家庭社会经济地位对小学流动儿童学校适应的影响：家庭亲密度和自尊的链式中介作用

    沈悦 张雪 张晶

    

    

    〔摘要〕考察小学流动儿童家庭社会经济地位、家庭亲密度、自尊及学校适应的关系，避免因家庭、个体的消极作用而对流动儿童适应能力造成负面影响。采用家庭社会经济地位、家庭亲密度、自尊及社会适应量表，对420名小学流动儿童进行测试。结果发现：小学流动儿童的家庭经济地位、家庭亲密度、自尊及学校适应均呈正相关;家庭亲密度、自尊在家庭社会经济地位对学校适应的影响中起到链式中介作用，占总中介效应的82%。这表明小学流动儿童的家庭社会经济地位是通过家庭亲密度、自尊对学校适应产生影响的。

    〔关键词〕小学流动儿童;家庭社会经济地位;家庭亲密度;自尊;学校适应

    〔中图分类号〕G44 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-2684（2020）33-0017-03

    一、引言

    流动儿童是指跟随父母离开户籍所在地到其他地方学习和生活的儿童[1]。流动儿童异地就学存在着能否随周围环境的改变而调节自身、在与环境的相互作用过程中能否实现动态平衡的适应问题。流动儿童多为学龄儿童，适应学校这一社会环境构成了其生活的主要部分。很多流动儿童表现出诸多学校适应难的问题，如学业成绩较低，产生了自卑感、抑郁情绪等[2]。

    流动儿童适应不良的原因有很多。研究表明，家庭社会经济地位较低会阻碍儿童数学学业水平发展，同时还会影响亲子沟通和家庭教育质量及家庭亲密度[3]，对流动儿童学校适应有显著的负向预测作用。当流动儿童因自身家庭社会经济地位体验到不公正歧视时，会触发低自尊的自我评价，这种负性的情绪评价是流动儿童出现学校适应个体差异的原因[4]。本研究旨在为促进流动儿童的学校适应提供一定的心理学依据，从影响流动儿童学校适应的家庭因素、个体因素及彼此之间的关系两方面揭示具体的中介机制。

    二、研究方法

    （一）研究对象

    从黑龙江省大庆市选取三所农民工子弟学校，抽取3-6年级小学生作为被试，发放问卷420份，最后用于数据分析的问卷390份。其中，男生192人（49.2%），女生198人（50.8%）;三年级107人（27.4%）;四年级135人（34.6%），五年级86人（22.1%），六年级62人（15.9%）。

    （二）研究工具

    1. 家庭社会经济地位量表

    家庭社会经济地位的评估主要以小学流动儿童父母的职业及其文化水平为指标。父母受教育程度作为文化水平测评的内容（以现行学历划分方式为准）;父母职业测评方式依据陆学艺[5]划分的五个经济社会等级。然后，将父母文化水平的等级分数与职业的评定分数标准化后求和。

    2. 家庭亲密度和适应性量表

    采用Olson编制的家庭亲密度和适应性量表（第2版）的国内修订版本[6]。该量表由2个分量表构成，共有30道题目，采用5点评分。该量表重测信度为0.54～0.91。

    3. 学校适应量表

    使用少年儿童社会适应量表[7]测评小学流动儿童的学校适应情况，该量表有48个条目，由学习与学校适应、生活与活动适应及社会关系与观念适应三个维度构成，采用5点计分。三个维度的重测信度范围在0.56～0.83 之间。该问卷的Cronbachs α系数为0.91。

    4. 自尊量表

    采用Rosenberg[8]编制的自尊量表，共10道题目。量表采用4点计分，重测信度为0.82，该问卷的Cronbachs α系数为0.88。

    （三）统计分析

    使用软件SPSS 20.0和Mplus7.4对数据进行分析，具体包括相关分析、中介效应分析等。

    三、研究结果

    （一）共同方法偏差检验

    本研究的数据主要来自问卷调查，可能存在共同方法造成的偏差效应。为此，采用Harman单因素同源误差检验法考察本研究中是否存在共同方法偏差[9]。先进行包括四个问卷所有题目在内的探索性因素分析，经因子未旋转的处理方式，发现第一个主成分只解释了总方差变异的11.56%（小于累计贡献率40%），表明不存在共同方法偏差。

    （二） 相关分析

    有研究者认为中介变量起作用的前提是自变量与因变量存在显著相关。本研究中，家庭社会经济地位作为自变量、学校适应作为因变量与两个中介变量即家庭亲密度、自尊之间均呈正相关，见表 1。因此，可进行链式中介效应检验。

    （三）家庭社会经济地位对学校适应影响的链式中介效应分析

    因链式中介是多重中介的一种形式，可按照多重中介的检验步骤进行。参考方杰、温忠麟、张敏强等[10]的多重中介检验方法，首先进行多重中介的结构方程模型的拟合度检验。经对链式中介模型拟合度检验发现，拟合度可接受（χ2= 11.004，df= 4，CFI= 0.952，TLI= 0.855，RMSEA=0.067，SRMR=0.035）。然后，利用偏差校正的Bootstrap法計算获得的中介效应置信区间来判断中介变量的作用是否显著，结果见表2。

    从表2可知，总中介效应检验结果的点估计值为0.028，其Bootstrap法的置信区间不包括0，表明达到统计学意义;家庭亲密度和自尊的链式中介效应的点估计值为0.003，Bootstrap的置信区间不包括0，表明检验结果显著。此外，为考察中介效应的大小，可计算中介效应与直接效应的比值。总中介效应的大小为12.2%，表明家庭亲密度、自尊两个中介变量分别独自产生的特定中介效应与彼此共同发挥的链式中介效应之和，能够解释家庭社会经济地位对学校适应解释率的12.2%。家庭亲密度与自尊共同发挥的链式中介作用，解释了家庭社会经济地位对流动儿童学校适应影响中的10%变异，链式中介效应占据了总中介效应的82%。依此可以看出，家庭亲密度、自尊的链式中介作用在三个特定中介效应中的作用更大。

