变迁中的中国家庭结构与青少年发展_吴愈晓.pdf

《变迁中的中国家庭结构与青少年发展_吴愈晓.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《变迁中的中国家庭结构与青少年发展_吴愈晓.pdf（25页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、变迁中的中国家庭结构与青少年发展吴愈晓王鹏杜思佳摘要：探讨影响青少年健康全面发展的因素有重要的现实意义，通过检验家庭结构与初中学生的教育发展和社会心理发展之间的关系及其中间机制发现：第一，家庭结构影响孩子的发展，与父母亲双方共同居住 （ 双亲家庭）的孩子的教育和社会心理发展水平均优于父母一方或双方缺失家庭的孩子。第二，家庭结构一定程度上通过家庭社会经济地位和父母教育参与这两个机制作用于孩子的发展。第三，父亲角色和母亲角色对子女发展的作用有差异，母亲对子女的教育发展更加重要，而父亲对孩子的社会心理发展更加重要。另外，家庭结构的分布呈现出明显的群体异质性，非双亲家庭更多来自社会经济地位较低的群体。

2、由于青少年时期的发展与成年后的社会经济地位获得密切相关，因此父母亲在养育方面的缺位对孩子发展的负面影响，应引起学界和政策研究者的重视。关键词：家庭结构教育发展社会心理发展社会经济地位父母教育参与作者吴愈晓，南京大学社会学院教授 （ 南京 ） ；王鹏，山东大学社会学系副教授 （ 济南 ） ；杜思佳，南京大学社会学院硕士研究生 （ 南京 ） 。一、导言青少年的发展是国家经济和社会可持续发展的重要组成部分。促进青少年的健康发展，对于全面提高中华民族素质，建设人力资源强国具有重要战略意义。习近平总书记在党的十九大报告中指出：“ 青年兴则国家兴，青年强则国家强。青年一代有理想、有本领、有担当，国家就有前

3、途，民族就有希望。中国梦是历史的、现实的，也是未来的；是我们这一代的，更是青年一代的。中华民族伟大复兴的中国梦终将在一代代青年的接力奋斗中变为现实。 ”因此，检验影响青少年发展的因素及其本文得到 “ 南京大学登峰人才计划 （层次）”和教育部人文社会科学规划青年基金项目 “ 家庭结构对儿童发展的影响研究”（ ）的经费资助。作用机制有重要的学术和现实意义。家庭是青少年最重要的社会化场所，与青少年的健康发展关系最为密切。根据功能主义理论，家庭是养育孩子的最基本的社会组织或社会制度，家庭生活经历对孩子的成长和成年后的生活机遇具有至关重要的影响。在 生育制度一书中，费孝通指出，婚姻和家庭的重要功能之一是

4、确立“ 双系抚育” ，父母和孩子组成的核心家庭是一种稳定的 “ 三角关系” ，母亲主要承担生理性抚育任务，而父亲则更多承担社会性抚育。科尔曼将家庭中父母与子女之间的纽带关系称作是一种 “ 社会资本” ，并认为这是影响儿童和青少年人力资本发展的关键因素。总体而言，父母双方和子女共同居住的核心家庭被认为是对孩子的发展最为有利的家庭结构或居住安排形式。大量经验研究表明，那些在孩童时期经历了与父母分离或在单亲家庭中成长的孩子，不仅在学业成绩、认知、情感、行为和社交技能等方面落后于那些和父母共同生活的孩子，而且他们成年后的社会经济地位获得也更可能处于劣势。另外，在西方社会，家庭结构的分布存在明显的群体异

5、质性，单亲家庭在社会经济地位较低的群体中更加普遍。基于此，社会分层和流动领域的学者认为家庭结构是地位获得和代际社会流动的重要机制之一。改革开放以来，由于工业化、城市化和人口迁移等诸多原因，中国的婚姻和家庭发生了深刻的变迁，其重要表征之一就是家庭结构或居住安排模式的多元化趋势。首先，离婚率呈现快速上升的趋势。统计资料显示，中国的粗离婚率从 年的 攀升到 年的 ； 年依法办理离婚手续的共有 万对夫妇，比上年增长 。其次，由于代际关系模式、居住习惯和家庭经济需要等原因，变迁中的中国家庭结构与青少年发展 ， ， ， ， ： ， ： ， ， 费孝通： 乡土中国生育制度 ，北京：北京大学出版社， 年，第

6、页。 ， ， ， ， ， ， ： ， ， ，： ， ； ， ， ， ： ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， 数据来自 年联合国 人口统计年鉴 （ ， ， ： ， ， ） ； 年民政部社会 服务发展统计公报 ， 年月 日， ： 隔代抚育孩子的现象在中国非常普遍。有相当一部分夫妇长时间将孩子送到祖父母家或外祖父母家照顾，此类 “ 隔代家庭”的比例逐年提高。再次，受到户籍管理制度和自身经济条件的双重限制，多数进城务工的农民将子女留在农村老家，从而产生了大量的 “ 留守儿童” 。据统计， 年我国农村 岁留守儿童总量超过 万人。夫妇一方或双方在子女养育过程中的缺位所造成的

