社會資本視角下父母外出與兒童的自我效能

蘇群 仲漫

摘要：基于貴州省黔東南地區的實際調查數據，將樣本分為留守與未留守2組，利用傾向得分匹配方法比較了兒童的學習自我效能。結果表明，父母外出就業對兒童的自我效能有負面影響，留守組兒童的學業自我效能明顯低于非留守兒童，其中，學習能力自我效能低1.191分，學習行為自我效能低3.114分。本結論給研究留守兒童與非留守兒童學習成績差距提供一個合理的切入點，表明留守兒童的教育重點不在于學習能力，而在于學習行為，學校方面也應更關注其學習具體行為;家長需妥善安排“留守兒童”的生活，幫助學生養成閱讀、書寫、反思等良好習慣。

關鍵詞：社會資本;留守兒童;自我效能;傾向得分匹配

中圖分類號： G40-054;F323.89? 文獻標志碼： A? 文章編號：1002-1302（2019）05-0311-04

收稿日期：2018-12-19

基金項目：國家自然科學基金（編號：71503107、71203095、G030504）;江蘇省高校優勢學科建設工程項目（編號：PAPD）。

作者簡介：蘇 群（1968—），女，寧夏銀川人，教授，博士生導師，主要研究方向為勞動與社會保障等。E-mail：suqunqun@njau.edu.cn。1 問題的提出

“留守兒童”是指我國廣大農村地區，父母中至少有一方外出打工的未滿18周歲的孩子。根據第六次人口普查數據得出，2013年全國農村留守兒童數量達到6 102.55萬，占農村兒童的37.70%，占全國兒童的21.88%。在第五次人口普查中，通過估算留守兒童數量僅有2 443萬，10年間不減反增[1]。由于分隔兩地導致親子教育弱化，留守兒童缺乏對環境的正確認識，容易產生學業、心理、行為等問題。

在兒童成長過程中，父母是至關重要的角色。科爾曼曾在“社會資本”理論中指出，在傳統社會中，兒童的成長過程受到家庭和鄰里的關注，這些構成了兒童成長的社會資本[2]。家庭社會資本指父母培養子女所花費的時間與努力、親子之間的情感聯系以及父母對子女社會化的影響等，是兒童成長過程中至關重要的社會資本[3]。但隨著現代社會結構變化，父母工作壓力增大，甚至外出就業，鄰里人際關系逐漸淡漠，兒童所獲得的社會資本越來越少[2]。國內外學者已廣泛關注了父母外出就業對留守兒童產生的影響，著重探討了其對學習及心理健康方面的影響。在學習方面，眾多研究指出，父母智力卷入、行為管理和情感卷入與兒童學業成績呈顯著正相關[4]。而父母外出就業對兒童學業有顯著負向影響，且母親外出的影響大于父親外出，數學和英語成績的影響大于語文[5]。留守兒童由于情感支持的缺失、習得性無助感的形成、人際交往不良、師生互動失衡等因素的影響，容易出現自卑、孤僻、敏感、自我封閉問題，心理健康水平較低[6]。如何衡量兒童的總體心理狀態在解決此類問題中極為重要，因此自我效能理論廣泛應用于留守兒童身心健康以及學業方面的研究。

自我效能感是指人們對成功達成特定目標所需能力的預期、感知、信心或信念[7]，對心理彈性、社會適應性、學習成績具有良好的預測作用。有研究表明，留守兒童的心理狀況與一般自我效能感呈負相關，較多兒童對成長缺乏自信[8]。一般自我效能感越高的留守兒童，其心理韌性發展、社會適應水平也越好，在自我效能感作用下，留守兒童心理健康狀態也可得到改善[9]。在學業方面，學者提出“學業自我效能感”的概念。自我效能影響學生的學業成績，已得到相關研究的證明，Multon等對效能信念影響學業成績進行了元分析，發現自我效能感與學業成績之間的相關系數為0.38，自我效能感影響了14%左右的學業成績變動[10]。學習成績越好，越有自信，自我效能越高，越有利于學習，繼而形成良性循環，多數研究認同此結論[11]。盡管到目前為止，已有眾多研究探討了自我效能對留守兒童的心理及學習的影響，但仍存在一些不足。一是概念上自我效能仍有爭議，一部分人將其視為一般總體信心，一部分人視為特定領域信心，多數研究是將二者切割開，用一般自我效能量表示總體信心，具體問題上又用其他量表來表示某一特定領域的信心。二是大多研究僅用方差分析比較留守兒童與非留守兒童自我效能之間的差異，或者將自我效能作為中介變量去研究其對學習成績、心理韌性的影響，而忽視了樣本自身存在的異質性問題。留守兒童當前的自我效能除了對其身心健康、學習直接產生重要影響外，還可能會影響其最終的教育水平、社會適應、心理彈性以及在勞動力市場上的表現。因此，關注留守兒童的自我效能具有重要現實意義。本研究利用2016—2017年貴州省黔東南州實地調查數據，采用傾向得分匹配法（PSM），分析父母外出就業對留守兒童一般自我效能、學習能力自我效能、學習行為自我效能的影響。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

