实证研究|| 家长参与的力量 ——家庭资本、家园校合作与儿童成长

作者简介:吴重涵，江西省教育科学研究所所长、研究员；张俊，江西省教育科学研究所助理研究员，江西省家校合作研究中心副主任；王梅雾，江西省教育科学研究所副研究员，江西省家校合作研究中心主任。

摘   要：为研究家庭资本、家校合作与儿童成长间的规律性联系，根据“江西省中小学幼儿园家校合作跟踪研究”的大样本数据，从家庭视角，提出了家庭经济资本、人力资本、社会资本、社区环境和家校合作对儿童成长作用的5个研究假设和1个推论，采用定序因变量回归模型和F联合检验的方法，发现在控制儿童智力水平，性别等变量的情况下，家庭所在的社区环境对儿童成长作用不显著，家庭经济资本中的“家庭所在地”、人力资本中的“父母学历”、社会资本中“联系频率”，以及家校合作中的“当好家长”、“相互交流”、“在家学习”等变量对儿童成长有显著的正向影响，且“家校合作减弱家庭资本与儿童成长间的相关性”在中国同样存在。研究指出，弱势家庭可通过加强与学校的合作，促进儿童成功，这种促进就是“家长参与的力量”。

   从世界范围看，家庭出身与儿童教育获得间的联系普遍存在。教育不平等使阶级地位在代际之间传递，成为社会不平等再生产的工具(布尔迪约,2002)。20世纪以来，尽管许多国家进行教育改革的目标之一就是要弱化这种联系，但几乎毫无例外地，这种联系仍然存在(李春玲,2003)。改革开放以来，我国教育事业取得了巨大成就，家庭经济条件有显著改善，然而教育资源分布不均衡和家庭禀赋差异，在相当程度上影响了儿童的教育获得和成就，如果“寒门难出学子”，则是从本质上关系到教育公平的问题之一。

    另一方面，在发达国家和地区，以研究为基础的中小学幼儿园家校合作（本研究中的“家校合作”，皆是指中小学幼儿园的家校合作、家园合作），被证实对教育公平有重大意义。家庭、学校的主动、积极合作，在一定程度上改善家庭决定出生的被动宿命，减弱家庭差异对儿童成长造成的影响，促进儿童成长，并对改善家庭与学校关系、促进学校教学等作用显著(Epstein,2008; Becker,1987; Epstein,1986; Sewell,1967)。在我国，中小学幼儿园的家校合作尚处于起步阶段，本土理论还没有系统建立，相关研究还停留在工作总结、政策诠释和对国外经验的介绍上，停留在家长教育、德育功能等单项研究上，尚难有效解决现实问题。每个人都认为家校合作有用，但作用的方面，结果如何测量，有多大作用，作用机制如何产生等，没人说得清楚，甚至也没人说得清国外的研究和实践结论是否适用我国(吴重涵,2013)。

    中小学幼儿园的家校合作是一个有着巨大前景的教育改革领域，一定意义上讲，谁抢占了这个制高点，谁就获得了基础教育改革和发展的先机(吴重涵,2013)。在这样的背景下，以江西省教育科学研究所、江西省家校合作研究中心为主，启动了“现代学校制度建设：中小学幼儿园家校合作的国际经验与本土实践跟踪研究”科研项目和江西省教育体制改革重点项目“创新中小学幼儿园家校合作教育机制”，旨在对家校合作进行跟踪研究和制度化的实践推动，在理论上探索家庭背景、家校合作与儿童成长间的规律性联系，分析我国家校合作的现状和特征，概括总结适合中国国情的中小学幼儿园家校合作理论和行动原则，以敷指导实践和研究之用。

    家校合作具有家庭和学校两种视角，本文基于家庭视角，根据“跟踪研究”的大样本数据，采用实证研究方法，探讨家庭资本和家校合作对儿童成长的影响，分析家校合作的具体方面对儿童成长的作用，并验证我国的家校合作是否同样也同样可以“减弱家庭出身差异对儿童成长造成的影响”。

一、理论背景与文献回顾

    （一）家庭资本与儿童成长

    教育是现代社会个人实现价值和取得成就的主要手段，也是社会流动的重要通道。教育研究中资本概念的引入，确立了以投入产出为主流的解释逻辑，即家庭当前对教育的投入能带来未来收益(Schultz,1970)，家庭资本是解释儿童成长差异的重要变量，它向人们提供了透视儿童成长的结构视角。

