家庭社會經濟地位、親子關系與欠發達地區農村留守兒童積極發展
——基于兩省兩校農村兒童調查數據的研究

崔寶琛

(天津社會科學院 社會學研究所,天津 300191)

1 問題提出

改革開放以來,中國社會在市場化、城市化以及工業化等多重動力的疊加推動下經歷了前所未有的大轉型,身處大轉型中的兒童其生命歷程與社會歷史進程緊密聯系,共有的社會經歷形塑了他們的代際特征,但代際共性并未削弱家庭背景在個人發展中的作用。相反,城鄉差距、階層差距以及教育分層等因素帶來了群體分化,“二代”現象成為無法回避的代際面貌之一(李春玲,2019)。研究表明,城市中產階層家庭的子弟在教育機會獲得上更具優勢(李春玲,2014),而農村留守兒童通過教育實現階層流動的比例有限。受父母長期外出影響,處于高中學段的留守兒童輟學率較高并且終止學業后很快會外出務工,他們作為教育競爭中的“失敗者”過早進入勞動力市場成為“新生代農民工”(蘇群等,2015;呂利丹,2014)。尤其在勞動力輸出量較大的中西部欠發達農村地區,常態化與持續性人口流動使這種現象更為普遍(潘璐,2020),成長于拆分型家庭中的留守兒童多數成為了新生代農民工并以同樣的親子分離方式制造著新一代留守兒童(林寒,2016)。“留守(兒童)-流動(青壯年)-留守(老年)”這一生命軌跡隨著人口代際更替非良性循環,不僅使鄉村普遍呈現出老齡化、兒童化的“流出性衰敗”,還嚴重制約著農村社會人力資本水平和鄉村振興進程。然而,現有研究以“社會結構-留守經歷-新生代農民工的勞動特性”為邏輯主線展開的因果敘事,關注的是留守兒童作為未來農民工的意義,未能揭示農民工子輩延續父輩命運軌跡的可能生成機制。

2021年,中央一號文件《關于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見》(1)中共中央,國務院.關于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見[EB /OL].http://www.gov.cn/xinwen/2021-02/21/content_5588098.htm,2021-01-04.提出“三農”工作重心由脫貧攻堅向全面推進鄉村振興的歷史性轉移。農村兒童作為鄉村振興的重要人才儲備,其發展水平很大程度上決定了鄉村振興的人力資本質量。為了解決我國兒童發展不平衡問題,特別是集中連片特殊困難地區兒童發展水平明顯低于全國平均水平的情況,國務院辦公廳印發《國家貧困地區兒童發展規劃(2014-2020年)》(2)國務院辦公廳.國家貧困地區兒童發展規劃(2014-2020)[EB /OL].http://www.gov.cn/zhengce/content/2015-01/15/content_9398.htm,2015-01-15.(國辦發〔2014〕67號)(以下簡稱《規劃》)要求聚焦這部分兒童發展的薄弱環節和重點領域,實施出生健康、營養改善、醫療保健、教育保障以及特殊困難兒童關愛等措施。2020年,中國發展研究基金會召開“貧困地區兒童發展座談會”(3)中國發展研究基金會.貧困地區兒童發展的五個短板及對策[EB /OL].https://baijiahao.baidu.com/s?id=16811249 18557006821&wfr=spider&for=pc,2020-10-21.就《規劃》落實情況展開討論,認為《規劃》雖然基本解決了集中連片特殊困難地區兒童的生存型貧困問題,但他們在其他方面的發展水平與全國的差距依然明顯。當前,中西部欠發達地區仍有相當數量的農村留守兒童生活在低收入家庭中(李春凱、彭華民,2018),他們因家庭初始稟賦不平等而經歷著不平等的童年。當社會機制不足以應對貧困的代際傳遞、無法有效打開向上流動的渠道時,發展機會不平等導致的發展劣勢將具象化在兒童的生命軌跡中并不斷累積(鄧鎖、吳玉玲,2020;肖莉娜,2014)。

家庭社會經濟地位對兒童發展具有廣泛而深刻地影響。正如布爾迪約和帕斯隆(2002)所言,“高的社會地位并不能自動地、也不能全部地有利于出身于它的人”。布勞和鄧肯(Blau &Duncan,1967)的“地位獲得模型”將教育作為社會再生產的重要中間機制闡釋了父輩的優勢社會地位是如何實現代際傳遞的,但該模型并未對家庭背景如何影響教育獲得予以充分討論。隨后,研究者引入父母教育期望作為中介變量,縮短了家庭背景與教育獲得之間的因果鏈,對實現優勢傳遞、穩定階層壁壘的中間機制進行了拓展。然而,地位獲得模型及其衍生研究均遵循了結構決定論式進路,微觀層面有意義的人際互動過程被遮蔽。那么,在家庭社會經濟地位與兒童發展之間是否還存在其他解釋機制?有研究發現,親子互動是揭示家庭社會經濟地位影響兒童發展過程“黑箱”的重要機制(侯利明、雷鳴,2019),但宏觀社會結構與微觀日常生活實踐之間的關聯在兒童發展領域尚未得到充分研究。

綜上,本文致力于回答以下研究問題:第一,家庭社會經濟地位作用于欠發達地區農村兒童積極發展的路徑是怎樣的?第二,親子關系在這一路徑中發揮了何種作用?第三,這一路徑在有/無留守經歷兩類兒童群體之間是否存在差異?回答以上問題不僅有助于更深入地理解貧困的代際傳遞,還有利于探尋提升農村兒童人力資本質量的可能路徑,進而實現農村人力資本質量提升與鄉村振興之間的良性互動。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 家庭社會經濟地位與兒童發展

2020年全面打贏脫貧攻堅戰標志著千百年來困擾中華民族的絕對貧困問題歷史性地劃上了句號。依托大扶貧的工作格局,兒童脫貧工作取得了明顯進展,各項反貧困政策措施改善了欠發達地區農村兒童的生存和發展環境。然而,與之相對應的是中西部欠發達地區貧困代際傳遞現象的日益凸顯和城鄉之間子代貧困發生率的逐步拉大(林閩鋼、張瑞利,2012;盧盛峰、潘星宇,2016;馬文武等,2018)。脫貧攻堅工作全面勝利與貧困代際傳遞上升趨勢之間的矛盾反映了兩個問題:其一,以消除絕對貧困為目標的脫貧攻堅戰略聚焦兜底性“社會安全網”建設,主要保障兒童基本生存需要的滿足,在回應兒童多維貧困上有所欠缺,不利于兒童的全面發展;其二,兒童貧困意味著未來貧困問題將代代傳遞,而長期性反貧困行動取得成功的關鍵之一在于厘清貧困代際傳遞的機制,闡釋貧困影響兒童發展的具體路徑進而從根本上阻斷貧困的代際傳遞。

