教科文摘|任春荣：如影随形的家庭社会经济地位效应

家庭社会经济地位 (Social Economic Status，简称SES ）对学生发展和教育结果的影响是社会公平和教育公平研究的一个持久热点话题。依据生态系统论的观点，学生的发展是在家庭和学校为主的环境中以及环境之间的互动中产生的，父母和教师是学生成长中的两大成年重要他人群体，家庭中最主要的关系是亲子关系，在学校里最主要的关系是师生关系，家长和教师的互动关系代表了家庭和学校两个环境之间的互动关系。以往研究对于家庭社会经济地位效应的作用机制方面分别关注了家庭情境下的亲子关系、教养方式和学校情境下的师生关系，家校互动方面以家校合作、家长参与为重点， 较少关注家校关系质量的作用以及各种人际关系的同时作用。学生各种人际关系之间的关系研究对家庭社会经济地位的效应考虑不足，研究中的变量简洁，能够突出研究重点，但无法说明各变量在复杂的现实中如何发挥作用。教育学领域对家校关系等方面的研究，偏于思辨并常从职业道德角度去讨论。当下，教育公平工作重点从资源配置的公平转向教育质量的公平，《中华人民共和国家庭教育促进法》刚刚颁布，深入探讨家庭社会经济地位效应的作用机制，有助于为推进学生公平发展干预政策提供理论依据。本文将构建家校关系、亲子关系和师生关系在家庭社会经济地位对成绩预测效应中的影响路径模型，分析家庭社会经济地位在学生成长生态系统中的作用路径。

问题提出

（一）家庭社会经济地位的作用

家庭社会经济地位作为影响学生成绩的关键因素决定了一个学生能够从家庭中获得的经济、文化和社会等各类资源、环境的支持程度。家庭社会经济地位长期被各国学者作为影响学生成绩的一个关键变量从不同角度反复研究，获得二者显著相关或者不相关的结论。刘（Liu）等人对78 个中国独立样本研究进行元分析，发现家庭社会经济地位与学生各类成绩之间总体上只是弱相关（ｒ＝0.243 ）；田方等人对36篇基于中国样本的研究文献的结论进行效应值统计，发现家庭社会经济地位与儿童数学成就之间的线性关系较弱（ r=0.202）。而西润(Sirin ）对74个独立研究的元分析、邓小平等人对 25个独立样本的元分析所获得的社会经济地位的效应值高于前述文献，得出家庭社会经济地位显著地正向预测学业成就的结论。家庭社会经济地位效应结论的多样性说明其效应以及发生作用的机制仍旧有探究的空间，如，在什么现实情况或者统计情况下效应显著。本研究提出：

假设 １ ：家庭社会经济地位对学生成绩存在正向预测效应。

（二）家校关系的作用

家校关系是围绕学生教育开展的家长与教师的互动关系，家长卷入或参与是其重要载体。家校关系质量指家庭和教师联系的情感质量，以信任、互动、从属、支持、共同价值观以及对彼此和学生的共同期望和信念为指标。受家庭的经济条件、社会资本和文化资本等限制和压力，阶层较低的家长在认识、时间、能力和资源方面不能有效响应教师的要求，或者响应质量不高。多个研究证明家校关系和家长卷入受家庭社会经济地位显著正向影响，研究者对我国初中留守儿童的家校关系的研究也获得了此结论。家长和教师对于家长的教育卷入的评价不一致，处境不利的家长经常觉得教师和学校对他们评价较低。一个对教师开展的调查显示超过60％ 的教师认为，学生家庭的社会经济因素确实在他们与父母的互动中发挥了作用。为此，有地区实施了家庭参与计划改善父母和老师对他们关系的看法，但并没有消除教师和以西班牙语为主的拉丁裔父母对彼此的看法之间的差距。

从教师角度看，与家长良好的合作关系使教师能够更好地了解学生的学习体验，从家长角度看，与教师的良好沟通能够让家长及时获得如何干预学生的高质量信息。家长主动联系教师可以对学生学业表现产生积极影响，而教师主动与家长联系、家长害怕与教师联系会对学生学业表现产生消极影响。