7、 “ 留守儿童”问题或青少年发展困境日益显现。但是，关于家庭结构与青少年发展之间的关系，已有的理论解释和经验研究大多基于现代西方社会。以中国转型社会为背景的此类研究至今仍较少见，利用全国代表性数据的分析更是近乎阙如。深入探讨家庭结构的变化趋势及其社会后果，对理解当代中国的社会发展并回应相关重大现实问题有较重要的意义。一方面，党的十九大报告指出，中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。如前所述，我国家庭结构的变化尤其是 “ 留守”儿童或青少年比例的增加趋势在某种程度上是因为长期以来城乡、地域或不同阶层群体之间的不平衡不充分发

8、展所致。通过家庭结构这个角度，有助于我们更加深刻理解新时期社会矛盾的一些重要表征及其背后的逻辑机制。另一方面，在经验层次上，使用可靠的抽样调查数据严格检验家庭结构与孩子健康发展之间的关系，对厘清影响我国青少年发展的主要因素并制定促进儿童和青少年健康成长的公共政策至关重要。本研究以我国初中学生群体为研究对象，考察家庭结构与青少年发展之间的关联及其作用机制。根据孩子与父母的居住安排形式，将家庭结构分成四类：双亲家庭、单亲母亲家庭、单亲父亲家庭和父母同时缺位的家庭。结果变量由两个被已有文献经常用来测量青少年发展的综合指标组成，其一是与学生的教育期望、认知能力和学业成就有关的教育发展指标，其二是与学生

9、的心理健康水平、自信心、人际关系和集体融入等与非认知技能 （ ）有关的社会心理发展指标。青少年阶段的教育发展水平对个体最终的教育获得和职业地位获得的重要作用，已经是不争的事实。而社会心理发展水平不仅是测量个体积极发展的最重要的指标之中国社会科学 年第期 ， 年月 日。 ， ， ： ， ， ， ， ， ； 王跃生： 中国城乡家庭结构变动分析 基于 年人口普查数据 ， 中国社会科学 年第 期。段成荣等： 我国农村留守儿童生存和发展基本状况 基于第六次人口普查数据的分析 ， 人口学刊 年第期。关于我国的家庭结构 （ 居住安排）与青少年儿童发展之间的关系，已有文献主要关注农村留守儿童或流动儿童问题，并

10、已积累了较丰富的研究成果。参见谭深： 中国农村留守儿童研究述评 ， 中国社会科学 年第期；段成荣： 我国流动和留守儿童的几个基本问题 ， 中国农业大学学报 年第期。一，而且其对个体地位获得的重要作用也越来越得到学术界的重视。劳动经济学的研究结果表明，除了经常讨论的人力资本因素 （ 如教育、工作经验、认知能力等）之外，个人的非认知能力也是影响职业获得和收入的重要因素。本文回答以下问题：第一，当前中国青少年所生活的家庭结构的分布情况如何？是否存在群体差异？第二，家庭结构是否影响中国青少年的教育发展和社会心理发展？如何影响？第三，家庭结构与青少年发展之间的中间机制是什么？二、家庭结构对青少年发展的影

11、响：理论解释与作用机制（ 一）代表性理论解释为什么家庭结构会影响孩子的发展？不同领域的学者提出了多种理论解释。其中三种最有代表性的理论分别为家庭经济学的家庭资源理论和社会学家秉持的社会化理论和社会资本理论。家庭资源理论。家庭经济学认为家庭结构会影响孩子的人力资本积累 （ 教育和技能的获得） ，进而影响他们成年后的经济地位获得。该理论认为影响家庭对孩子人力资本投入的重要因素是父母的经济资源和时间资源。相比单亲家庭，双亲家庭有较高的收入水平，因而可以通过为孩子选择更好的学校、提供优质教育技术或课外辅导课程等手段，帮助孩子更好地积累人力资本并获得经济上的成功。除经济资源，双亲家庭比单亲家庭有更多的时

12、间资源投入到孩子的养育过程。单亲家庭的家长面临更多的生活压力，投入到劳动力市场工作的时间较长，减少了他们与孩子的交流和互动时间，或者对孩子疏于监管，从而对孩子的发展产生不利影响。社会化理论。基于结构功能主义视角的社会化理论强调家庭是一个结构系统，变迁中的中国家庭结构与青少年发展 ， ， ， ， ， ， ， ， ， ，： ， ， ； ， ， ， ， ， ， ， ： ， ， ， ， ， ； ， ： ， ， ， ： ， ， ， ， ， 是孩子社会化最重要的机构，每个成员都有独特的功能。在抚养孩子方面，父亲和母亲双方相互合作和补充，提供孩子发展所需要的经济资源、生活照顾、监督控制和角色模范等多种功能。

13、因此，父母共同生活养育是孩子健康发展的最有利结构形式。费孝通提出 “ 双系抚育”概念，认为婚姻是确立双系抚育的文化手段，家庭是抚育的团体，而一个完整的抚育团体必须包括两性的合作，抚育作用不能由夫妇一方单独承担，而需双方共同把孩子抚育成人。母亲提供生理性抚育，父亲提供社会性抚育，最利于孩子健康成长，并掌握家庭之外的工作和交往所需要的各种知识和技能。他将这一套活动称为生育制度。基于这种视角，因离婚或其他原因造成的父母一方或双方的缺位意味着缺位方所承担的功能的丧失，从而对孩子发展产生负面影响。社会资本理论。科尔曼将社会资本定义为蕴含在行动者的社会关系中、可以为结构内部的行动者带来某种预期结果的社会资