根據第六次人口普查報告，貴州省有超過300萬的留守兒童，占該省兒童總數的40.26%[1]。此次調查采用分層整群抽樣的方法，于2016年3月至2017年5月在貴州黔東南苗族侗族自治州的農村地區進行了問卷調查，該地區為貴州省貧困山區，農業人口占全縣人口90%以上，留守兒童較為集中，具有很好的代表性。筆者所在課題組隨機選擇6所學校，每個年級隨機抽選3個班級進行調查，問卷內容除了學生基本的個人情況、家庭情況外，還有一般自我效能量表、學業自我效能量表、師生關系量表，共發放問卷624份，收獲590份有效問卷，其中，留守兒童344份，非留守兒童246份。

2.2 研究工具

2.2.1 一般自我效能量表 采用施瓦澤與助手于1981年編制的“一般自我效能量表”（general self-efficacy scale，簡稱GSES）評定兒童的自我效能感。GSES目前共10個問題，中文版是由王才康等修訂[12]。1分為完全不正確，4分為完全正確的4級評分，評分越高，自我效能感越高。中文版的GSES適用性良好，量表內部一致性α信度系數為0.87，廣泛應用在大、中學生的身心健康、學業水平中。

2.2.2 學業自我效能感量表 采用梁宇頌編制，包括學習能力自我效能感、學習行為自我效能感2個維度的量表[13]。學習能力自我效能感衡量的是學習信心，主要包括是否具有順利完成學業、取得良好成績和避免學業失敗的學習能力的判斷和自信;學習行為自我效能感主要考察學習習慣問題，包括能否運用一定的學習方法達到學習目標的判斷和自信，共22題，5級評分，得分越高，學業自我效能越高。其α系數為0.878。

2.2.3 師生關系量表 原表由Pianta編制，包括23個題項，由學生評定，鄒泓等在其基礎上修訂形成了中文版的《師生關系量表》[14]。因測試時間所限，本研究根據因素分析的因子載荷實際情況對其進行了刪減，最終保留18個題項。共5級評分，最后計算總分。4個維度信度系數均在0.72～0.84之間。

2.3 模型選擇

一般而言，選擇外出就業的父母通常是那些主觀上最想外出，同時客觀上有能力外出并找到工作的人群。若僅運用簡單的多元回歸模型進行分析，由于自選擇性因素的存在，會導致偏誤的估計結果。因此，本研究采用傾向得分匹配方法（PSM）進行處理。先在協變量的每個觀測值處計算處理組和控制組之間的平均差異，再用加權平均的方法將平均因果效應加總為總的因果效應。經過匹配處理后，處理組（即父母外出的家庭）和控制組（即父母不外出的家庭）的孩子在個人特征、父母特征、家庭特征以及學校特征等方面是一致的，因此減小了由于自選擇導致的偏誤問題。

傾向分數配對模型主要有2個步驟：建立傾向分數模型估計傾向分數、建立結果產出模型估計因果效應。具體而言，首先估計各個家庭外出傾向分數，然后根據傾向分數的共同支撐（common support）匹配處理組和控制組，計算3種平均處理效應，包括處理組即父母外出家庭的平均處理效應（average treatment effected for treated，簡稱ATT）、平均處理效應（average treatment effect，簡稱ATE）以及控制組即父母都沒有外出家庭的平均處理效應（average treatment effected for untreated，簡稱ATU）。

在得到每個樣本的傾向分數后，我們用多種方法結合構建結果產出模型進行對照。本研究選擇最近距離配對法（K=1 與K=4）、核匹配（r=0.05）、馬氏匹配及樣條匹配構建結果產出模型。具體應用來說，我們假設父母外出對兒童的自我效能影響公式如下：

式中：yi代表第i個兒童自我效能的分數，xi則代表父母外出情況，x1=1代表外出，x1=0則代表父母沒有外出。γxi代表其他特征變量及其系數矩陣，ui是擾動項。但由于父母外出就業存在一定的自選擇性，因此，我們要將外出與未外出分開看，即：