依据以往研究有关家校关系受家庭社会经济地位的影响、家校关系又影响学生成绩的研究结论，可推测家校关系起中介作用。由此提出，

假设２：家庭社会经济地位对家校关系存在正向效应。

假设３：家校关系在家庭社会经济地位和成绩之间起正向中介作用。

（三）亲子关系和师生关系的作用

家庭社会经济地位越高，亲子交流质量越高，亲子交流质量是家庭社会经济地位与成绩之间的中介变量，而代际互动质量影响了子女从家长的经济资本、人力资本优势中获益的水平。也有研究认为亲子关系对父母卷入预测学生学习自信心的效应起调节作用。师生关系存在社会阶层的差异，对高中生的研究显示，家长-教师关系质量通过师生关系直接和间接地影响学生的发展，效应值远远大于家校联系方式和频率。“ 请家长 ”是一种常见的家校合作或者家长卷入方式，但如果教师或者家长反应不恰当，亲子关系和师生关系都会受负面影响。遗憾的是，这种来源于经验的推论还缺乏因果研究的证明。

各类人际关系对学生发展的同时作用机制，及其在家庭社会经济地位效应中的扮演角色研究薄弱，由此提出，

假设4：家校关系对亲子关系、亲子关系对师生关系存在正向效应。

假设５：亲子关系在家庭社会经济地位对学生成绩的预测效应中起中介作用。

假设６：师生关系在家庭社会经济地位对学生成绩的预测效应中起中介作用。

方法

（一）研究对象

面向小学５、６年级的学生开展问卷调查。５、６年级处于青春期前期，师生关系和亲子关系比较稳定，独立认知能力高于小学低年级学生，且回答问卷的识字障碍很少。选择北京市、山东省青岛市和新疆维吾尔自治区乌鲁木齐市三地的27 所学校作为样本校，学校按照优质、中等和薄弱５个级别分类，各占三分之一。５、６年级所有班级参与调查，以避免分班影响，每个班级按照成绩分高中低三组抽取20 名学生，总计1527 名学生参与调查（ 其中女生51.51％ ），年龄平均11.8岁 （标准差0.83）。在不进行弥补缺失值的情况下，所有变量都没有缺失值的样本数为1257个。

（二）研究工具

成绩：由学生自己报告在班级同学中所处位置，分为较差、中下、一般、中上、优秀５个等第。

家庭社会经济地位：为了测量家庭社会经济地位效应的稳定性， 分别以父母教育程度、职业组成的社会地位指数，和家庭拥有物为替代性指标的财富指数两种不同的测量方式，作为自变量检验家庭社会经济地位作用机制的模型。父母社会地位指数使用 “ 两因素社会地位指数 ” 方法调查教育程度和职业合成，职业的权重系数为7，教育程度为３，最后采用父母双方中指数最高的一方的信息。用家庭物品情况作为财富指数的替代性指标，调查学生在家中日常可见到的家庭拥有物品（如：电脑、电视、冰箱、装满图书的书架、汽车、有淋浴的房间等）和数量，包括基本生活和生活品质两个维度。量表10道题目，采用三点计分，0=没有，1=有1个，2=有两个及以上。克隆巴赫信度α=0.779。

家校关系：量表的设计参考了维克和旻可 （ Vickers＆Ｍinke ）的父母一教师关系量表部分题目设计，考虑中国现阶段家校关系处于附属型家校互动的文化困境，互动主要内容是家长配合教师的教学工作，因此将家校关系的变量分为两个维度：一是沟通交流的顺畅性，如，家长有时听不懂老师的要求，老师对家长是否耐心等；另一维度是家长的教育投入 ，如：父母是否重视孩子教育，积极支持教师工作等。由学生报告，９道题目，四点计分， 克隆巴赫系数 α＝0.705。

