷，该问卷曾被应用于美国青少年健康国家纵向调查(National Longitudinal Study of Adolescent Health，Add Health)。共5个项目，如“我在学校很开心”，“我觉得我是学校的一份子”等。采用1(完全不同意)到5(完全同意)5点计分。计算所有项目的总分，分数越高表明个体学校归属感越强。本研究中该问卷的内部一致性系数为0.81。本研究采用Amos 24.0进行验证性因素分析，各项拟合指标符合心理测量要求：χ2/df=5.05，CFI=0.98，TLI=0.95，RMSEA=0.08。

1.2.4 学业成绩 采用学业成就问卷进行测量[29],共3个项目，要求学生评估自己在语数外3个科目上的学业表现。采用1(很不好)到5(很好)5点计分，对3个项目计算均值，分数越高表明个体成绩越好。本研究中该问卷的内部一致性系数取值为0.70。

1.2.5 家庭社会经济地位 该问卷主要参考了国际学生评价项目(Programme for International Student Assessment，PISA)以及国内同类问卷[25,30-31]对学生家庭社会经济地位的测量，在此基础上自行编制而成。共14个项目，要求学生对家中是否拥有下列物品进行报告：如“自己的房间、一台电脑”等。采用1(是)和0(否)计分。计算所有项目的总分，分数越高表明个体家庭社会经济地位越高。本研究中该问卷的内部一致性系数为0.85。本研究采用Amos 24.0进行验证性因素分析，各项拟合指标符合心理测量要求：χ2/df=4.68，CFI=0.91，TLI=0.88，RMSEA=0.08。

1.3 统计处理

采用SPSS 25.0软件对有效问卷数据进行录入及描述性统计分析，然后采用Hayes等人[32]编制的SPSS宏程序即PROCESS 3.3插件对有调节的中介模型进行验证，之后采用简单斜率检验(simple slope test)[33]分析学校归属感的调节模式。

2 结 果

2.1 共同方法偏差检验

为避免通过自我报告收集数据可能导致的共同方法偏差，在问卷施测的过程中采用了问卷分开编排、强调匿名等方法加以控制。采用Harman单因素检验法来进行共同方法偏差检验[34]，结果显示，共有8个因子的特征根大于1，第一个公因子的方差解释百分比为17.06%，小于40%的临界标准，说明数据不存在明显的共同方法偏差。

2.2 各变量的平均数、标准差和相关矩阵

表1列出了各变量的平均数、标准差和相关矩阵。结果表明，教育价值观与自我控制及学业成绩均呈显著正相关的关系，自我控制与学业成绩呈显著正相关关系，学校归属感与自我控制也呈显著正相关关系。性别、年龄与其它主要变量相关均不显著，而家庭社会经济地位与教育价值观、学校归属感、学业成绩相关显著，因此，在进一步的分析中仅将家庭社会经济地位作为控制变量。

表1 各变量的平均数、标准差和相关系数(r)

2.3 教育价值观与学业成绩的关系：有调节的中介模型检验

先将所有变量进行标准化处理，然后在控制家庭社会经济地位的情况下通过两步法进行有调节的中介效应分析[35]。第一步，采用Hayes编制的SPSS宏中的Model 4(简单中介模型)进行自我控制的中介效应检验，见表2。在控制农村留守儿童的家庭社会经济地位后，回归分析表明，教育价值观对学业成绩具有显著的正向预测作用(方程1：β=0.19，P<0.001)，假设1得到验证。将自我控制纳入回归方程以后，教育价值观对学业成绩的预测作用仍然显著(方程3：β=0.15，P<0.001)，且教育价值观正向预测自我控制(方程2：β=0.25，P<0.001)，自我控制正向预测学业成绩(方程3：β=0.15，P<0.001)。偏差校正的Bootstrap检验表明，间接效应为0.04，95%的置性区间为[0.01，0.07]，间接效应占总效应(0.19)的比例为21%,见表3。因而自我控制在教育价值观与农村留守儿童学业成绩的关系中起到部分中介作用，假设2得到验证。

表2 自我控制的中介模型检验

表3 自我控制的中介效应

第二步，检验有调节的中介作用。根据中介效应分析程序[36]，采用PROCESS的Model 14进行有调节的中介模型检验。检验结果见表4，将学校归属感放入模型后，自我控制与学校归属感的乘积项对学业成绩的预测作用显著(β=-0.07，t=-2.09，P<0.05)，说明学校归属感调节了自我控制对学业成绩的预测作用，假设3得到验证。

表4 有调节的中介模型检验

为了进一步分析学校归属感如何调节自我控制对学业成绩的影响，本研究进行了简单斜率检验。对学校归属感的取值进行了高低分组，按照平均数上下一个标准差的标准，根据回归方程绘制简单效应分析图[33]。如图2所示，当学校归属感水平较低时，自我控制对留守儿童学业成绩具有显著的正向预测作用(βsimple=0.22，t=3.92，P<0.001)；当学校归属感水平较高时，自我控制对留守儿童的预测作用相对较弱(βsimple=0.08，t=1.74，P<0.05)。相对于高学校归属感留守儿童而言，自我控制对低学校归属感留守儿童学业成绩的影响更大。

图2 学校归属感对自我控制和学业成绩之间关系的调节作用

3 讨 论

本研究发现，留守儿童的教育价值观越积极，其学业成绩就越好。而以往研究则多集中于探讨父母的教育价值观或是父母养育方式等环境因素对学生学业成就的影响[7-8]，这一发现有助于更深入地理解父母外出务工对留守儿童学业成绩的影响。