    家庭资本是关于家庭收入、教育、职业、社会关系等指标的综合衡量，对儿童来说，它是一种先赋资本，为儿童提供各种有用的资源，与儿童身体、心理及认知发展有着广泛的联系(贝克,2002)。国内外学者从不同的角度对影响儿童成长的家庭背景、物质资本、人力资本、社会资本、文化资本、政治资本等因素进行了大量研究。

    布劳和邓肯在《The American Occupational Structure》（美国的职业结构）一书中，从社会分层角度来研究教育获得，指出教育获得，与家庭资本，特别是父母的职业和学历有着极为显著的联系(Blau,1967)。威斯康星学派的休厄尔（Sewell）等人扩展了布劳—邓肯的研究模型，在他们对10318名学生近7年的跟踪研究中，加入了个人努力、父母鼓励、家长参与等中介变量，发现这些中介变量会降低家庭背景对儿童成长的影响，并对儿童成长有直接作用(Sewell,1966; Sewell,1967; Sewell,1968a; Sewell,1968b)。

    舒尔茨开创了教育与人力资本（Human Capital）的研究，父母较高的受教育水平，不但意味着更高的劳动技能和产出率，更好的学习和迁移能力(Schultz,1970)，其人力资本的外部收益还包括更优秀的家庭育儿观念，更科学的教养方式，更亲密的亲子环境，在儿童成长中起着重要作用，并使其终身受益(伍尔夫,2000)。布迪厄在《再生产：一种教育系统理论的要点》中，将家庭的社会资本（Social Capital）纳入分析框架，指出教育是社会再生产的一个重要而又隐秘的渠道，社会资本、经济资本（Material Capital）与文化资本（Cultural Capital）一起在子代的教育获得中扮演了重要角色(布尔迪约,2002)。佩纳的研究指出美国非裔学生比白人学生上大学的机率小得多，很大程度上可用他们家庭在经济、文化和社会资本上的劣势来解释(Perna,2005)。就大学生本身人力资本（如学习成绩、实习经历、担任学生干部等）对初次就业的作用来说，比家庭社会资本的作用更大一些(岳昌君,2013)，但马莉萍和丁小浩指出，随着工作年限的增加，社会资本的相对重要程度在日益凸显(马莉萍,2010)。赖德胜认为在获取就业机会和决定起薪方面，社会家庭资本和人力资本存在替代关系，在决定能否进入国有部门工作方面，二者具有较强的互补关系(赖德胜,2012)。

   布朗进一步修订了布迪厄的框架(Brown,1998)：

    学业成就=经济资本×人力资本×社会资本

    按布朗的公式，学业成就是指儿童所内化的知识、态度及技能；经济资本指儿童得以使用的学习工具及经济条件等；人力资本指家长的技能，例如任义务导师的能力；而社会资本则是社会成员的互相支持，订立的规范和承担的责任，布朗认为学校若能有效地调动这三种资本，便能增强儿童的学习效能及改善整体学校质素(何瑞珠,1999)。

    Turner在儿童成长的研究中加入社区环境（Neighborhood Context）变量，当同时控制家庭和儿童智力水平时，社区环境对男生和女生教育抱负的相关系数分别为+0.16和+0.12(Turner,1964) ；休厄尔等人发现在不同等级的社区中，儿童成长虽然有显著差异，但当加入性别、家庭社会经济地位、家长参与和智力水平等变量时，社区环境的影响变得非常小，由此他们指出，人们可能过分高估了社区环境对儿童成长的重要性(Sewell,1966)。

   （二）家校合作与儿童成长

    家庭资本越丰裕的儿童，越有可能在教育中取得成功，而那些贫困家庭的孩子，或许他们的天赋不错，但要有好的学习成绩和职业成就也是难事。通常的研究似乎就到此而止了，有关静态的家庭资本的研究和带有宿命性的结论告诉我们，家庭背景和教育不平等是社会不平等及再生产的根源，但是他们却无法解释那些贫困家庭儿童在教育中取得的成功。