2.1.1 積極發展:從生存保障到人力資本質量提升

貧困實質上是個體可行能力被剝奪的結果,能力視角的引入將貧困的判別標準從手段(收入)轉向了人們有理由追求的目的(發展機會)和使這些目的得以實現的自由。前一階段反貧困行動將兒童脫貧置于一般性的家庭脫貧框架中,但處于發展關鍵期的兒童除了具有與成年人相似的基本生存需要以外還有不同于成年人的發展需要,給予貧困家庭救助雖然能夠保障兒童免于遭受生存威脅,但家庭可支配收入的增加不一定充分轉化為兒童發展機會的促進。隨著脫貧攻堅任務的完成,我國反貧困行動進入到新階段。貧困的韌性和遷移性表明后扶貧時代應當將反貧困重點從絕對貧困轉向相對貧困、從生存型貧困轉向發展型貧困、從保障基本生存轉向投資人力資本發展(唐任伍等,2020)。兒童人力資本質量不僅關系到兒童成年后的經濟社會表現,也長遠地制約著反貧困目標的實現,只有在兒童幼年時就降低能力貧困才能有效切斷貧困的代際傳遞。基于此,實施以提升兒童人力資本質量為目標的反貧困行動的必要性和重要性進一步凸顯。

傳統人力資本理論認為教育通過提升個體能力對其勞動力市場表現和收入水平產生影響,但能力被局限在認知能力范圍內并被簡化為個體的受教育年限。教育獲得是個體在勞動力市場成功的重要因素(解堊,2021),提升兒童受教育水平(認知能力)一直被視為投資于兒童人力資本的重要方式。進入21世紀后,知識經濟時代的到來提升了社會對勞動力知識與技能的要求,同樣接受過高等教育的個體在能力上所表現出的較大差異使得認知能力在勞動力市場表現和收入水平預測中的解釋力越來越受限(劉中華,2018),而非認知能力在這一過程中的重要作用為研究者所關注。Heckman等研究者(2006)構建了以認知能力與非認知能力為核心的新人力資本理論,擴展了傳統人力資本理論的內涵。認知能力和非認知能力并非相互獨立而是彼此關聯、相互促進的,一個階段非認知能力的形成有助于下個階段認知能力水平的提升(Cunha &Heckman,2008),而且非認知能力在兒童學業成就、未來職業發展及工資收入等方面具有重要作用。因而,兒童人力資本投資應當兼顧兒童認知能力和非認知能力的發展。積極發展理論(Positive Youth Development,PYD)主張應當將兒童視為值得投資的資源,關注兒童采取行動的能力、認知能力、建立目標和抉擇能力、抗逆能力、社交能力、分辨是非能力等多方面的潛能與優勢,多維度地反映兒童發展的特征。

綜上,本研究將積極發展視為體現兒童發展結果的關鍵指標,考察家庭社會經濟地位作用于兒童積極發展的路徑,闡釋資源在代際間傳遞反映出的階層再生產或階層流動狀況。

2.1.2 代際傳遞:家庭社會經濟地位影響兒童發展的機制

關于兒童發展不平等的形成機制研究者提出了差異化的解釋。相較于傳統發展理論強調遺傳因素對個體發展的單一影響,積極發展理論對系統性因素(生物、社會環境及自我因素)給予了更多關注,認為兒童發展是在“個體←→情境”相互作用過程中實現的,兒童所處的情境會改變遺傳傾向并影響其發展結果(Theokas &Lerner,2006)。家庭是兒童發展的重要情境之一,家庭貧困不可避免地影響著兒童人力資本的形成和發展。20世紀60年代,美國經濟學家關注長期性貧困問題時發現貧困家庭存在著貧困的代際傳遞(Intergenerational Transmission of Poverty)現象,即父代較低的社會經濟地位以及與之相關的因素會傳遞給子代,使子代重復父代境遇、默守困頓的惡性循環(Lewis,1959)。西方國家社會福利危機以來,隨著家庭貧困現象增加和社會福利改革推進,家庭社會經濟地位(Social Economic Status,SES)與兒童發展之間關系的研究漸趨豐富。家庭社會經濟地位的高或低是一種與社會分層緊密聯系的社會結構現象,其對兒童發展的影響并非是效應的正負之分那么簡單,而是蘊含著階層再生產和社會流動的深層意涵。

人力資本投資理論指出兒童的人力資本積累由其自身資質與父母投資共同決定。以貝克爾為代表的早期經濟學家認為,家庭收入通過影響兒童的認知能力水平進而影響其未來成就(Becker &Tomes,1979),遵循“家庭收入(上學支付能力)—學校成就(認知能力)—未來成就”路徑(周金燕,2015)。事實上,家庭經濟資本對兒童發展的影響并不僅僅體現在高等教育升學的關鍵時點上而是貫穿于兒童發展的全過程,資金約束帶來的發展劣勢不僅在兒童發展早期階段就有所表現,還會在生命歷程中持續累積,影響兒童成年期的人力資本質量和經濟社會表現。社會不平等的加劇擴大了不同家庭之間投資于兒童發展的能力差距,導致密集型教養方式在中產階級家庭更容易實現而對于其他階層的家庭則變得難以負擔。優勢階層的家庭能夠長期為兒童提供高質量的養育環境,通過購買學習資料、優質課外培訓等密集型育兒手段投資于兒童發展(楊釙,2020)。而弱勢階層家庭盡管也希望通過投資兒童發展參與社會階層流動,但工作不穩定、經濟窘迫制約了家庭對兒童的經濟投入(Duncan et al.,2014),只能將有限的資源優先用于維持家庭再生產所必須的項目。

家庭文化資本的代際傳遞是實現階層再生產的另一種有效機制,文化資本在不同階層的差異化分布通過家庭社會化過程和學校教育系統得以鞏固(Bourdieu &Passeron,1977)。一方面,優勢階層家庭相較于弱勢階層家庭擁有的文化資本數量更多、種類也更豐富,弱勢階層家庭缺乏為兒童提供優質教育資源和文化活動參與機會的能力。另一方面,優勢階層家庭中的父母更有能力利用文化資本幫助兒童在學校教育過程中獲得成功。高社會經濟地位家庭的父母更注重培養兒童的興趣愛好和文化品味,兒童在良好的家庭文化氛圍熏陶中形成了為社會主流價值觀所認同的慣習(李忠路、邱澤奇,2016)。同時,由于學校體現了優勢階層的經驗,優勢階層家庭中的兒童所掌握的慣習在學校場域中進一步被合法化為以好成績、獎狀、文憑等為代表的“象征性權利”(吳愈曉等,2017),進而延續了原生家庭的階層優勢。而弱勢階層家庭中的父母受教育水平普遍不高,兒童雖然也可以通過學習獲得優勢階層的文化資本,但不會像優勢階層那樣具有很高的掌握程度(Lamont &Lareau,1988),家庭教育的先天弱勢、學校主流教育的排斥、課外培訓機構的隔離等因素使得他們因缺乏文化資本而處于發展劣勢。