14、源，并首次将社会资本理论运用到青少年研究中。他将社会资本分为家庭内部的社会资本和家庭外部的社会资本，认为两者对孩子的综合发展都至关重要。家庭内部社会资本指的是父母和子女之间的关系，主要体现为亲子间富有成效的互动，以及亲子间的承诺、互惠和信任。家庭外部的社会资本指的是指父母与社区内其他成员的社会关系以及父母与社会机构的关系。科尔曼认为，家庭内部社会资本是家庭经济资源和父母人力资本转化为孩子人力资本 （ 认知能力、学业成就等）的主要途径，而家庭外部社会资本则是培养孩子的一般信任水平和人际交往能力的重要渠道。因父母婚姻解体或其他原因造成的亲子分离会减少孩子与父母双方的互动，并切断孩子通过缺失一方所联

15、结的社会关系网络，导致孩子各种社会资本的降低或缺失，从而对孩子发展产生负面影响。（ 二）主要作用机制根据上述理论视角，家庭结构之所以会影响孩子的发展，是因为不同结构形式的家庭在家庭资源、社会资本以及抚育的角色和功能等方面与孩子发展关系密切的要素之间存在差异。基于上述理论并结合经验研究发现，研究者归纳了家庭结构影响孩子发展的两个主要机制 社会经济地位剥夺机制和父母教育参与剥夺机制。前者强调家庭经济资源缺乏是单亲家庭孩子发展落后的主要原因，后者则认为单亲家庭父母对孩子缺乏教养、监管和亲子互动导致孩子的发展不如双亲家庭的孩子。最近国外的经验研究进一步表明，社会经济地位剥夺机制更适用于解释家庭结构与中

16、国社会科学 年第期 ， ， 费孝通： 乡土中国生育制度 ，第 页。 ， ， 参见 ， 教育发展之间的关系，而父母对子女教育参与的剥夺机制更加适用于解释家庭结构与社会心理和行为发展之间的关系。三、家庭结构与中国青少年的教育和社会心理发展：研究假设中国家庭结构背后的社会、经济和文化基础与西方国家不尽相同。西方社会家庭结构变迁的主导因素是婚姻因素，即由高离婚率和高未婚生育率所造成的单亲家庭 （ 主要是单亲母亲家庭）的急剧增加。而在中国，虽然离婚率近年来也迅速上升，但是未婚生育的现象还比较少见。结构因素 （ 如城乡二元结构、经济发展的地区差异等）和制度因素 （ 包括户籍制度和与之相关联的入学制度、人事

17、管理制度等）等非婚姻因素是造成家庭结构或居住安排多元化的主要原因。具体而言，父母一方或双方因为工作和发展的需要长期在异地，从而造成孩子与父母的分离。此外，我国的家庭和代际关系的文化背景也有别于西方社会，传统的家庭关系模式仍然存在，隔代照料的情况较为普遍。因此，我国家庭结构变迁受婚姻因素和宏观结构、制度和文化背景等各种非婚姻因素的共同驱动。（ 一）家庭结构的分布及其群体差异根据家庭经济学的观点，离婚会导致家庭经济规模变小，从而降低家庭的社会经济地位水平，因此离异家庭的社会经济地位将低于双亲家庭。国内一项实证研究发现，单亲家庭尤其是单亲母亲家庭贫困率非常高。另外，社会经济地位可能影响离婚意愿或行为

18、，家庭经济拮据会增加离婚的意向和离异的风险。总之，无论是婚姻解体导致经济地位下降，还是经济地位影响离婚的可能性，单亲家庭的社会经济地位都可能低于双亲家庭。非婚姻因素导致的亲子分离也更多发生在较低社会经济地位的人群中。因为工作或生活的需要，一些父母长时间与孩子分开居住，或者把孩子交托给祖父母、外祖父母或其他家庭成员抚养，这通常都是一种无奈的选择。社会经济地位较低的家庭缺乏突破制度 （ 户籍）藩篱的能力，或者没有足够的经济资本全家一起迁移，从而更可能造成 “ 留守”现象，我国农村的大量留守儿童现象就是很好的例证。基于变迁中的中国家庭结构与青少年发展 ， ， ， ， ， ， ， ， ； ， ， ，

19、， ， ， ， ， 王世军： 单亲家庭的贫困问题 ， 浙江学刊 年第期。徐安琪： 离婚的影响机制 一个综合解释模型探讨 ， 社会学研究 年第期。以上分析，我们提出以下假设：假设：家庭结构的分布存在群体差异，社会经济地位越低的家庭，父母一方或双方缺位的可能性越大。（ 二）家庭结构与父母的教育参与根据社会化和社会资本理论，父母一方或双方的缺位会影响家长对孩子的教育参与和互动。首先，由于离婚或分居，父母一方或双方的缺位会直接造成抚育孩子的某些功能的丧失，影响抚育质量。其次，因为生活或合作伙伴缺失，单亲父母需要肩负正式工作和家务劳动的双重压力，家庭和工作冲突感较强。对于离婚造成的单亲家庭，可能还要承受