亲子关系：量表设计参考潘塔 （Pianta ） 亲子关系量表，由学生报告，家长了解我遇到的问题和担忧，在我悲伤的时候能让我感受好一些，即使犯了很小的错误也惩罚我等，13道题目，四点计分，α＝0.762。

师生关系：参考潘塔 （Pianta ）师生关系量表，采用学生报告的方式测量学生所感知的师生关系。例如：我和班主任感情很好，我有困难的时老师能及时给我帮助，老师对我很公平，老师很容易就跟我生气 ，我无法预测老师的情绪，等等。题目16 道 ，四点计分， 克隆巴赫系数α ＝0.873。

（三）数据分析方法

数据分析的重点在于各变量的路径关系，使用黑耶斯 （Hayes ）2018年提供的SPSS 插件process 3.0的模型６完成。以学生成绩为因变量Y、家庭社会经济地位为自变量 Ｘ，以家校关系Ｍｌ、亲子关系Ｍ２和师生关系Ｍ３为中介变量，性别和年龄为控制变量，构建一个分析家庭社会经济地位作用机制的路径关系模型，分析家庭社会经济地位如何通过学生的人际关系中重要成年人之间的关系，以及学生与重要成年人之间的关系影响学生成绩。用Bootstrap 方法重复抽样5000 次对中介效应进行检验及置信区间的估计。

结果

（一）共同方法偏差检验

本研究的问卷调查数据采用被试自我报告的方式获得，可能存在共同方法偏差问题，采用海尔曼 （Harman）单因素检验方法进行检验，结果显示，３个人际关系量表题目特征值大于 １的因子共 ８个 ， 第一公因子解释百分比 为23.236％ ， 小于40％，表明不存在严重共同方法偏差问题。

（二）描述统计与相关分析

相关分析结果如表 １所示，性别与因变量、３个中介变量显著相关，与自变量相关性不显著，即女生的成绩、家校关系、亲子关系和师生关系显著优于男生，在家庭社会地位指数和财富指数上没有性别差异。年龄与所有研究变量显著负相关，学生年龄越大各项指标的情况越差。因此，后续分析应将性别和年龄作为控制变量。

(三）家庭社会经济地位作用机制模型结果

本部分的家庭社会经济地位指标为父母最高一方社会地位指数。在控制性别和年龄的情况下，父母社会地位指数正向预测学生成绩，直接效应显著。β ＝0.231，Ｐ＜0.001，模型显著性检验结果为，R²＝0.081，△R²＝0.079，Ｆ （3,1253） ＝36.863，p＜0.001。结果支持研究假设 １。

假设2-7的结果如表2所示。以家校关系、亲子关系、师生关系和学生成绩为因变量的模型均成立，各个回归方程显著。学生成绩模型的显著性检验结果为，R²=0.17，F （6,1250） =42.719，Ｐ＜0.001，其他模型检验结果见表２。父母社会地位指数显著正向预测家校关系 （β ＝0.12，SE＝0.027，Ｐ＜ 0.001）。亲子关系能够被父母社会地位指数 （β ＝0.10 ，SE＝0.024，Ｐ＜0.001）和家校关系 （β ＝0.48 ，SE＝0.025，Ｐ＜0.001 ）正向显著预测，师生关系能够被家校关系 （β ＝0.48，SE＝0.025，Ｐ＜0.001 ）和亲子关系（β＝0.24，SE＝0.026，Ｐ＜0.001）显著预测，父母社会地位指数的路径系数不显著（β ＝-0.01，SE＝0.022 ，Ｐ=0.651>0.05）。学生成绩能够被父母社会地位指数（β ＝0.19，SE＝0.026，Ｐ＜0.001）、家校关系（β ＝0.09，SE＝0.034 ，Ｐ=0.01＜0.05）、亲子关系（β ＝0.08，SE＝0.031，Ｐ＜0.01）和师生关系（β＝0.19，SE＝0.034，Ｐ＜0.001）显著预测。家庭社会经济地位与师生关系显著相关，但当模型中加入家校关系和亲子关系时，家庭社会经济地位对师生关系的直接效应不显著，说明家校关系和亲子关系解释了那部分效应，父母社会地位指数对师生关系的影响是间接的。