綜上,已有研究借助經濟資本和文化資本的累積轉化闡釋了家庭社會經濟地位影響子代地位獲得的機制,驗證了家庭社會經濟地位和兒童發展之間的直接聯系,但多是將認知能力和非認知能力分開探討且更為關注兒童的教育獲得、學業成績等認知能力,僅有部分研究涉及非認知能力(侯玉娜,2015;周春芳等,2021)。知識經濟時代對人才素質的要求趨于全面化,在以全面發展為目標的兒童發展觀之下,家庭社會經濟地位對于兒童發展的作用仍需要進一步驗證。因此,本研究提出如下假設:

研究假設1:家庭社會經濟地位對兒童積極發展有正向預測作用,家庭社會經濟地位越高,兒童就越有可能實現積極發展。

2.2 親子關系與兒童發展

家庭資本不僅包括經濟資本和文化資本等靜態資源,還有以家庭為發生和實踐場所的動態過程(Family Process),即社會資本。科爾曼(2008)指出不同于家庭經濟資本和文化資本對于宏觀結構性資本再生產的強調,社會資本體現了微觀人際互動過程中的代際傳遞,可以為認識貧困代際傳遞現象的形成提供新啟發。在社會資本和兒童發展研究中,研究者較為關注的議題是親子關系與兒童人力資本積累之間的關系。

2.2.1 親子關系的階層異質性

親子關系是社會分層的結果,處于不同結構位置的家庭在親子關系模式上存在差異。中國家庭的親子關系模式深受儒家傳統文化影響,育兒被視為父母教孩子“學做人”。因而親子關系在較長一段時期內呈現出家長絕對權威與子女服從的特點,父母更多的是對兒童發號施令而非與兒童理性溝通、共同決策,而且這種親子互動模式普遍存在于不同階層的家庭之中,并未體現出階層差異,所謂的育兒差距主要是由經濟資本構筑的壁壘所致,即中產階級父母在經濟資本投入上具有優勢(洪巖璧、趙延東,2014)。改革開放以來,在工業化、市場化、全球化快速推進過程中,親子兩代對新事物適應能力的差異導致父代失去了教化子代的絕對權力,親子關系模式逐漸由父代自上而下對子代的單向教養,發展為代際間觀點交換、理性溝通和情感表達的雙向互動。然而,城鄉、區域發展不均衡導致人們的生活水平、生活方式以及價值觀念存在差異,親子關系模式的變遷速率在不同階層具有異質性,并且中產階層家庭要快于工人階層家庭(藍佩嘉,2014)。

研究進一步發現,不同階層家庭中親子關系模式的差異主要體現在“參與”維度上(父母與兒童之間的交流和陪伴),而非“要求”維度上(父母對兒童的約束和管教)(李佳麗等,2020)。中產階層家庭中親子互動的頻率更多、時間也更充裕(田豐、靜永超,2018),而父母越重視與兒童之間的情感交流、情緒表達和陪伴,親子關系就越親密。相比之下,弱勢階層家庭較難實現中產階層父母與兒童之間親密的親子關系。一方面,低階層家庭的家長缺乏親子交流意識,這種現象在發展中國家的農村地區尤為明顯(Doepke &Zilibotti,2019),習慣傳統養育方式的農民工父母大多也不擅長與子女的親密交流(肖莉娜,2022);而且他們需要長時間勞作以獲得足夠的收入維持生計,沒有充足的時間陪伴兒童。另一方面,低家庭社會經濟地位預示著父母可能因貧困而面臨著長期的心理壓力與精神負擔,當父母無法有效處理這些壓力時則容易處于抑郁、焦慮以及冷漠等狀態中,無法給予兒童足夠的情感關懷(Masarik &Conger,2017),甚至還會出現不當養育行為(Linver et al.,2002)。2018年民政部調查數據顯示,低保家庭中父母與兒童溝通交流的情況明顯差于普通家庭,不少低保家庭的親子關系不親密(王杰秀,2020:281)。因此,本文提出如下假設:

研究假設2:家庭社會經濟地位正向預測親子關系水平,家庭社會經濟地位越高,親子關系水平就越高。

2.2.2 親子關系的中介作用

家庭社會經濟地位和親子關系是家庭資本的兩個重要組成部分,兩者不應被割裂看待。家庭社會經濟地位屬于兒童未直接參與但會對其發展產生影響的遠端因素,能夠通過近端因素的中介作用間接與兒童發展結果相關聯(Bradley &Corwyn,2002)。兒童與家庭中重要他人的互動是影響其發展的近端因素,與兒童發展結果關系更密切(Dornbusch &Wood,1989)。作為家庭社會資本形式存在的親子關系是家庭經濟資本和文化資本轉化為兒童人力資本的重要中間機制(Coleman,1988),制約著兒童在家庭經濟資本和文化資本代際傳遞過程中獲益的水平。良好的親子關系有利于家庭經濟資本和文化資本的有效代際傳遞,親子關系不佳則會導致這種代際傳遞過程受阻。

在社會經濟地位較低的欠發達地區農村家庭中,父母外出務工而兒童留守的情況較為普遍。農村勞動力在本地務農或務工獲得的收入不足以維持家庭生活,而受教育水平偏低、人力資本稟賦不足使得他們外出務工后不得不從事風險較高且穩定性較差的工作,其收入水平僅能維持自身在城市的基本生活和補貼農村家用(王詩棋等,2020),難以負擔舉家遷移在城市長期生活的高額費用,兒童只能被留在戶籍所在地而非跟隨父母流動。親子分離一定程度上會導致親子互動減少、父母對兒童的情感支持降低進而削弱家庭的社會資本,影響兒童的心理健康水平(Aguilera-Guzmán et al.,2004);留守兒童在健康行為和學校參與上表現較差與親子溝通和父母情感支持較少導致的低家庭社會資本有關(Wen &Lin,2012)。因此,本研究提出如下研究假設:

研究假設3:親子關系中介了家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間的關系。

2.3 留守經歷的調節效應

父母外出務工后留守兒童長時間生活在假性單親家庭(父母中一方長期在外務工)、隔代撫養家庭(祖輩撫育照料)甚至寄養家庭中,家庭結構離散化通過匯款效應和分離效應影響兒童發展,兩種效應對兒童發展的影響都會隨時間推移而不斷累積。因而相較于兒童當前的留守狀態,本研究更為關注兒童的留守經歷。留守經歷意味著家庭內社會資本的部分缺失,這是否會導致家庭社會經濟地位對兒童發展的預測作用在有留守經歷兒童與無留守經歷兒童之間存在差異,尚需要進一步驗證。