20、来自社区或邻里的社会压力。这些都影响单亲父母对孩子的学业辅导、监管与亲子互动等方面的时间投入。国外的经验研究表明，单亲母亲更少参与到孩子的学习，对孩子的监管、鼓励、控制和影响都比双亲家庭少。国内已有研究显示，由于缺少家庭其他成员的经济支持，非在婚的女性比已婚女性更可能参与劳动力市场，而且工作的时间更长，幸福感更低。据此提出以下假设：假设：与双亲家庭相比，单亲家庭或双亲缺位家庭的家长对孩子的教养和教育参与程度较低。（ 三）家庭结构、性别角色分工与孩子的教育和社会心理发展家庭社会经济地位以及父母的教育方式和教育参与显著影响孩子的学业成就、认知能力、健康以及社会行为。因此，如果上述两个假设成立 （

21、即与双亲家庭相比，非双亲家庭的社会经济地位较低，而且对孩子的教育参与和互动更少） ，我们认为，家庭结构影响孩子发展的两个机制 社会经济地位剥夺机制和父母的教育参与剥夺机制 同样适用于当前的中国家庭，也就是说，非双亲家庭孩子的总体发展水平可能低于双亲家庭的孩子。假设 ：非双亲家庭孩子的教育发展水平显著低于双亲家庭的孩子；假设 ：非双亲家庭孩子的社会心理发展水平显著低于双亲家庭的孩子。根据结构功能主义理论和家庭经济学的观点，为实现经济和生活效用的最大化，家庭内男性和女性的角色定位和分工是不同的。男性是家庭经济资源的主要获取者，专注于工作，而女性是生活的照料者，为丈夫和孩子提供服务。在养育孩子方面，

22、中国社会科学 年第期 ， 吴愈晓、王鹏、黄超： 家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突 中国城镇女性的就业状态与主观幸福感 ， 社会学研究 年第期。周皓： 家庭社会经济地位、教育期望、亲子交流与儿童发展 ， 青年研究 年第期。父亲和母亲也承担着不同的角色和功能。国外早期的研究结果显示，母亲主要提供食物、衣着和交通等 “ 基本服务” ，而父亲则为家庭获取经济资源、扮演孩子的玩伴、教会孩子与人相处的技能和责任感。在费孝通的 “ 双系抚育”体系里，母亲主要是生理性抚育的提供者，而父亲是社会性抚育的提供者，孩子从父亲身上学习社会性的技能，以满足在家庭外部的工作和生活需要。在当前中国，不仅这种性别角色观念依然

23、盛行，“ 男主外、女主内”的性别分工模式也仍然相当普遍，并且被日益高投入、精致化的子女养育趋势所强化。在这种性别分工模式下，母亲会更多参与到对孩子的学习辅导和与学习有关的活动中。最新研究发现，即使在城镇地区的双职工家庭中，妻子仍然是 “ 照料孩子生活”和 “ 辅导孩子功课”的主要承担者，其时间投入远高于丈夫。另外，一项定性研究发现，母亲是家庭文化资本的直接传递者和子女高等教育选择的主要决策者，尤其是中产阶级的母亲会最大限度地参与到子女的学校教育中。因此，母亲缺位可能会对孩子的教育发展造成负面影响。假设 ：所有因素保持一致，母亲缺位 （ 单亲父亲或双亲缺位的家庭）的孩子，其教育发展水平显著低于与

24、母亲同住 （ 包括双亲家庭和单亲母亲家庭）的孩子。虽然母亲在孩子教育发展过程中扮演了重要的角色，但因为性别差异机制导致女性在劳动力市场中处于不利地位，单亲母亲家庭往往没有丈夫的经济支持而陷入经济困境，导致用于养育孩子的经济资源短缺。因此，单亲母亲家庭孩子与双亲家庭孩子之间教育发展水平的差异，很可能来自两类家庭在家庭社会经济地位方面的差距。换言之，家庭社会经济地位剥夺是单亲母亲家庭孩子的教育发展不及双亲家庭孩子的主要机制。假设 ：控制家庭社会经济地位之后，单亲母亲家庭和双亲家庭孩子在教育发展水平上没有显著差异。相比母亲参与孩子的教育发展，父亲更侧重于树立榜样或培养孩子的社会技能。父亲通常是家庭的

25、权威和家庭经济地位的象征，是家庭对外联系的主要媒介，是孩子获得家庭外部社会资本的主要渠道。父亲缺位往往意味着家庭权威和经济支柱的缺失，而且单亲母亲家庭的标签亦可能使孩子遭遇来自社区或同辈群体的歧视，对变迁中的中国家庭结构与青少年发展 ， ： ， ， ， ， ， ， ， 佟新、刘爱玉： 城镇双职工家庭夫妻合作型家务劳动模式 基于 年中国第三期妇女地位调查 ， 中国社会科学 年第期。 ， ， ， ， ， ， 孩子的心理健康造成负面影响。同时，父亲缺位还会截断或减少家庭的外部社会资本，从而有损孩子的社会交往和人际关系发展。因此，父亲缺位会限制孩子的社会心理发展。假设 ：所有因素保持一致，父亲缺位 （