運用PSM方法可轉換為：

處理組的處理效應即為外出家庭如果其父母不外出，他們的孩子自我效能和父母外出時候自我效能相比如何，用公式表示如下：

平均處理效應則是外出家庭孩子的自我效能和沒外出家庭孩子的自我效能的比較，用公式表示如下：

控制組的處理效應則是沒外出家庭的孩子自我效能和假如其外出時候自我效能的比較，公式如下：

運用不同的匹配方法，比較ATT與ATU的值。

2.4 變量選擇與描述性統計

2.4.1 變量選擇 應用PSM方法對匹配變量有最基本的要求：匹配變量應是影響父母外出就業決策與兒童自我效能感的協變量，不受到父母外出就業決策影響的變量不能用來估計傾向得分。在提及自我效能的影響因素時，以Bandura所提出的個體的直接經驗、替代性經驗、言語說服以及個體的情緒和生理狀態4種因素為標準。已有的研究證明，對學生自我效能的發展影響因素包括家庭、學校教育以及學生的同伴群體[15-16]。結合調查數據，本研究用于估計兒童自我效能感與父母外出就業的傾向得分的協變量主要有4類。（1）個人特征。包括兒童性別和家中排行。有研究表明，男生更加相信自己的能力，而女生則較偏好向他人求助，高中男生的自我效能感顯著高于高中女生[14];在農村多子女家庭中，不同排行的子女地位不同，往往也扮演不同角色。（2）父母特征。包括父母年齡、父母文化水平、教育觀念。父母要撫養兒童長大成人、給予經濟與情感上的支持、傳授社會的道德規范等，在子女的成長過程中發揮多種作用。（3）家庭特征。包括家庭人口數和家庭收入。人口衡量家庭規模，也在一定程度上表示勞動力個數;由于教育需要較高成本，且目前子女受教育預期經濟收益較低，導致低收入家庭子女受教育較少。（4）學校特征。包括學校所在區域和師生關系。位于城鎮的學校擁有相對較好的教學硬件、教學環境和教學資源，同時也意味著更高的學習成本。教師與學生的學習、生活接觸良多，通過替代性經驗及言語說服影響了學生的自我效能。

2.4.2 描述性統計 從表2可以看出，留守兒童與非留守兒童在自我效能感上有明顯差異。其中，一般自我效能感相差1分，學習能力自我效能相差1.36分，雖然差距較小，但統計學檢驗差異仍然顯著;學習行為效能感相差3.34分，統計學檢驗在1%的水平上差異顯著。

3 模型估計結果及平衡性檢驗

傾向分數模型是二元因變量回歸模型（Probit或Logit模型）為基礎，本研究選用Logit模型。除馬氏匹配外，其他匹配方式損失樣本數量均為12個，有效樣本578個。總體來說，匹配結果較好。

3.1 父母外出就業對兒童學習能力自我效能的影響

本研究利用近鄰匹配、核匹配、馬氏匹配、樣條匹配5種方法，分別估計了“父母外出就業”對兒童所產生的因果效應。此外，在每種方法進行估計后，均使用Boot-strap重復抽樣方進行穩定性檢驗，用以保證估計結果的穩定性，分別迭代了50、100、200次，發現100次之后趨向平衡。本研究采用迭代200次的結果，從表3可見，近鄰匹配（K=1）不顯著，K=4 估計量偏高，因此采取核匹配結果。學習能力效能感反映的是學生對自己學習能力的評價，學習能力自我效能感高的學生表現為相信自己有能力把學習搞好。父母外出就業對兒童學習能力自我效能也產生了負向影響，差距雖然較小，但是在5%的水平上仍然顯著。父母外出就業對初中生留守兒童學習能力自我效能平均影響效應（ATT）為1191;若當前初中非留守兒童成為留守兒童，他們一般自我效能平均影響效應（ATU）為1.565;父母外出就業對所有學生一般自我效能總體影響效應（ATE）為1.346。也就是在中國西南農村地區，對于當前留守兒童群體而言，如果能和父母一起生活，他們一般自我效能能提高1.191分;對于當前的非留守兒童群體而言，如果父母外出就業，他們的自我效能將降低1.346分。由此也可以得出父母外出就業對非留守兒童潛在影響更大。

3.2 父母外出就業對兒童學習行為自我效能的影響

本研究用同樣方法對兒童的學習行為自我效能進行了匹配估計，與上述結果不同，此次結果均在1%的水平上顯著，本研究取接近于均值的結果，即取近鄰匹配（K=4）的結果，從表4可以看出，學習行為效能感反映的是學生對自己學習行為的評價，學習行為效能感高的學生感到自己能對自己學習行為進行較好的控制。與上述情況稍有不同，父母外出就業對兒童學習行為自我效能影響較大，且極為顯著。父母外出就業對兒童學習行為自我效能產生了負向影響，在1%的水平上仍然顯著。父母外出就業對初中生留守兒童學習行為自我效能平均影響效應（ATT）為3.114;若當前初中非留守兒童成為留守兒童，他們一般自我效能平均影響效應（ATU）為3.263;父母外出就業對所有學生一般自我效能總體影響效應（ATE）為3.176。也就是說在中國西南農村地區，對于當前留守兒童群體而言，如果能和父母一起生活，他們學習行為自我效能能提高3.114分;對于當前的非留守兒童群體而言，如果父母外出就業，他們的自我效能將降低分3.176分。由此可以得出父母外出就業對兒童的學習行為自我效能的影響巨大。