就分離效應來看,家庭在空間上的離散化并不能完全等同于家庭成員之間社會距離的拉大,但長期親子分離和共同生活經歷的缺失仍會使留守兒童與父母之間的親子互動呈現出時間上的間斷性、空間上的遠距離性、面對面交往的不便性以及互動方式的單一性等特點(李慶豐,2002)。研究發現,在留守家庭中,父母能夠經常與兒童共同活動的家庭僅占到少數,而父母很少或從不與兒童一起活動的家庭占到一半以上(許傳新等,2011)。外出務工的父母往往因忙于工作而對兒童的情感需要關注不足,甚至更多地采用金錢減輕自身長期在外無法照顧子女而產生的負疚感(賈勇宏,2008),使得部分兒童將父母簡單地等同于生活資料的提供者。此外,處于青少年期的留守兒童面臨生理心理、人際交往、生活環境等一系列發展變化,此時父母外出務工不僅會導致兒童在發展關鍵期的困惑與迷茫難以得到及時有效地引導,還會因缺少父母的照料和情感慰藉而處于親情饑渴狀態甚至對父母產生怨恨情緒,進而在精神健康、道德品質以及社會交往等方面表現出不同程度地問題(潘璐,2020)。

就匯款效應來看,外出務工有助于提升家庭投資于兒童發展的經濟能力,增加留守兒童的受教育機會、提升其學習成績(袁夢、鄭筱婷,2016),還能夠使父母接觸到更為開放的教育理念、改變教育價值認知進而促進兒童發展,研究者將其稱為社會性匯款(social remittances)(Levitt,1998)。但欠發達農村地區部分低收入家庭在收入水平提升后往往會優先考慮購置房屋、藥品、衣服或家電以改善生活水平,這導致收入水平的提升并不一定能夠充分轉化為兒童發展機會的促進。而且基礎教育均衡化政策和高等教育分層促使基礎教育競爭從校內轉向校外(楊釙,2002),欠發達農村地區校外教育資源相對匱乏、市場化水平不高、可及性不強,父母投資于兒童發展的途徑受限。此外,父母的外出務工行為會潛移默化地影響農村留守兒童的認知,使他們外出務工的意愿和動機愈發強烈,促成了階層地位的代際再生產而非階層向上流動(潘璐,2020)。

此外,研究指出家庭在兒童撫育上的時間投入不足、質量不高是導致兒童人力資本質量較低的主因,具有經濟優勢的家庭如果為兒童提供低質量養育,其效果還比不上經濟處于劣勢的家庭為兒童提供的高質量養育(Heckman et al.,2010)。可見,欠發達地區農村留守兒童的發展可能面臨著風險因素占據主導地位而發展資源不足的阻礙,即外出務工不僅未能顯著增加家庭對兒童的經濟投入,還降低了父母對兒童的時間投入和親子互動質量,使得親子分離帶來的負效應超過了匯款正效應。綜上,本研究提出如下假設:

研究假設4:留守經歷作為兒童發展過程中的風險因素,不僅對兒童積極發展具有負向的直接預測作用,還能夠調節親子關系在家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間的中介關系。

根據前文所提出的研究假設,本研究以親子關系為中介變量、留守經歷為調節變量構建了家庭社會經濟地位預測兒童積極發展的有調節的中介模型(見圖1),中介模型和調節模型相互補充能夠更好地理解家庭社會經濟地位作用于兒童積極發展的路徑以及這一路徑在不同群體之間的差異。

圖1 有調節的中介模型

3 研究設計

3.1 數據來源

本研究使用的數據來自“益心華泰·一個明天”農村兒童發展調查項目(4)“益心華泰·一個明天”農村兒童發展調查項目得到華泰證券和愛德基金會支持,項目由南京大學MSW教育中心實施,項目主持人為南京大學MSW教育中心主任彭華民教授。。調查對象為江蘇省宿遷市洋河新區C小學、安徽省岳西縣河圖鎮H小學、安徽省金寨縣雙河鎮S中學以及湖北省恩施市龍馬鎮L學校(九年一貫制學校)四所農村學校3-9年級的兒童。調查問卷分為兒童個人及其家庭的基本情況、兒童積極發展情況、發展情境三個板塊,包含華人青少年正面發展量表(簡版)、親子親合量表、特拉華校園氛圍量表(學生卷)、意向性自我調節量表等。調查問卷有初中和小學兩個版本,中學版問卷內容更豐富,小學版問卷在中學版基礎上對量表進行了整體性刪減。問卷調查以班級為單位進行,調查員進入到每個班級中指導兒童填答問卷并在回收后現場逐一檢查問卷填答情況,根據編號找到漏填的兒童補填。

項目調查共發放問卷2185份,共回收有效問卷2175份,有效問卷回收率為99.54%,其中包括小學部分1461份和中學部分714份。本研究選取中學樣本,他們全部來自安徽省金寨縣雙河鎮S中學和湖北省恩施市龍馬鎮L學校。樣本基本情況如表1所示。本研究選取中學樣本進行分析,原因如下:一是安徽省金寨縣和湖北省恩施市在2020年全面打贏脫貧攻堅戰前均為國家扶貧開發工作重點縣(市)(5)2012年3月,經國務院扶貧開發領導小組辦公室認定,安徽省金寨縣和湖北省恩施市被列入《國家扶貧開發工作重點縣名單》中。其中,金寨縣為典型的勞務輸出大縣,人力資源社會保障部專門印發《人力資源社會保障部定點幫扶安徽省金寨縣脫貧工作規劃(2016-2020年)》(人社部發〔2016〕108號),幫助金寨縣實現外出一人、脫貧一戶。恩施市產業結構單一,就業吸納能力有限,異地轉移就業是其促進勞動力就業的重要渠道。據《恩施州統計年鑒2019》顯示,2019年恩施市外出從業時間1-3個月的農村勞動力占比6.86%,外出從業時間3-6個月的農村勞動力占比14.01%,外出從業時間6個月以上的農村勞動力占比79.13%。。兩地當前雖已擺脫絕對貧困,但因經濟社會總體發展水平較低和基本公共服務供給不足而導致的相對貧困問題將會日益凸顯,因而兩地相對于城市地區和東部發達地區而言仍屬于欠發達地區;二是兒童發展具有階段性特征,不同年齡階段的兒童會形成新的能力,初中生正處于青少年期,成就動機、自律和責任感等一系列重要能力在這一時期更具可塑性(張憲,2020)。