26、 单亲母亲或双亲缺位的家庭）的孩子，其社会心理发展水平显著低于与父亲同住 （ 包括双亲家庭和单亲父亲家庭）的孩子。但是，受传统性别分工模式的影响，父亲的时间和精力通常都投入到家庭之外的公共领域。对单亲父亲而言，他们还可能面临工作和家务工作的双重挤压 （ 因为没有女性承担家务劳动） ，导致他们也没有足够的时间和耐心与孩子亲密互动或参与到孩子的学习过程，甚至可能对孩子疏于监督和管教。因此，单亲父亲家庭孩子与双亲家庭孩子在社会心理发展方面的差异，很可能来自教养和教育参与程度的差距。换言之，教育参与剥夺是单亲父亲家庭的孩子与双亲家庭的孩子之间社会心理发展差距的主要作用机制。假设 ：控制家长教育参与之后

27、，单亲父亲家庭和双亲家庭的孩子在社会心理发展水平上没有显著差异。四、数据、变量和研究方法（ 一）数据数据来自中国人民大学中国调查与数据中心实施的 “ 中国教育追踪调查”项目（ ， 简称 ） 。 以 学年为基线，以七年级 （ 初一）和九年级 （ 初三）两个同期群为调查起点，根据人口平均受教育水平和流动人口比例，使用多阶段抽样方法在全国范围内抽取了 个县级单位作为调查点，并在入选的县级单位中随机抽取了 所学校中的 个班级进行调查，被抽中班级的学生全体入样，学生样本量为 人。删除少量无效样本和变量的缺失值后，本研究分析的有效样本量为 人。（ 二）变量因变量与已有研究仅关注青少年发展的某个方面 （ 要

28、么是学业成绩或教育获得，要么是心理健康或行为模式）不同，本研究旨在建立一套指标体系以综合考察青少年的发展状况，具体由两个指数构成，分别是青少年的教育发展指数和社会心理发展指中国社会科学 年第期关于 数据的详细信息，参见王卫东主编： 中国教育追踪调查 ，北京：中国社会出版社， 年。数。教育发展指数通过学生的教育期望、认知能力、考试成绩和对主干课程 （ 语文、数学和外语）的接受能力等四个指标来构造。其中，教育期望是指学生 “ 希望读到什么程度” ，对应的选项是：现在就不要念了、初中毕业、中专技校、职业高中、高中、大学专科、大学本科、研究生、博士。根据各类别对应的受教育年限进行赋值，获得一个取值在

29、年间的连续变量，数字越大意味着被访者的教育期望越高。认知能力是 通过一套测量学生逻辑思维和问题解决能力的测试得分。考试成绩是学生语文、数学和英语三科期中考试成绩的总分。关于主干课程的接受能力， 设置了三个问题询问被调查者三门课程 （ 语数外） “ 目前学起来是否吃力” ，各自对应四个选项，代表 “ 特别吃力” ，代表 “ 一点也不吃力” ，加总后得到一个取值在 间的连续变量，数值越大表示学习过程越轻松。为了数据分析的简约性，我们使用主成份分析方法，提取上述四个指标的公因子，并通过标准化生成一个取值为 的教育发展指数，数值越大意味着教育发展水平越高。社会心理发展指数通过心理健康水平、自信心、集体

30、融入情况和人际关系等四个指标构造。通过 的五道题目测量心理健康，分别询问学生 “ 过去七天内”是否感觉到沮丧、抑郁、不快乐、生活没意思和悲伤等负面情绪，选项由五个数字组成，数字越大表示发生频率越高，我们将每一道题的负向计分进行了逆向调整，然后加总得到一个取值在 分间的连续变量，分数越高表明心理越健康。自信心是一个定序变量 （ 取值） ，数字越大表示学生对未来越有信心。集体融入情况由五道题目组成，其中三道题目分别询问被调查者是否喜欢班主任、老师和同学，每道题有四个选项，代表 “ 非常不喜欢” ，代表 “ 非常喜欢” ；另外两道题目询问被调查者是否 “ 在这个学校感到无聊”和是否 “ 希望能去另外

31、一个学校” ，每道题有四个选项，代表 “ 完全同意” ，代表 “ 完全不同意” 。加总后得到一个取值在 间的连续变量，数字越大代表集体融入程度越高。人际关系变量亦通过一个五道题目的量表来建构，分别询问被调查者对 “ 班里大多数同学对我很友好” 、“ 我认为自己很容易与人相处” 、“ 我所在的班级班风良好” 、“ 我经常参加学校或班级组织的活动”和 “ 我对这个学校的人感到亲近”等问题的认同程度，每个项目有四个选项，代表完全不同意，代表完全同意。对五道题加总后得到一个取值在 间的连续变量，数字越大表明人际关系越好。最后，与教育发展变量的处理方式相同，我们使用主成份分析方法对上述四个变量进行处理，