    教育社会学家科尔曼从功能角度，把家长对子女教育的参与纳入社会资本变量中考察，注重社会闭合（Social Closure）的作用。他认为父母对子女成长的关注和时间、精力投入是儿童成长过程中至关重要的社会资本，家庭构建的网络闭合性越高，子女就会得到越丰富的社会资本(Coleman,1987)。《科尔曼报告》发现，造成儿童教育获得差异的主要原因不是学校的物资和师资的差异，而是不平等的家庭背景及所构建的社会闭合，即教育不平等的根源首先在家庭及其家长对教育的参与，其次才是学校(Coleman,1966)。后来的研究者将社会闭合分为家长参与（Parental Involvement）和代际闭合（Intergenerational Closure），前者指家庭内部家长与子女的关系，包括监督和学习指导等，后者指家长与老师、其他学生的家长形成一个可以闭合的人际交往圈(赵延东,2013; 洪岩璧,2012)。

    约翰·霍普金斯大学的全美合作伙伴学校联盟（NNPS）研究中心主任兼首席科学家爱普斯坦（Joyce L. Epstein）团队发展了科尔曼社会资本中社会闭合的概念，将其提升到“学校、家庭和社区合作伙伴”（School，Family，and Community Partnerships）的层次（在国内，我们称为家校合作、家园合作）(爱普斯坦,2013)。她的“交叠影响域”（Overlapping Spheres of Influence）理论指出，家庭、学校和社区对儿童，以及三者的状况和关系发生了交互叠加的影响，即学校、家庭和社区的活动单独或共同地影响着儿童的学习和发展(爱普斯坦,2013; Epstein,2008)。交叠影响域理论以关爱儿童成长为核心，突破以往社会资本只考察家庭的单一视角，将影响儿童成长的学校、家庭和社区作为一种制度性合作的整体，置于更宏观，更便于操作的背景下(吴重涵,2014)。

    不同于社会资本中父母参与和代际闭合的划分，爱普斯坦将中小学幼儿园家校合作划分为六种类型，即当好家长（Parenting）、相互交流（Communicating）、志愿服务（Volunteering）、在家学习（Learning at home）、参与决策（Decision making）、与社区合作（Collaborating with community）(爱普斯坦,2013)。爱普斯坦认为，这六种类型的划分，可以指导发展平衡的、全面的合作伙伴计划。自1970年代末以来，她带领她的团队进行了大量的实践探索和实证研究，反复验证了这种分类的合理性，指出开展这六种类型的家校合作，可以提升学校教育质量，改进学校气氛，提供家庭服务和支持，提高家长的家庭教育水平，协助教师完成工作，最重要的是，可以普遍提高儿童的学业成绩，促进儿童成长，并在今后生活中获得成功。当家长、教师、学生以及其他人能将彼此视为教育合作伙伴时，那么一个围绕儿童的爱心组织就形成并开始发挥作用。(Epstein,2010; Sanders,2008; Epstein,2008; Sheldon,2005; Steven,2005; Sheldon,2002; Dodd,2002; Becker,2000; Sanders,1996; Iver,1993)

    总之，从布劳和邓肯“地位获得模型”中对家庭背景的分析，到布迪厄、科尔曼的“社会资本”中对“代际闭合”、“家长参与”的研究，再到爱普斯坦的“学校、家庭和社区合作伙伴关系”，家校合作越来越成为一种独立的制度性视角，用来考察家庭与儿童成长间的规律性联系。

二、研究假设

    本研究根据以往研究者的贡献，围绕儿童成长，从家庭视角，将各类家庭资本分为家庭经济资本、人力资本、社会资本和社区环境(Brown,1998; Sewell,1966; 李春玲,2003)，与家校合作一起，在控制儿童智力水平、性别等情况下，分析他们与儿童成长的关系。由此提出家庭经济资本、人力资本、社会资本、社区环境和家校合作作用的5个研究假设和1个推论，这些假设和推论分别则重于某一方面，以验证影响儿童成长的具体作用及大小。