表1 樣本基本情況

3.2 變量說明

3.2.1 自變量

本研究的自變量是家庭社會經濟地位。社會經濟地位具有代際傳遞和累積效應,因而考察兒童的社會經濟地位主要是對其父母的社會經濟地位進行測量(于奇等,2022),通常以父母的收入水平、受教育程度和職業作為測量指標(Mueller &Parcel,1981)。基于此,本研究采用綜合指標法測量兒童家庭社會經濟地位,同時參考已有研究將綜合指標具體化為父母最高職業地位得分、父母最高受教育水平以及兒童自評家庭經濟情況(黃超,2018;張帆、吳愈曉,2020;廖麗等,2022;于奇等,2022)。測算方法如下:第一步是對父/母職業地位、父/母受教育水平以及兒童自評家庭經濟情況賦值。對父/母職業地位分別賦值,按照兒童對“你父親/母親的職業是”一題的填答情況,根據任春榮(2010)對兒童家庭社會經濟地位測量技術的梳理,以國際勞工組織制定的國際職業編碼(International Standard Classification of Occupation,ISCO-88)為標準對兒童父/母職業進行分類和編碼,而后將編碼轉換為國際標準職業社會經濟地位指數(6)國際標準職業社會經濟地位指數是甘澤布姆等人(Ganzeboom et al.,1992)在美國社會學家布勞社會經濟地位指數基礎上提出的,分為若干大類:專業、技術和相關人員;管理人員、企業經理;事務型工作者;銷售人員;服務業人員;農牧林業工作者;生產運輸工人及體力勞動工人。記分在25-67分之間。(International Socio-Economic Index of Occupational Status,ISEI)。對父/母受教育水平分別賦值,1=“小學及以下”,2=“初中”,3=“高中/職高”,4=“大專”,5=“大學本科及以上”。第二步是取父/母職業地位賦值中得分較高的一方作為該變量得分,取父/母受教育程度賦值中得分較高的一方作為該變量得分。第三步是將父母最高職業地位得分、父母最高受教育水平以及兒童自評家庭經濟狀況三個變量轉換成標準分并進行主成分分析,而后計算家庭社會經濟地位綜合得分,生成取值范圍0-10的家庭社會經濟地位指數,數值越大代表兒童的家庭社會經濟地位越高。

3.2.2 因變量

本研究的因變量是兒童積極發展。兒童積極發展采用香港理工大學石丹理教授及其研究團隊編制的《華人青少年正面發展量表(簡版)》(Chinese Positive Youth Development Scale,CPYDS)測量。簡版量表由采取行動能力、認知能力、明確及正面身份、建立目標和抉擇能力、親社會行為、親社會規范、與重要他人的聯系、抗逆能力、社交能力、分辨是非能力等10個一階維度構成,而10個一階維度進一步被歸納為能力、自信、關愛、品格4個高階維度。其中,關愛維度考察的是兒童參與志愿服務活動情況,及其對利他主義、義務精神等社會規范和道德標準的認同情況,包含親社會規范和親社會行為共2個一階維度;品格維度考察的是兒童對善惡是非是否有正確的判斷標準,與重要他人建立聯結的能力、抗逆力等一系列正面發展所需的品格,包含與健康成人和益友的聯系、抗逆力、社交能力、分辨是非能力、自我效能感、建立目標和抉擇能力共6個一階維度;能力維度考察的是兒童創新思考、適應轉變的能力,根據自身想法做出有效選擇的能力,以及基于正面動機進行被社會接受的常規行為的能力,包含認知能力、采取行動能力共2個一階維度;自信維度考察的是兒童對自身身份是否有明確且正面的認識,以及其正面的外顯行為能否得到朋輩、父母、老師的積極回應,包含明確及正面的身份和正面行為認同共2個一階維度。簡版量表包含31個條目,其中能力維度共6個條目、自信維度共6個條目、關愛維度共6個條目、品格維度共13個條目。所有條目均采用6點計分,1=“非常不同意”,2=“不同意”,3=“有點不同意”,4=“有點同意”,5=“同意”,6=“非常同意”。各一階維度條目分別累加得到該維度的總分,4個高階維度的得分累加獲得積極發展情況總分,得分越高表示兒童在該維度發展情況越好。本研究中整體量表的Cronbach′s α系數為0.928。

3.2.3 中介變量

本研究的中介變量是親子關系。親子關系通過父母能否與兒童每周見面/聯系、父母是否給予兒童生活費、兒童平時在家能否得到父母照顧以及兒童與父母之間的親密程度進行考察。其中,父母能否與兒童每周見面/聯系通過問卷中4道題目測量,包括測量父/母和兒童聯系頻率的題目各1道,即“你和父/母聯系的情況是?”選項為1=“每天聯系”、2=“每周聯系”、3=“每個月聯系”、4=“每三個月聯系”、5=“每半年聯系”、6=“每年聯系”、7=“失去聯系”;測量父/母和兒童見面頻率的題目各1道,“你和父/母見面的情況是?”選項為1=“每天見面”、2=“每周見面”、3=“每個月見面”、4=“每三個月見面”、5=“每半年見面”、6=“每年見面”、7=“無法見面”。如果父親/母親與子女見面的頻率不少于每周或父/母與子女聯系的頻率不少于每周,則編碼為1,反之則為0。父母是否給予兒童生活費通過問卷中“你的生活費通常由誰提供?(多選)”測量,選項為1=“爸爸媽媽”、2=“僅由爸爸”、3=“僅由媽媽”、4=“爺爺”、5=“奶奶”、6=“外公”、7=“外婆”、8=“親戚”,考慮到家庭中兒童生活費用的支付者一般為勞動力市場參與者,因而對于經濟支持的考察不限于父母必須同時為子女提供生活費,只要其中一方能夠提供即視為父母為子女提供了生活費用,并將“父母給予兒童生活費”變量編碼為1,反之則為0。

兒童平時在家是否由父母照顧通過問卷中“你在家中的生活主要由誰照顧?”測量,選項為1=“爸爸媽媽”、2=“僅由爸爸”、3=“僅由媽媽”、4=“爺爺”、5=“奶奶”、6=“外公”、7=“外婆”、8=“親戚”,如果兒童能夠同時感知到來自父母的照顧,則將兒童平時在家能夠得到父母照顧編碼為1,反之則為0。兒童與父母之間的親密程度通過Olson、Sprenkle和Russel于1979年共同編制的《家庭適應和親子親合評價量表》(Family Adaption and Cohesion Evaluation Seales Ⅱ,FACES Ⅱ)的親子親合分量表進行測量。量表考察了兒童與父母在遇到困難時相互支持、彼此感覺親近、度過閑暇時光、聊天、共同愛好等方面的情況,包括內容完全相同的母親部分和父親部分,所有條目采用5點計分,分別為1=“從不”、2=“偶爾”、3=“有時”、4=“經常”、5=“總是五類”。最后將多維指標矩陣投影到其主成分空間,然后將其與對應的方差貢獻率進行加權求得綜合因子得分,生成取值范圍0-10親子關系得分,親子關系分值越高表示親子關系水平越高。