32、建构了一个取值为 的社会心理发展指数，数字越大代表社会心理发展水平越好。为评估教育期望、认知能力、考试成绩和主干课程的接受能力这四个变量是否适合作为教育发展指数 （ 潜变量）的测量手段，以及心理健康水平、自信心、集体融入情况和人际关系这四个变量是否适合作为社会心理发展指数 （ 潜变量）的测量变迁中的中国家庭结构与青少年发展手段，我们使用验证性因子模型 （ ）进行检验。首先，表显示，教育发展和社 会 心 理 发 展 测 量 模 型 的 近 似 误 差 均 方 根 （ ， ）分别为 和 ， 小于或等于 的概率分别为 和 ，所以均不能拒绝 的原假设，这表明两个测量模型精确拟合。其次，两个模型的比较信

33、息指数 （ ）均大于截断值 （ ） ，标准化残差均方根 （ ， ）均小于截断值 ，这进一步证明教育发展和社会心理发展模型均达到良好拟合。此外，两个测量模型的所有标准化因子负载均大于其截断值 ，且都具有统计显著性，表明两个测量模型的所有观察变量均是可以接受的。综合来看，教育期望、认知能力、考试成绩和课程接受能力四个观察变量很适合作为教育发展指数这一潜变量的测量手段，心理健康、集体融入、自信心和人际关系也可以很好地测量潜变量的社会心理发展指数。表教育发展和社会心理发展测量模型的估计和拟合潜变量模型拟合观测变量的标准化因子负载教育发展指数 教育期望 （ ） 认知能力 考试成绩 课程接受能力 社会心理

34、发展指数 心理健康 （ ） 集体融入 自信心 人际关系 注：潜变量的第一个观察变量的度量尺度为参照尺度； （ 双尾检验） 。自变量家庭结构是核心自变量。本研究通过被访者与父母的居住安排形式而不是其父母的婚姻状态来测量家庭结构，以同时兼顾因婚姻原因和非婚姻原因 （ 如隔代家庭和 “ 留守儿童”等情况）导致的不同居住安排形式。根据被访者是否和父母共同居住的情况，将家庭结构分成四类，分别是：双亲家庭 （ 孩子与父母双方共同居住） 、单亲母亲家庭 （ 孩子仅与母亲一起居住） 、单亲父亲家庭 （ 孩子仅与父亲一起居住）和父母双方缺位家庭 （ 父母双方均不和孩子同住，包括孩子与祖父母或外祖父母共同生活的

35、“ 隔代家庭” ，或与其他家庭成员或亲属共同居住的家庭） 。另外两个主要自变量分别为家庭的社会经济地位和家长对孩子的教养和教育参中国社会科学 年第期检验方法参见王济川、王小倩、姜宝法： 结构方程模型：方法与应用 ，北京：高等教育出版社， 年。与。我们使用被调查者父母的职业类别、教育程度、政治面貌 （ 是否党员）和家长自评经济状况来测量家庭社会经济地位。为了数据分析的简约性，我们使用主成份分析方法提取这四个变量的公因子，并进行转换，获得一个取值在 间的社会经济地位指数变量。家长的教养和教育参与由家长对孩子的教育期望、学习和生活监管、亲子互动频率和文化资本这四个变量来测量。家长的教育期望参照上述学

36、生本人的教育期望操作化方式，它是一个连续变量，数字越大代表家长对孩子的教育期望越高。关于学习和生活监管， 设置八道题目 （ 包括子女的作业、考试情况、在学校表现、上学和回家的时间、与谁交朋友、穿着打扮、上网和看电视的时间）来询问对孩子学习和生活的严格程度，每道题目对应三个选项 （“ 不管” ，“ 管但不严” ，“ 管得很严”） ，加总后获得一个取值为 的连续变量，数字越大意味着家长管得越严。 设置五道题目询问家长是否经常与孩子讨论学校发生的事情、孩子与朋友的关系、与老师的关系、孩子的心情和孩子的烦恼，对应三个选项 （“ 从不” ，“ 偶尔” ，“ 经常”） ，加总后获得一个取值为 的连续变量，

37、分数越高表示亲子互动频率越高。最后，根据文化资本的定义和常用的操作化方式，我们使用家庭文化资源以及家长和孩子一起参与文化活动的频率来测量文化资本变量。家庭的文化资源包括家庭的藏书情况和孩子是否有独立书桌 （ 二分变量，代表有，代表没有） 。 设置两道题目询问受访者与父母一起读书和参观文化设施 （ 博物馆、动物园和科技馆等）的频率，分别对应六个选项 （“ 从未做过” ，“ 每年一次” ，“ 每半年一次” ，“ 每个月一次” ，“ 每周一次” ，“ 每周一次以上”） 。我们通过主成份分析方法对以上四个变量提取公因子，转化后得到一个取值为 的文化资本变量，数字越大代表父母的文化资本投入越多。控制变量

38、控制变量包含与一组学生个体 （ 或家庭）有关的特征变量。除年级 （ 九年级） 、性别 （ 男性） 、兄弟姐妹数、户口 （ 农村） 、迁移状态 （ 迁移）和健康（ 家长报告的孩子身体健康情况，健康）等人口特征变量外，还控制了同辈群体变迁中的中国家庭结构与青少年发展对于单亲家庭，我们使用与孩子共同居住的父亲 （ 母亲）的职业、教育和政治面貌信息；对于双亲家庭，如果父亲和母亲的职业类别、教育程度和政治面貌不一致，我们使用地位比较高的一方的信息；对于双亲缺位家庭，我们使用受访者回答的父母的信息，处理方式与双亲家庭相同 （ 使用地位较高的一方的信息） 。 没有直接询问具体的家庭收入数值，而是通过学生家长