   （一）家庭经济资本作用假设

    在我国城乡二元经济背景下，研究者认为，家庭所在地标志家庭经济地位的高低。在某种程度上说，它充当了社会福利的分配工具，家庭所在地的性质不同，则所享受的待遇就不同(厉以宁,2008)。从儿童成长来看，在我国按学区入学的制度背景下，家庭所在地的差异意味着教育资源分布差距、区域政策保护和对子女入学的限制等，严重影响了教育公平。相当多的研究已经指出，家庭财产和收入越高，意味着充足的营养、安全的社会化环境和丰裕的学习支持，儿童亦能享受更高层次的教育和引导(Guinagh,1971; Ireton,1970; Sewell,1968a; 贝克,2002)  。由此我们假设，在家庭经济资本上，家庭所在地越接近城市、家庭收入和财产越多，儿童的成长状况越好。由这个自变量，我们提出：

    假设1：家庭经济资本越高，越有利于儿童成长。

    假设1.1：家庭所在地越接近城市，越有利于儿童成长；

    假设1.2：家庭现有财产和收入越多，越有利于儿童成长。

   （二）家庭人力资本作用假设

    研究表明，父母受过高等教育、职业为白领，儿童的学习成绩普遍比较高，同时，他们的教育抱负、职业成就也更高(Sewell,1967)。父母学历低、职业地位低的家庭，除可能缺乏必要的学习支持外，父母对自己工作和生活的不满，可能导致家庭危机，也可能发泄到孩子身上，缺乏亲子互动和学习指导，导致打骂甚至虐待(哈里楠,2004;贝克,2002) 。同时，儿童成长中，父亲和母亲的作用可能是不同的，如Furnham等人对美国、英国和日本儿童成长的比较研究中发现，父亲对子女数理逻辑能力的影响更大，而母亲可以帮助提高子女的文法水平(Furnham,2002)。

    假设2：父母人力资本越高，越有利于儿童成长。

    假设2.1：父亲学历越高，越有利于儿童成长；

    假设2.2：母亲学历越高，越有利于儿童成长；

    假设2.3：父亲职业地位越高，越有利于儿童成长；

    假设2.4：母亲职业地位越高，越有利于儿童成长。

  （三）家庭社会资本作用假设

    家庭社会资本的大小代表父母能够提供给孩子的社会资源和网络，它们通过基于人际网络的责任与期望、资讯渠道及社会规范传递到子代身上(科尔曼,1999)。从这一点来看，家庭社会资本拥有与经济资本、人力资本相同的性质，即具有代际迁移性。拥有较高社会资本的家庭，在代际闭合和家长参与方面较高，从而形成一种支持性社群（functional community），有利于各种有关孩子学习与生活信息的交流和传递，从而可以监督、鼓励和促进学生更加有效地学习(科尔曼,1999)。另外，研究发现，有显赫社会地位的父母与学校人员磋商，或为子女择校时，往往掌握了重要的资料而占据有利地位(何瑞珠,2002)，从而影响子女的入学机会和教育获得(金久仁,2009; 赵延东,2013)。社会资本缺乏的家庭，父母在面对家庭之外的关系时，常感到无能为力和缺乏影响力(Sui-Chu,1996)。

    假设3：家庭社会资本越高，越有利于儿童成长。

    假设3.1：父母与亲朋的联系频率越高，越有利于儿童成长；

    假设3.2：父母在社会网络中的位置越向上，越有利于儿童成长；

    假设3.3：父母社会关系的激活程度越高，越有利于儿童成长。

   （四）社区环境作用假设

    家庭所在的社区环境代表儿童的同伴、社会化过程中的角色模仿和学习条件、职业期望。教育社会学家发现，儿童成长不但与个人天赋、努力程度相关，而且与家庭及所在的社区环境相关。Wilson曾对旧金山地区的高中男生进行研究，指出居住隔离与教育抱负正相关(Wilson,1959)。Conant在其著作《Slums and Suburbs》（贫民窟与富人区）中，描述了在富人区和贫民窟中，社区居民等级与学生职业抱负的一致性(Conant,1961)。社区硬件设施被有效利用，如学校和社区商业组织等建立合作伙伴关系，可为学校提供设备、资源以及教育儿童的技术援助和支持(Decker,2003; Epstein,2002)。在社区氛围方面，社区的课后辅导项目对儿童成绩、出勤率和就业机会产生显著积极影响(Cooper,1999)，也能显著改善儿童行为(Newman,2004)。根据社区主要居民、社区硬件和社区氛围，我们提出如下假设：