3.2.4 調節變量

本研究的調節變量是留守經歷。留守經歷通過問卷中“你多大的時候爸爸開始外出打工?”和“你多大的時候媽媽開始外出打工?”2道題目測量,選項為1=“一直沒有外出務工”、2=“0-3歲”、3=“4-6歲”、4=“7歲以后”,將上述兩道題目同時選擇“一直沒有外出務工”的樣本列為“無留守經歷”并編碼為1,其余列為“有留守經歷”編碼為0。

3.2.5 控制變量

本研究除了對性別、年級、民族、是否獨生子女、父母婚姻狀態等人口學變量進行了控制以外,還控制了兒童的外化問題行為、是否獲得補助、班級規模。這主要是因為影響兒童發展的不同發展情境之間并不是相互獨立的而是協同發揮作用的(Hobfoll,2011),在探討家庭情境中發展資源作用于兒童積極發展的路徑時,應控制其他發展情境中可能對結果造成干擾的變量。有追蹤研究發現,積極青少年發展和外化問題行為之間呈現出循環作用模式,兒童在初一年級時的積極發展情況顯著負向預測了其在初二年級時的外化問題行為,初二年級時的外化問題行為又顯著負向了預測初三年級時的積極發展情況,即兩者之間的相互作用關系隨時間推移而動態變化(王恩娜等,2022)。還有研究發現,貧困補助作為一種現金補貼較好地實現了控輟保學的政策目標,提升了貧困兒童的認知能力發展水平(王靜曦、周磊,2020);此外,班級規模會對兒童所在班級的同伴互動頻率、同輩競爭壓力以及教師反饋頻率和質量產生影響,進而影響兒童的毅力、創造性思維以及情緒控制能力等非認知能力(鄭力,2020)。所有控制變量除外化問題行為以外皆為分類變量,均按照虛擬變量處理。

3.3 共同方法偏差控制和檢驗

本研究采用問卷法,由被調查兒童進行自我報告。通過這種方式收集的數據可能存在共同方法偏差問題。為此,事先采用以下方式控制偏差:(1)在安徽和湖北兩地開展問卷調查,擴大被調查兒童的來源;(2)合理控制問卷長度,緩解兒童在填答問卷時的消極情緒;(3)遵循自愿參與的原則,并且問卷填答以不記名方式進行,降低被調查兒童的社會贊許性;(4)不同年級和班級分開施測,對被調查兒童進行時間和空間上的分離;(5)項目組調查員進入到每個班級中對本次問卷調查的目的進行詳細解釋,以克服被調查兒童填答問卷時的顧慮;(6)基于以上措施,根據周浩和龍立榮(2004)的建議,本研究進一步采用Harman單因素檢驗法來進行共同方法偏差檢驗,結果顯示未旋轉時共生成18個特征值大于1的因子,且第一個因子解釋的變異量為20.302%,小于40%的臨界標準。因此,本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.4 各變量的描述統計和相關分析

各變量的描述統計和相關分析見表2。家庭社會經濟地位與積極發展呈顯著正相關,表明家庭社會經濟地位可能是兒童在家庭情境中實現積極發展的發展資源之一。親子關系與家庭社會經濟地位、積極發展情況均呈顯著正相關,說明親子關系可能是兒童在家庭情境中實現積極發展的又一發展資源。留守經歷與兒童積極發展、親子關系均呈顯著負相關,這表明留守經歷可能是兒童實現積極發展過程中的風險因素。此外,由于性別、年級、民族、是否獨生子女、外化問題行為、是否獲得補助、父母婚姻狀態以及班級規模與本研究的主要變量顯著相關,因而將上述變量作為控制變量納入分析中。

表2 各變量的均值、標準差和相關矩陣

4 研究結果

4.1 多元方差分析

4.2 中介效應檢驗

本研究將除留守經歷和控制變量以外的所有變量進行了標準化處理,而后在控制性別、年級、民族、是否獨生子女、外化問題行為、是否獲得補助、父母婚姻狀態以及班級規模的基礎上,檢驗家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間的關系以及親子關系在上述關系中的中介效應(見表3)。首先,檢驗家庭社會經濟地位的直接效應,在模型1中,當未納入中介變量親子關系時,家庭社會經濟地位對兒童積極發展具有顯著的正向預測作用(B=0.128,t=3.877,p<0.001),即家庭社會經濟地位越高,兒童就越有可能實現積極發展。由此,研究假設1得到驗證。模型2在模型1基礎上納入了親子關系作為中介變量。結果發現,家庭社會經濟地位正向預測了親子關系水平(B=0.105,t=2.829,p<0.01),即家庭社會經濟地位越高,親子關系水平就越高。由此,研究假設2得到驗證。在模型3中,家庭社會經濟地位對兒童積極發展的直接預測作用依然顯著(B=0.071,t=2.138,p<0.05),親子關系對兒童積極發展的正向預測作用也顯著(B=0.427,t=12.611,p<0.001)。這表明家庭社會經濟地位能夠直接預測兒童積極發展,也能夠通過親子關系的中介作用間接預測兒童積極發展(見圖2)。由此,研究假設3得到驗證。

表3 親子關系的中介模型檢驗

圖2 家庭社會經濟地位、親子關系與兒童積極發展的關系注:①*p < 0.05 ,** p < 0.01,*** p<0.001(雙尾檢驗);② 括號外為非標準化回歸系數、括號內為標準誤,采用Bootstrap方法得到;③控制了性別、年級、民族、是否獨生子女、父母婚姻狀態、外化問題行為、是否獲得補助以及班級規模。

此外,親子關系對家庭社會經濟地位的直接效應及親子關系的中介效應bootstrap 95%置信區間的上、下限均不包含0(見表4),這進一步表明親子關系在家庭社會經濟地位預測兒童積極發展的過程中發揮了部分中介作用。其中,直接效應(0.071)和中介效應(0.045)分別占總效應(0.116)的61.21%、38.79%。