39、自评的方式来测量家庭的经济状况。这是一个取值为的定序变量，代表非常困难，代表很富裕。 ， ， ， ， ， ： ， ， 的问题是：“ 你家里的书多吗” ？对应五个选项，取值，分别指代很少、比较少、一般、比较多、很多。质量这一因素。 设置量表询问被调查者好朋友的积极表现 （ 成绩优良、学习刻苦、想上大学）和消极表现 （ 违反校纪、经常上网吧或游戏厅、退学）情况，每个题目对应三个选项 （“ 没有这样的” ，“ 少数这样的” ，“ 很多这样的”） 。将三类积极表现加总，获得一个 “ 积极同辈得分”变量，将三类消极表现加总，得到一个 “ 消极同辈得分”变量，然后将前者除以后者，建构 “ 同辈群体质量”变

40、量，数字越大表明同辈群体质量越高。表报告了所有变量的描述统计结果。表所有变量描述性统计 （ 数据已加权； ）变量均值标准差最小值最大值家庭结构双亲家庭 单亲母亲家庭 单亲父亲家庭 父母双方缺位家庭 家庭社会经济地位指数 教养和教育参与变量父母教育期望 （ 年） 家长监督 亲子关系 文化资本 学生教育期望 （ 年） 期中考试总成绩 认知能力 对主干课程的接受能力 教育发展综合指数 心理健康 集体融入 对未来的信心 人际交往 社会心理发展综合指数 性别 （ 男生） 户籍 （ 农业） 年级 （ 九年级） 兄弟姐妹数 迁移流动 （ 是） 自评健康状况 （ 是） 同辈群体质量 中国社会科学 年第期（ 三

41、）研究方法数据分析由两部分组成。首先是描述统计，反映家庭结构的总体构成以及家庭结构与社会经济地位、父母教育参与之间的关系。其次，使用回归模型估计家庭结构与学生教育发展和社会心理发展之间的关系，并检验家庭结构如何通过社会经济地位和家长教育参与这两个机制作用于结果变量。由于 数据结构是多层次的（ 个体学生嵌套于学校） ，我们使用多层次的模型设定，第一层是个体学生，第二层是学校。考虑到不同学校之间的巨大异质性 （ 如城乡、地区、学校级别、办学水平、经费投入和师资力量等） ，以及学校的各种特征都可能对学生的教育发展和社会心理发展产生重要的影响，因此，我们使用固定效应模型 （ ）进行统计估计，以控制全部

42、学校之间的异质性。模型的方程是： 方程中 是因变量，指代学校个体 （ 学生）的教育发展或社会心理发展水平。 代表学校个体 （ 学生）的第个个体层次的变量 （ 包括家庭结构、家庭社会经济地位、教养和教育参与以及所有控制变量） ，是第个个体层面变量的回归系数；是固定截距，将所有学校层次的未观察的异质性全部容纳其中； 为个体层次的随机误差项。五、数据分析结果（ 一）描述统计结果家庭结构的分布表报告了四类家庭结构总体分布及其在不同群体 （ 户口、父母职业类别、父母教育程度）的分布情况。可以发现，在所有被调查的初中学生家庭中，双亲家庭的比例为 ，单亲母亲家庭占 ，单亲父亲家庭占比最低，约 ，而父母双方缺

43、位家庭占 。有将近 的初中生生活在父母双方或一方不在的 “ 非完整家庭”中，可见，我国青少年的家庭结构或居住安排确实呈现一种多元化格局，而且双亲缺席家庭的比例很高，这也是中国有别于西方国家之处。表四类家庭结构的分布情况描述 （ 数据已加权）（）双亲家庭单亲母亲家庭单亲父亲家庭双亲缺位家庭样本量 （ 个）总体 分户籍城市户口 变迁中的中国家庭结构与青少年发展续表双亲家庭单亲母亲家庭单亲父亲家庭双亲缺位家庭样本量 （ 个）农村户口 分职业类别管理人员或专业技术人员 个体户 职员和普通工人 农民 无业或失业人员 分教育程度大专或以上 高中职高技校 初中 小学或以下 表显示，家庭结构分布存在明显的城乡

44、差异，农村学生更可能生活在父母一方或双方缺席的家庭。农村户口的学生中，双亲家庭的比例为 ，远低于城镇户口学生的 。家庭结构分布亦因父母的职业类型而异。父母为管理人员或专业技术人员的家庭中，有 的孩子与父母共同居住，个体户家庭对应的数字为 ，一般职员或工人家庭为 ，农民家庭为 ，父母失业或无业的家庭占比更低，仅为 左右。显然，父母的职业地位越低，亲子分离的可能性越大，反之亦然。另外，父母的受教育程度越低，亲子分离的可能性越大。父母受教育程度为大专或以上的家庭中，双亲家庭的比例为 ，而在父母受教育程度为小学或以下的家庭中，双亲家庭的比例仅为 。从表的结果可以判断，我国家庭结构的分布存在明显的群体差