用Bootstrap 方法重复抽样5000 次对中介效应进行检验，结果显示所有间接效应合计0.04 （95％ CI＝［ 0.022，0.059］ ） ，占总效应的17.81％。直接效应为0.186（95％CI＝［ 0.135 ，0.236 ］），效应量82.19％ 。由表３可知，所有路径关系中只有以师生关系为唯一中介变量的路径关系中 95％ 置信区间包括了０，即除了父母地位指数在对学生成绩的预测效应中以师生关系为中介变量的路径间接效应不显著外，以家校关系、亲子关系、家校关系和亲子关系、家校关系和师生关系、亲子关系和师生关系为中介变量的路径间接效应均显著。

（四）家庭财富指数效应检验

仍旧以家校关系、亲子关系和师生关系为中介变量，分析家庭财富指数对成绩的预测效应。结果显示，所有路径效应的趋势与以父母社会地位指数为自变量的路径模型相同。模型显著性检验结果为，R²=0.279，△R²=0.078，F （3,1253） =34.182，Ｐ＜0.001）。间接效应值0.050（ 95％CI＝［ 0.031，0.071 ］），占总效应的22.24%，直接效应值为0.175（95％CI＝［ 0.123，0.226 ］）。说明不论是从父母社会地位角度看还是从家庭财富角度看，家庭社会经济地位能够直接作用于学生成绩并通过家校关系、亲子关系和师生关系间接作用于学生成绩，并且直接效应仍旧非常强大。

（一）家庭社会经济地位的直接效应

父母社会地位指数结合了教育程度和职业，表达了家庭能够给予学生的文化资本、社会资本和物质资本，家庭财富指数的测量包括了物质条件和文化条件，二者对成绩的直接效应和间接效应都正向显著，验证了家庭社会经济地位效应的稳定性。父母社会地位指数的直接效应量很大的原因可能存在两种情况，一种可能性是还有一部分解释变量没有找到，另一种就是父母社会地位指数的直接效应强大真实存在。有研究显示，家庭社会经济地位的效应高于学生学习行为、教师服务质量、家长参与等变量的效应。部分研究得出不显著结论的原因或许与所调查群体内部的家庭社会经济地位差异不大有关。由于居住的社会分化，就近入学政策等导致学校内部学生家庭社会经济地位具有较强的相似性，农村学校的学生背景尤其相似，同伴背景相近的情况下学生不会基于出身自卑去比较教师对待自己和同学的态度，教师也很少有机会体验到一个班级里学生背景差异带来的认知和非认知发展的日常差异。中国家庭追踪调查的研究结果证明了这一推断，学生家庭社会经济地位对农村学生的效应小于城市学生。样本来自于农村或者某个弱势群体，样本内部没有分层，研究没设置对照组等，也可能导致无显著差异的结果。本研究的样本学校位于城市市区和城市近郊区，学生家庭的社会经济地位在学校之间和学校内部都存在明显的分化，这是家庭社会经济地位效应显著的基本前提。

研究结论的差异也可能与文献中涉及的年级有关。年级越高，家庭影响越小，并且部分低阶层家庭的孩子不再上学，而能够继续上学的低阶层学生非常珍惜学习机会。例如，黑内曼和劳克斯雷 （Heyneman＆Loxley）发现欠发达国家学生成绩与家庭背景没有显著关系 ，学校教育的短缺性会激发贫困学生的学习动机。本研究的学生样本处于小学阶段，生活和思维的独立性较差，而城市和城郊学校的家长自身和学校都比较重视家庭参与，因而能够支持学生家庭社会经济地位的直接效应强大这一结果。