    假设4：儿童家庭所在的社区环境越好，越有利于儿童成长。

    假设4.1：社区主要居民的等级越高，越有利于儿童成长；

    假设4.2：社区硬件越好，越有利于儿童成长；

    假设4.3：社区氛围越好，越有利于儿童成长。

  （五）家校合作作用假设

    爱普斯坦将社会资本中的“代际闭合”和“家长参与”提升到“学校、家庭和社区伙伴”的层面，她所构建的六种参与类型的研究和实践已经证实，学校、家庭和社区通过建立有效的合作伙伴关系，可以促进家庭社会经济地位低下、处于贫困社区或距离学校较远的家庭参与到子女的学习中来，提高家长教育子女的技能，亦能显著地改善学生的出勤、辍学行为，提升儿童的学习成绩，特别是对低年级的学生来说(爱普斯坦,2013)。根据爱普斯坦所构建的六种参与类型及本项目的本土化改造，提出如下假设和推论：

    假设5：家长在家校合作中的参与程度越高，越有利于儿童成长。

    假设5.1：家长在“当好家长”中的参与程度越高，越有利于儿童成长；

    假设5.2：家长在“相互交流”中的参与程度越高，越有利于儿童成长；

    假设5.3：家长在“志愿服务”中的参与程度越高，越有利于儿童成长；

    假设5.4：家长在“在家学习”中的参与程度越高，越有利于儿童成长；

    假设5.5：家长在“参与决策”中的参与程度越高，越有利于儿童成长；

    假设5.6：家长在“与社区合作”中的参与程度越高，越有利于儿童成长。

    推论1：家校合作减弱家庭资本与儿童成长间的相关性。

三、数据、变量与模型

   （一）数据

    本研究所使用的数据来自“家校合作跟踪研究”的第一次数据采集。根据规划，项目拟用7-10年，在引进和本土化改造爱普斯坦家校合作实践框架的同时，通过大样本调查、跟踪研究和实践指导，探索家校合作与儿童成长的规律性联系，进而推动家校合作政策和实践的持续改进。

    本轮数据采集于2012年12月至2013年1月，以问卷调查为主，辅之以实地访谈、观察等方法。其中，问卷调查了江西省11个设区市的59所试点中小学幼儿园，每所试点园（校）每个年级随机抽取1-3个班级参测（共774个班级）。发放各类问卷近6万份，调查了试点园（校）的领导、教师、学生及家长。经录入、校验，共得到有效问卷36729份。其中，学生与家长问卷可配对10324对（即本研究的数据）。需要说明的是，试点园（校）根据江西省教育厅《关于开展中小学幼儿园家校合作教育试点工作的通知》遴选而来。以学校分布看，以城镇居多，农村较少，但基本涵盖了从幼儿园到高中、从城市到农村、从公办到民办的代表。虽然这种工作方法上的抽样，没有遵循概率意义上的随机性和代表性，但也尽可能地考虑到学校、家庭和地域的特征，并在研究中注重他们间的比较。因而，我们有理由谨慎地推断，数据基本代表了当前我国中小学幼儿园家校合作的现实状况。

   （二）变量

    1.因变量

    休厄尔用学习成绩和教育抱负测量儿童成长(Sewell,1968a) 。爱普斯坦认为儿童成长应包括学习进步，行为改善以及儿童成长环境的改善(吴重涵,2013; 吴重涵,2012; 爱普斯坦,2013)。因此，在本研究中因变量“儿童成长”，被定义为对儿童成长状况的综合测量，包括学习成绩、行为改善和教育抱负三项。

    在学生问卷中，我们根据学生对自己近两个学期在班上的学习成绩作出评估，从最差的20%到最好的20%，共分为5个等级，来测量学习成绩；对行为改善的测量，我们通过询问学生奖项和证书、社会活动与实践次数、担任学生干部情况，将数量和等级加权得到；对教育抱负，我们询问儿童“对读重点中学/大学”的态度，共分三个等级。然后，我们将这三个指标进行综合加权（学习成绩0.4，行为改善0.3，教育抱负0.3），得到儿童成长的综合指数，并将其划分为高、中、低三个等级。