45、异，社会经济地位越低的群体，非双亲家庭占比越高 （ 孩子与父母分开居住的可能性越大） 。四种类型家庭的社会经济地位综合得分的箱线图也佐证了上述发现，双亲家庭的社会经济地位得分明显高于其他三类家庭。中国社会科学 年第期经加权计算，双亲家庭的平均社会经济地位得分为 分，单亲母亲家庭为 分，单亲父亲家庭为 分，双亲缺位家庭为 分。方差分析结果显示，值 （ ） ，表明不同类型家庭的平均社会经济地位确实存在显著差异。不同类型家庭的综合社会经济地位箱线图 （ 已加权）总体而言，表和上图的结果表明，假设可以被接受，即非双亲家庭更多分布在社会经济地位较低的群体中。家庭结构与家长的教育参与不同结构类型家庭的家长

46、的教养和教育参与情况是否存在差异？表报告了四类家庭父母对孩子的教育参与情况。很明显，从四个父母教育参与的变量来看，双亲家庭的均值都显著高于其他三类家庭。也就是说，如果孩子和父母双方或一方分开居住，那么他们在父母的期望和监督、陪伴和交流、文化资本投入等方面将处于明显劣势 （ 接受假设） 。另外，值得注意的是，在三类非双亲家庭中，单亲母亲家庭与双亲家庭在教育参与方面的差距最小，单亲父亲家庭与双亲家庭的差距最大（ 除了文化资本的均值排在倒数第二之外，其他三个变量的均值都排在最后） 。这从一个侧面表明，母亲确实更多参与到孩子的教育和教养过程之中。母亲角色的缺位，孩子更可能遭受教育参与剥夺。表家庭结构与

47、父母教育参与 （ 各变量均值，数据已加权）双亲家庭单亲母亲家庭单亲父亲家庭双亲缺席家庭检验 （ 方差分析）父母教育期望 家长监督 亲子关系 文化资本 注： （ 双尾检验） 。（ 二）家庭结构与初中学生的教育发展水平我们使用多层次线性回归模型估计家庭结构对孩子教育发展的影响，并检验家庭结构如何通过社会经济地位和家长的教育参与这两个机制作用于结果变量。表报告了模型估计的结果。模型显示，控制性别、年级、迁移、兄弟姐妹人数、健变迁中的中国家庭结构与青少年发展康和同辈群体等个体特征变量之后，父母一方或双方缺位家庭的孩子的教育发展状况均显著落后于双亲家庭的孩子。具体而言，个体特征保持一致，与双亲家庭的孩子

48、相比，单亲母亲、单亲父亲和双亲缺席家庭的孩子的教育发展平均得分分别落后大约 分、 分和 分 （ 接受假设 ） 。表估计初中学生教育发展水平的固定效应模型 （ ）变量模型模型模型模型家庭结构 （ 参照组：双亲家庭）单亲母亲家庭单亲父亲家庭双亲缺位家庭家庭社会经济地位教养和教育参与父母教育期望学习和生活监管亲子互动文化资本控制变量常数项 （ ）（ ）（ ）（ ） （ ）（ ）（ ）（ ） （ ）（ ）（ ）（ ） （ ）（ ） （ ）（ ） （ ）（ ） （ ）（ ） （ ）（ ）已控制已控制已控制已控制 （ ）（ ）（ ）（ ） 注： ， ， （ 双尾检验） ；括号内数字是标准误。控制变量包括：

49、性别、兄弟姐妹人数、迁移经历、年级、户籍、同辈群体和健康状态。为检验社会经济地位剥夺机制，模型在模型的基础上加入了家庭社会经济地位变量。与预期一致，家庭社会经济地位对孩子的教育发展有显著的正面影响，控制其他因素，家庭社会经济地位每增加分，孩子的教育发展得分约增加 分 （ ） 。另外，家庭社会经济地位解释了一部分家庭结构对孩子教中国社会科学 年第期育发展的效应。与模型相比，模型中家庭结构三个虚拟变量回归系数的绝对值都有所下降。尤其是单亲母亲家庭，回归系数 （ ）不再显著，表明在家庭社会经济地位相同的情况下，仅与母亲同住的孩子在教育发展方面已经和双亲家庭的孩子无异。这也说明我们在模型观察到的单亲母

50、亲家庭的孩子与双亲家庭的孩子在教育发展方面的差距，主要源于单亲母亲在社会经济资源方面的困境（ 接受假设 ） 。模型在模型的基础上加入父母的教育期望、学业和生活监管、亲子互动、文化资本这组变量，以检验父母教育参与剥夺机制。结果显示，四个变量的回归系数都在 的水平显著，表明父母的教养和教育参与对孩子的教育发展有重要的影响。另外，加入这组变量后，家庭结构三个虚拟变量回归系数的绝对值 （ 与模型相比）都有所下降 （ 表明家庭结构确实一定程度上通过父母教育参与机制作用于孩子的教育发展） ，但仍然为负数而且显著。也就是说，即使控制了家长的教养和教育参与机制，三类非双亲同住家庭的孩子的教育发展仍然显著落后于