（二）家庭社会经济地位的间接效应

本研究获得了家校关系、亲子关系、师生关系是家庭社会经济地位对成绩预测效应的中介变量的发现，不论是家长的还是学生的人际互动关系在统计上都不能削弱家庭社会经济地位对成绩的影响，三种人际互动起到链式中介的作用。证明了家庭社会经济地位不仅能影响学生认知发展，也能够影响学生成长中的人际关系质量，通过人际互动间接影响学生认知发展。以往研究在不同环节上分别解释了本研究的结论，低社会经济地位家长与教师的关系不积极，参与学校活动比高阶层少。家长参与的效果按家庭社会经济地位分层，贫困家庭对学生作业自主性的支持较低，干预较多，而干预越多学生成绩越低。本研究再次证实了布迪厄的文化资本论，不仅家庭的社会经济地位差异导致低阶层家庭教育投入上的障碍，学校文化作为中产阶层文化的代表，也引发低阶层家长和学生对学校教育适应的困难，教师一般属于中产阶层，对低阶层文化的认识有一定的隔阂，几种原因共同导致教师和家长均不知道如何提高低阶层学生学校适应性。个别教师关于家庭阶层的言论引起社会舆情，导致部分教师选择忽视学生家庭阶层差异的做法 。

家校关系、亲子关系、师生关系与学业成绩之间存在着显著的正向预测效应这一结果，说明提高学生成绩不能仅限于提高学习上的投入，也要关注与学生有关的各种人际关系的改善。家校关系对亲子关系和师生关系都起到预测作用，提示我们改进亲子关系和师生关系时也要关注家校关系的改善。

（三） 家庭社会经济地位与教育公平

家庭社会经济地位的效应渗透在学生的家庭和学校生活中，如影随形随时发生，并且对学生成绩的直接效应在总效应中的占比非常高，说明学生出生在什么样的家庭基本决定了其入学后的成绩，但我们也不应该放弃对教育促进社会公平的信心。在相同社会经济地位情况下，良好的家校关系和师生关系能够改善学生的表现。当母亲的学历都是低水平时，师生关系密切的学生阅读成绩较好，这种趋势贯穿整个小学阶段。研究发现的价值在于提示我们在直接影响方面要关注学生学习中存在哪些家庭隐性障碍，间接影响方面应关注家庭背景对家长和学生的人际互动能力和倾向的影响。研究结果提示我们应认识到人的互动关系质量不应简单地从教师职业道德层面进行评价，家校关系和师生关系都传递家庭社会经济地位效应，关系质量不佳有可能是双方因阶层差异导致的误解、交流不畅造成的，例如：低学历家长可能听不懂教师的要求。当前家校合作中存在要求家长多参与孩子的作业辅导、习惯培养和监督等等，而忽视了家校关系质量的问题，单方面要求家长参与不利于家校关系质量提升，家长参与过多也会导致亲子关系下降进而对学生发展产生负面影响。亲子关系在本研究中是家校关系和师生关系的中介，也提醒教师在家校沟通中注意方法，要指导家长如何与孩子沟通，避免家长只关注到教师 “ 找家长 ”了，回家简单粗暴对待孩子，没有解决问题甚至激化矛盾。

研究结果证明 ，学校在促进社会公平方面的能力是有限的，尽管这个结果对追求教育公平的社会来说很难接纳。本研究的意义在于提示我们为提高教育公平更需要从缩小社会阶层差距入手，教育公平问题是社会公平问题的缩影。

（ 四 ） 研究存在的不足

国别研究发现 ，像瑞典这样经济发展水平较高的国家，其师生关系与国际学生学业成就调查 （PISA） 考试成绩之间的关系更强，而像墨西哥这类经济发展水平较低的国家，这种关系则非常薄弱。这个发现提示家庭社会经济地位的效应研究要放到更宏观的层次去思考，其效应可能受样本地区的经济发达程度、社会分层程度影响，这是未来研究应该关注的方面。本研究是一个横断研究 ，因此无法克服学生过去教师的累积效应以及其他潜在的累积效应，有关因果关系的结论需要谨慎对待。

来源|《基础教育》2021年第5期

作者|任春荣（中国教科院研究员）