根据个体发展的整体交互作用论(holistic interactionism)，在个体与环境这一复杂的动态系统中，儿童并非被动地接受各类环境因素的影响，而是作为一个积极的、有目的性和能动性的组成部分，主动地、持续地与环境因素进行交互作用，从而引导着自身的发展[37-38]。父母外出务工带来的环境改变，无论是不利方面的学习监管缺失[39]；还是有利方面的家庭教育资源的改善、父母教育期望的改变等[40-41]，这些环境因素都需要被儿童主动进行加工，而这些因素是否会被儿童内化成为自身的观念和动力可能是问题的关键所在。教育价值观积极的儿童其学习动力更强，学习投入更多，学习成绩更优秀。因此引导农村留守儿童树立正确的教育价值观可能是提高其学业表现的重要途经。

本研究发现，自我控制在教育价值观和留守儿童学业成绩之间起部分中介作用。这与以往其它研究的结果一致[14,30,42]。自我控制在留守儿童学业发展过程中起着至关重要的桥梁作用，这一结论可以从自我控制资源模型来进行解释。一方面，因为缺乏父母的监护照料和情绪支持，留守儿童在日常生活、情绪调节等方面需要进行自我管理，可能会面临更多压力和挑战。有研究表明，相对于非留守儿童，留守儿童日常烦恼更多，情绪适应压力更大[43]。克服这些困难需要付出大量的意志努力，会消耗部分自我控制的资源，使得留守儿童在学业上可使用的自我控制资源相对变少。另一方面，在自我控制资源有限的前提下，那些被个体认为重要的事情更有可能会分配到更多的资源。当儿童认为学习并不那么重要时，就会把有限的资源分配到其他更加重要或者紧急的任务上，例如调控情绪压力等，从而影响到其学业表现。而对于教育价值观更积极的留守儿童来说，完成学习任务会被赋予更多的优先级，从而分配更多自我控制资源，激发其内部动机，从而促进学业成绩提升。

自我控制的中介作用受到学校归属感的调节。学校归属感可以在一定程度上缓冲儿童由于自我控制能力不足而对学业成绩带来的消极影响。这一结果可以从两个层面来进行解释：第一，学校归属感更高的留守儿童更满意学校环境，在学校获得了更多的社会支持[44]，更能与他人建立积极的关系，与学校之间发展出了更积极的关系和紧密的情感联结。而积极的关系和紧密的情感联结使留守儿童能够对学习行为进行调整，进而提高自我控制能力，使其与社会期望达成一致，从而获得更好的学业成就[44]。反之，当学生缺乏与学校的积极情感联结，则更容易导致学业的困难。第二，此调节模式也是对“保护因子——保护因子”模型中排除假说的支持。虽然自我控制和学校归属感都是留守儿童学业发展中重要的保护因子，但由于在儿童中期自我控制的发展水平仍然比较低，可能尚不足以维持其长期持久的自发学业投入行为，这种情况下，留守儿童与学校形成的积极情感联结、学校良好的学习氛围、同伴及教师支持等因素就对其学业发展起到了关键性的作用。学校归属感较高的留守儿童，在学校整体氛围的影响下，更易于形成良好的学习态度，有持续的学业投入，从而取得较好的学业成绩[20]。而对于那些学校归属感较低的留守儿童，学业成绩则会更大程度地受限于其自我控制能力的发展。因此，提高农村留守儿童的学校归属感，对于其学业发展也有着重要的促进作用。

综上，应该呼吁家长和教育工作者要引导农村留守儿童树立积极的教育价值观。树立和宣传正面榜样，用积极健康的教育观念影响儿童，抵制“读书无用论”等消极价值观念的不良影响，引导农村留守儿童树立远大的理想，发掘学习的自主动机，从而促进学业投入，提升学业成绩。其次，学校要重视对留守儿童内在积极品质如自我控制能力的培养。在教育教学过程中，增强学生排除干扰、自我控制的能力。最后，学校要注重培养良好的学校氛围。在校园环境中引导增强留守儿童与同学、教师之间的沟通互动，形成牢固的情感联结，从而增强儿童对于学校的归属感，形成良好的校风学风，潜移默化地对农村留守儿童的学业成就产生积极影响。本研究也存在以下几点不足：首先，本研究属于横断研究的范畴，不能进一步的判断出因果关系，也未能探讨不同发展时期教育价值观、自我控制及学校归属感对留守儿童学业成绩的影响，后续可采用追踪设计基于发展的角度对本研究进行探讨。其次，本研究的样本容量较大，对变量进行测量时所使用的自我报告方法，可能导致方法效应。今后可考虑使用他评量表，教师评定等方法结合进行收集数据。另外，未来研究也可考虑加入其他要变量来探讨教育价值观和留守儿童学业成绩的关系。最后，研究结果的普适性能否推广到其它样本中(如城市留守儿童)仍需要进一步的检验。

总之，在控制性别、年龄及家庭社会经济地位后，教育价值观对农村留守儿童学业成绩具有显著的正向预测作用。而自我控制在教育价值观与农村留守儿童学业成绩之间起到部分中介作用。自我控制的中介作用受到学校归属感的调节，相对于学校归属感高的农村留守儿童，间接效应对于学校归属感低的留守儿童更加显著。