表4 總效應、直接效應及中介效應分解表

4.3 有調節的中介效應檢驗

根據溫忠麟和葉寶娟(2014)的觀點,檢驗有調節的中介模型需要對三個回歸方程的參數進行檢驗:方程1估計調節變量(留守經歷)對自變量(家庭社會經濟地位)與因變量(兒童積極發展)之間關系的調節效應;方程2估計自變量(家庭社會經濟地位)對中介變量(親子關系)的效應;方程3估計調節變量(留守經歷)對中介變量(親子關系)與因變量(兒童積極發展)之間關系的調節效應,以及自變量(家庭社會經濟地位)對因變量(兒童積極發展)殘余效應的調節效應。根據 Muller等研究者(2005)的觀點,有調節的中介效應存在需滿足以下兩個條件:方程1中,家庭社會經濟地位的總效應顯著,且該效應的大小不取決于留守經歷;方程2和方程3中,家庭社會經濟地位對親子關系的效應顯著,親子關系與留守經歷的交互效應對兒童積極發展顯著,和/或家庭社會經濟地位與留守經歷的交互效應對親子關系顯著,親子關系對兒童積極發展的效應顯著。

本研究將除留守經歷和控制變量以外的所有變量進行了標準化處理,而后在控制性別、年級、民族、是否獨生子女、外化問題行為、是否獲得補助、父母婚姻狀態以及班級規模的基礎上,考察留守經歷對“家庭社會經濟地位→親子關系→兒童積極發展”中介路徑后半段的調節效應(見表5)。首先,在模型1中,檢驗留守經歷對家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間直接作用的調節效應,結果表明,留守經歷負向預測了兒童積極發展,且留守經歷對家庭社會經濟地位預測兒童積極發展直接路徑的調節效應不顯著(B=-0.039,t=0.074,p> 0.05)。模型2中家庭社會經濟地位顯著正向預測了親子關系(B=0.105,t=2.829,p<0.01),表明家庭社會經濟地位的提升有利于親子關系水平的提升;模型3在模型1的基礎上加入交互項(親子關系×留守經歷),發現親子關系與留守經歷的交互項顯著正向預測了兒童積極發展(B=0.161,t=2.137,p< 0.05),同時親子關系對兒童積極發展的主效應顯著(B=0.299,t=4.496,p<0.001)。此外,模型3的解釋率由模型1的14.90%提高到30.60%,即調節效應模型提高了15.70%的變異解釋量(ΔR2=0.157,p<0.001),這一結果支持了留守經歷調節了親子關系在家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間的中介關系(中介效應的后半段)(見圖3)。由此,研究假設4得到驗證。

表5 有調節的中介模型檢驗

圖3 家庭社會經濟地位、親子關系、留守經歷與兒童積極發展的關系注:①*p < 0.05 ,** p < 0.01,*** p<0.001(雙尾檢驗);② 括號外為非標準化回歸系數、括號內為標準誤,采用Bootstrap方法得到;③控制了性別、年級、民族、是否獨生子女、父母婚姻狀態、外化問題行為、是否獲得補助以及班級規模。

采用偏差矯正 Bootstrap 方法檢驗在有/無留守經歷兩類兒童群體中親子關系中介效應的顯著性發現(見表6),在有留守經歷兒童群體中,家庭社會經濟地位通過增強親子關系水平進而提升兒童積極發展水平的中介路徑顯著:indirect effect=0.048,S.E.=0.046,95%CI[0.014,0.084];在無留守經歷兒童群體中,家庭社會經濟地位通過增強親子關系水平進而提升兒童積極發展水平的中介路徑也顯著:indirect effect=0.031,S.E.=0.013,95%CI[0.009,0.061]。但是在有留守經歷兒童群體中,親子關系的中介效應值高于無留守經歷兒童,這表明對于有留守經歷兒童群體而言,家庭社會經濟地位對兒童積極發展作用的發揮更多地是通過提升親子關系水平來實現的。

表6 在有/無留守經歷兩類兒童群體的中介效應

根據Aiken和West(1991)的建議,為進一步理解留守經歷對“家庭社會經濟地位→親子關系→兒童積極發展”這一中介路徑后半段的調節效應,按照無留守經歷兒童和有留守經歷兒童兩個組別繪制簡單斜率分析圖(見圖4)。親子關系在家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間的中介作用受到留守經歷調節。對于無留守經歷兒童來說,親子關系對兒童積極發展具有正向預測作用(simple slope=0.299,t=4.496,p<0.001),即隨著親子關系水平的提升,無留守經歷兒童積極發展情況顯著提升;對于有留守經歷兒童而言,親子關系對其積極發展情況同樣具有正向預測作用(simple slope=0.460,t=11.940,p<0.001),但親子關系水平每提升一個單位對于有留守經歷兒童積極發展的作用更強。

圖4 簡單斜率圖

5 研究結論與政策建議

5.1 研究結論與討論

代際傳遞并非是子代對父代占有資源的垂直繼承,將家庭社會經濟地位與兒童發展結果視為是一種直接的、不經中介(unmediated)的關系容易忽視兩者之間的內在機制。因而,本研究以親子關系為中介變量、留守經歷為調節變量構建了家庭社會經濟地位預測兒童積極發展的有調節的中介模型,將宏觀層面的社會結構與微觀層面的人際互動過程相結合,探討體現宏觀社會結構的家庭社會經濟地位如何作用于具備微觀動態特征的親子關系,以及親子關系作為微觀機制在宏觀社會結構再生產過程中的作用。研究發現:

第一,家庭社會經濟地位是兒童積極發展的重要資源,家庭社會經濟地位越高,兒童積極發展情況越好。現有研究關于此問題結論不一,部分研究與本研究結論相似,發現父母外出務工后帶來的家庭收入增長能夠彌補留守兒童非認知能力的不足(崔穎、徐卓君,2021),但也有研究指出父母外出務工并未如匯款效應所假設的那樣通過提升家庭收入水平和教育投資水平促進兒童發展(王詩棋,2020)。研究結論存在差異的原因可能在于:一是調查地家庭收入特征不同。部分地區外出務工家庭的年收入水平要低于未外出務工的家庭,這些家庭囿于基礎經濟條件限制,更傾向于將務工所得用于生活條件的改善而非兒童發展機會的促進;而本研究調研地產業結構單一、就業吸納能力有限,異地轉移就業是農戶獲取貨幣收入的主要途徑,留守兒童的家庭經濟條件因父母外出務工而在當地處于相對不錯的水平,反而是父母均未外出務工的兒童其家庭經濟情況稍差。二是兒童在不同發展階段所需的發展資源存在差異。分離效應對于早期發展階段的兒童作用更顯著,此階段的兒童對父母照料和情感回應的敏感度、需求度更高,父母外出務工容易使兒童因親子互動質量降低和照料赤字陷入發展困境;而匯款效應對于初中及以上階段兒童的作用更顯著,父母外出務工帶來的收入水平提升有助于增加兒童接受基礎教育和校外培訓的機會,而且外出務工的艱辛經歷使父母意識到教育的重要性,投資于兒童發展的意愿也會更加強烈(肖索未、湯超萍,2021)。