3.3 平衡性檢驗

經過匹配后， 處理組和控制組的協變量不能存在顯著的

差異，因此需要進行平衡性檢驗。經過匹配后，所有協變量的偏誤比例都降到8%以下，經過匹配后偏誤比例得到了降低，一半協變量達到了80%左右，分析結果見表5。這意味著通過PSM方法，處理組和控制組之間的差異被顯著降低了。其中人口數、父親年齡、母親文化水平、母親年齡、學校的區域差異是顯著不為零的。匹配后這些特征變量上處理組和控制組之間不再有顯著差異。代表著本研究用來降低處理組和控制組之間由于可觀測的異質性導致的偏誤的傾向分數匹配方法具有可行性。表5結果表明，雖然匹配前處理組與控制組在一系列特征變量（如父親文化、教育觀念、家中排行、師生關系、收入水平）上差異不顯著，匹配后偏誤比例均降低，說明匹配后2個樣本組之間在協變量上的差異進一步降低，由于自選擇性引致的估計偏誤也得到了改善。以上分析結果表明，樣本匹配后能夠通過平衡性檢驗，在2個樣本組之間進行匹配使用的協變量不再存在顯著差異或差異很微小，相當于達到了類似于隨機試驗的效果。這在很大程度上降低了自選擇性所導致的估計偏誤。

4 結論與討論

學業自我效能感是指一種對個人學習能力、學習習慣的信心[17]，無論是對學習目標的選擇、學習動機的強弱，還是對待學習困難的態度與行為、對學習結果的認知與歸因等方面都有重大影響，甚至比智力帶來的影響更大[18]。父母外出就業如何影響孩子的成長是一個很重要的家庭和社會問題，本研究應用傾向分數匹配方法，重點從2個維度分析了父母外出對兒童學業自我效能感的影響。

父母外出就業對留守兒童的學業自我效能感的影響存在顯著影響。在學習能力自我效能上，留守兒童的得分表現低于非留守組，但相差甚小。學習能力自我效能感衡量的是諸如可以學以致用、能夠學習比較廣泛的知識等能力，一方面有先天因素影響，另一方面老師的教導在一定程度上可彌補家長的缺失。

最值得注意的是，學習行為自我效能感上，留守兒童得分明顯低于非留守兒童。學習行為自我效能衡量的多為學習習慣方面，諸如能否集中注意力聽講、能否記筆記、能否按時完成學習任務等。有研究表明，父母在外務工時間越長，兒童就越缺少父母親的幫助、教導，大多數留守兒童都存在著不明白學習的目的，沒有科學的學習方法、良好的學習態度及學習習慣等問題[3]，這也一定程度上解釋了上述的研究結論，父母外出就業對留守兒童學習行為效能影響達到3.114分，且在1%的水平上顯著。此結論同時也給研究留守兒童與非留守兒童學習成績差距提供一個合理的作用機制切入點。

除了教育的數量之外，我們更要考慮到教育的質量。本研究結果表明，留守兒童的教育重點不在于學習能力，而在于學習行為，而學習行為是后天習得，著名教育家葉圣陶所言教育就是要養成良好的學習習慣。最好的老師是家長、最好的學校是家庭。家長要樹立榜樣，幫助學生養成良好的閱讀、書寫、反思、定計劃等習慣，同時需妥善安排留守兒童的生活，選擇切合的代理監護人，關注兒童的學習行為。當父母外出時，學校方面也應更加重視留守兒童的學習行為，培養優秀的學習習慣，激發其學習興趣，對其進行學習方法的指導，教師也要成為其學習楷模。從長遠來看，父母外出對孩子的教育和發展可能有持續的不利影響，雖然提供了經濟保障，但是精神陪伴卻缺失嚴重，就兒童個人而言不利于其優化自身能力，不利于其提高未來在人才市場的競爭表現;就國家來說，不利于培養出高素質的勞動力，不利于縮小城鄉收入差距。當然，最根本的問題是留守現象，這需要社會、家庭等多方面共同努力，任重而道遠。

本研究未加入成績因素，已有研究將自我效能作為學習成績的中介變量，即自我效能提高有助于學習提高，學習提高反過來又促進自我效能，內生性強。考慮內生變量會導致估計結果有偏，因此本研究并沒有將成績作為協變量。

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