    四、讨论

    首先，隨着家庭社会经济地位的提升，小学流动儿童的学校适应也在发生正向变化。社会经济地位高的家庭，可为儿童提供优越的生活条件、优质的教育资源，这有助于增强其对学校环境的适应。

    其次，家庭经济地位水平会影响家庭成员间的情感联系质量。流动儿童的家庭多来自经济水平较低的农村，其父母主要从事体力工作，家庭经济条件差，父母时间相对匮乏，较少的精力投入与孩子的沟通上，与流动儿童的情感联系较弱;此外，流动儿童父母文化水平不高，教养方式不够科学，没有建立良性的亲子互动模式，导致家庭亲密度不高。

    最后，较高的家庭社会经济地位、良好的家庭成员亲密度都与积极自尊有着相关关系，这也进一步证实了以往家庭物质与情感的属性与儿童自尊关系的研究结果。家庭社会经济条件优越的儿童，拥有的社会资源也较多，父母会从智力、文体等多个方面培养孩子。这类家庭中的儿童有更多展现自我的机会，外界对其的高评价也会增多，进而提升了对自我的评价，自尊水平也得以提高。此外，当父母与儿童间彼此情感联系水平较高时，获得父母积极关注或能与父母进行更多交流的儿童能体验到来自他人的尊重，自尊水平自然更高。因此，在家庭层面能够获得良好的物质支持与情感资源，有助于提升流动儿童表达自己、尝试新鲜事物的意愿，进而获得较高的情感评价，更好地适应学校生活。

    综上所述，正是因流动儿童家庭社会经济地位较低，造成父母不能与儿童形成良好的家庭亲密关系，这种情感上的忽视使得流动儿童的自我评价较低，自尊心受到负面影响，导致其对暂居地学校环境的适应性较差。

    五、思考与建议

    研究发现，小学流动儿童的家庭社会经济地位通过家庭亲密度、自尊对其学校适应产生影响。本研究从家庭、自尊形成等方面提出相关建议，以促进流动儿童对学校的适应。

    第一，进城务工人员要转变教育理念，提升家庭亲密度，建构和谐的亲子关系。

    研究表明，家庭社会经济地位是通过家庭亲密度对儿童产生重要影响的。尽管进城务工人员的家庭社会经济地位相对较低，但只要家长摒弃一些不良的教养观念，规范教养行为，倡导民主的教养风格，提升家庭亲密度，就会使儿童感受到家长的信赖与支持，从而提升自尊水平;同时，要注重家庭文化资本的提升，例如购买书籍，加强与子女在教育和文化层面的沟通。

    第二，建构包容性学校文化，完善流动儿童的补偿教育。

    学校应逐渐完善对流动儿童的补偿教育。学校作为流动儿童接受教育和人格发展的主要场所，应该展现出教育的包容性，摒弃一些刻板印象和偏见。学校要正确看待流动儿童与本地儿童之间存在的差异，并施以人文关怀。此外，由于教育资源分布不均衡，各地之间的课程设置、教学方式都存在差异，学校应主动了解流动儿童的生活背景和学习基础，掌握该群体普遍存在的问题和困难，进而采取相应的补偿教育。

    第三，家校协同，共同促进小学流动儿童的成长。

    “家校协同”就是充分发挥家庭和学校的作用，学校与家长之间加强沟通，形成合力。很多进城务工人员受教育水平较低，不太会教育子女，这就需要教师对其进行辅导，帮助父母转变教育理念，提升家庭亲密度，从而提高流动儿童的整体发展水平。学校还可以寻求社会资源，例如聘请高校专家、社会教育工作者对进城务工人员进行培训，提升其家庭教育水平。

    基金项目：2019年全国教育科学“十三五”规划教育部重点项目（DHA190373）资助成果。

    参考文献

    [1]张光珍，姜宁，梁宗保，等. 流动儿童的歧视知觉与学校适应：一项追踪研究[J]. 心理发展与教育，2016，32（5）：587-594.

    [2]张云运，骆方，陶沙，等. 家庭社会经济地位与父母教育投资对流动儿童学业成就的影响[J]. 心理科学，2015（1）：19-26.

    [3]侯娟，邹泓，李晓巍. 流动儿童家庭环境的特点及其对生活满意度的影响[J]. 心理发展与教育，2009，25（2）：78-85.

    [4]范兴华，陈锋菊，唐文萍，等. 流动儿童歧视知觉、自尊与抑郁的动态关系：模型检验[J]. 中国临床心理学杂志，2016，24（1）：45-48.

    [5]陆学艺. 当代中国社会阶层研究报告[M]. 北京： 社会科学文献出版社，2002.

    [6]费立鹏，沈其杰，郑延平，等.“家庭亲密度和适应性量表”和“家庭环境量表”的初步评价[J].中国心理卫生杂志，1991（5）：198-202.

    [7]胡韬.流动少年儿童社会适应的发展特点及影响因素研究[D].重庆：西南大学，2007.

    [8]Rosenberg M. Society and the adolescent self-Image： selection of the sample[J].Social Forces，1965，3（2）.

    [9]周浩，龙立荣. 共同方法偏差的统计检验与控制方法[J]. 心理科学进展，2004，12（6）：942-650.

    [10]方杰，温忠麟，张敏强，等. 基于结构方程模型的多重中介效应分析[J]. 心理科学，2014（3）：735-741.

    （作者单位：辽宁师范大学心理学院，大连，116029）

    编辑/于 洪 终校/刘永胜