第二,親子關系是兒童積極發展的重要資源,親子關系在家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間發揮了部分中介作用,揭開了家庭社會經濟地位作用于兒童積極發展的“黑箱”,即家庭社會經濟地位既可以直接預測兒童積極發展,還可以通過“家庭社會經濟地位→親子關系→兒童積極發展”這一路徑間接預測兒童積極發展。現有研究也發現親子互動是家庭社會經濟地位與兒童發展之間的中介變量(周皓,2013;侯利明、雷鳴,2019)。此外,本研究進一步發現相比于無留守經歷兒童,家庭社會經濟地位的提升對于有留守經歷兒童積極發展的作用更多是通過提升親子關系水平來實現的,這表明有留守經歷兒童實現積極發展需要的不僅是物質條件的豐足,更重要的是親子之間能夠建立起緊密的情感聯結。本研究的這一結論支持了科爾曼(Coleman,1988)關于家庭內社會資本質量是預測兒童發展的重要指標,為家庭人力資本和經濟資本的代際傳遞提供了渠道,影響著兒童從家庭經濟資本和人力資本優勢中獲益水平的觀點。而且若父母無法有效克服長期分離造成的親子溝通障礙和家庭教育薄弱,那么外出務工帶來的物質資源增加反而會給留守兒童構筑一系列非預期的價值觀念,使其產生掙錢很重要、進城務工才能掙錢、讀書不如打工等認知和對城市生活的盲目向往進而出現厭學、逃學、輟學等行為(潘璐,2020),不利于其積極發展。

第三,留守經歷是兒童發展過程中的風險因素,調節了親子關系在家庭社會經濟地位與兒童積極發展之間的中介關系(中介效應的后半段),良好的親子關系可以阻斷留守經歷威脅兒童發展的路徑。現有研究也發現,兒童的發展過程是風險因素和發展資源并存的,而且發展資源能夠發揮保護作用阻斷風險因素對兒童發展的威脅(Fergus &Zimmerman,2005)。本研究進一步發現,相較于無留守經歷兒童,親子關系水平的提升對有留守經歷兒童積極發展的作用更明顯。這可能是以下原因所致:一是外出務工導致留守兒童與父母之間建立親密的親子關系面臨著家庭結構離散化帶來的挑戰,也正是由于情感聯系不便性、家庭成員親密度較低以及對于父母親情的渴望使有留守經歷兒童對于良好的親子關系這一發展資源更為敏感(鐘芳芳、朱小蔓,2017)。二是曾留守兒童與外出務工父母之間的親子關系雖然可能會因留守經歷的沖擊而疏離化,但這并不必然會固化在兒童的生命歷程中,研究發現曾留守兒童在家庭親密度、適應性上的得分顯著高于留守兒童(寧寧、周正,2022)。實質上,親子關系建立是一個建設性與破壞性的情感力量交織轉化的過程,而父母返鄉后共同在場機會和親子互動機會的增加,使留守兒童能夠最大化地理解親子分離與父母沉重的愛,由此能夠重塑兒童的親子關系認知(杜云素,2021)。

5.2 政策建議

兒童積極發展的實現有賴于良好的家庭環境但完全希冀于家庭是不妥的,城鄉二元結構制約及其帶來的福利資源配置不均衡不充分使欠發達地區農村兒童的權利實現和需要滿足面臨著挑戰,應遵循兒童優先、兒童利益最大化原則加快構建普惠型、發展取向的兒童福利制度。因而,本研究提出如下建議:

一方面,明確并強化家庭的主體責任,提升家庭促進兒童發展的意識與能力,密切父母與留守兒童之間的親子關系,幫助留守兒童父母更好地發揮其撫育作用。《2018年度中國留守兒童心靈狀況白皮書》(7)北京上學路上公益促進中心.2018年度中國留守兒童心靈狀況白皮書 [EB /OL].https://gongyi.sina.com.cn/gyzx/2018-10-19/doc-ifxeuwws5892523.shtml.2018-10-19.指出,留守兒童雖然在一定程度上理解父母外出打工是為了獲得更好的物質條件,但父母對自己心靈關愛與生活照顧的忽視導致他們對父母有怨恨情緒。當前家庭具有的部分傳統功能隨著現代化程度加深而不斷弱化,但涉及兒童第一次社會化、情感支持方面的功能很難被其他主體或社會機構所代替,甚至逐漸成為家庭功能重心轉移的方向。兒童與父母建立親密關系不僅是為了滿足生存需要也是為了滿足安全感、心理發展、人格形成等方面的需要,因而并不是為兒童提供了充足的物質資源就盡到了撫育責任。外出務工的父母在家庭發生變化時應發揮能動性,提高對留守兒童的時間投入質量,采取文字短信、視頻電話等策略關注兒童的情感需要,并通過定期返鄉和假期往返式團聚增加親子共同在場和親子互動的機會,幫助留守兒童進而重塑家庭自我認同意識(Family Identity)。

另一方面,欠發達地區農村家庭生計維持和兒童撫育之間平衡根本上需要更多的結構性機會來推動。在發展主義扶貧模式下,一些反貧困措施鼓勵貧困戶外出務工但并未對留守兒童的撫育照顧做出妥善安排,親子分離和兒童留守甚至被視為勞動力外出務工衍生出的不得不接受的普遍現象(范先佐、郭清揚,2015)。實質上,外出務工和親子分離是部分農村家庭在經濟吸納、社會拒斥的城鄉二元結構制約下不得不做出的選擇。因而,應當摒除城鄉二元體制和戶籍制度,推行以人的福祉為核心的發展模式。具體來看:以鄉村振興為契機創造更多的非農就業機會,在有效留住鄉村人口并促使外出務工人口返鄉創業就業的同時,改善欠發達地區低收入家庭中勞動力的就業質量,提升其經濟能力;干預低家庭社會經濟地位兒童的早期發展,以家庭為基礎建立涵蓋兒童教育、醫療、營養、心理發展的整合型福利,同時構建有利于農村留守兒童積極發展的學校教育支持網,增加高質量教育資源供給并將非認知能力培育納入學校教育體系之中,阻斷留守兒童成年后必然成為弱勢群體的惡性循環;提升流動人口的公共服務和社會福利水平,落實農民工隨遷子女就地入學政策。

當然,本研究還存在一定局限性。首先,本研究是橫斷研究,尚不能說明變量之間的因果關系,未來需要通過具有因果推斷力的縱向研究設計進一步進行考察。其次,兒童積極發展是作為結果變量出現的,但兒童積極發展也可能反過來作用于家庭環境,未來需要通過縱向研究設計以動態眼光看待影響兒童積極發展。最后,本研究將親子關系作為一個整體并未區分父子關系和母子關系,但兩者作用于兒童積極發展的路徑可能不同,未來可以把兩者區別開來并進一步進行探討。