    2.自变量

    本研究的自变量包括家庭经济资本、人力资本、社会资本、社区环境和家校合作五大类，数据主要来自与儿童问卷相对应的家长问卷，并根据分析模型的要求进行了转换（见表1）。在已有的研究中，当经济资本、人力资本、社会资本、文化资本、政治资本等概念同时出现时，对他们的测量往往相互焦灼，难以区分，一方面是因为这些概念本身的模糊，另一方面，正如科尔曼所说，“资本”的划分不是以其结构，而是以功能来测量(科尔曼,1999)。本研究也没有对这些概念作严格区分，而是围绕影响儿童成长的实际发生，如将“父母的职业”划入“人力资本”而不是“社会资本”中，并不表示父母的职业不属于社会资本范畴，而是认为职业等级具有更多的人力资本属性。 

    经济资本中，基于我国城市化和人口流动的背景，我们认为“家庭所在地”比“户籍”更能精确地描述家庭经济地位，因此，我们将其划分为“市区”、“县城”和“镇乡”三个等级；对“家庭财产和收入”的测量，由于资产和收入问题非常隐讳，容易造成测量失真。我们通过询问家庭“标志性”资产和收入的方法来获得数据。我们还通过题目间的逻辑关联来验证受访者回答的可靠性，并综合加权得到所有样本家庭的“财产和收入”得分，将其划分为“高”和“低”两个等级。

   人力资本中，我们主要测量儿童父母的“学历”和“职业等级”。根据数据的分布情况，在操作中将初中及以下定为“低”等级，将高中及以上定为“高”等级；“职业等级”由于缺乏职业隔离数据，本研究参考劳动分工、权威等级、生产关系和制度分割等4个维度(陆学艺,2004) ，综合加权后,将父母职业划分为“高”和“低”两个等级。

    参考赖德胜等人的研究思路，本研究将社会资本操作化为“联系频率”、“网络位置”和“激活程度”三个维度(赖德胜，2012)。我们通过询问家长“与亲朋好友最近三月的联系频率”得到“联系频率”，并将其划分为“高”和“低”两个等级；通过题目“亲戚朋友们的社会地位与学生父母的相比较”来得到“交往方向”数据；通过询问“亲戚朋友所提供帮助的满意程度”来调查“激活程度”，并将其划分为“高”、“中”和“低”。

    社区环境根据休厄尔和爱普斯坦等人的研究思路，划分为“社区主要居民”、“社区硬件”和“社区氛围”三个变量(Sewell,1966; 爱普斯坦,2013)  。本研究中，我们让受访者选择家庭所在社区主要居民的群体类型，将5个群体的居民分别赋值5到1，以此求得该社区居民的加权得分，再根据得分分布，将其划分为“高”和“低”两个等级。“社区硬件”和“社区氛围”通过询问社区中的硬件、软件设施情况，共计10个问题，综合加权后将其划分为“高”和“低”两个等级。

    根据“家校合作”六种类型和相应的活动，爱普斯坦团队设计了一套指标，来测量家庭、学校和社区在各种活动或行为上的参与程度。这套指标现已上升为美国家校合作国家标准(National PTA,1997; 何瑞珠,2002)。这套指标既可以用于评估学校的实践，也可以用于研究测量(吴重涵,2013)。本项目团队对该指标进行了本土化改编。我们广泛收集本土家校合作的活动和行为，经过多次讨论，最终形成共87项（其中14项为自由扩展项目），每个项目为一种活动，构成一道题目。这些指标改变视角后，在校领导问卷、家长和教师问卷中同时出现，一一对应。在家长问卷中每个题目提供③做得好、②做得一般、①做得差，三个选项，在操作中，我们将代表不同程度的选项等级分别赋值3、2、1，加权汇总后得到六种类型的综合得分，根据得分分布及数值所代表的含义（家长参与的程度），将其划分为“高”和“低”两个等级。

    3.控制变量

    任何情况下对儿童成长的研究，都不应忽视智力水平的影响，否则有可能夸大其他变量的解释力度，导致结论不可靠。在威斯康星学派对家庭社会经济地位、社区环境、父母鼓励和儿童教育抱负与成就的关系的著名研究中，智力水平是控制变量(Sewell,1968a; Sewell,1968b; Sewell,1967; Sewell,1966)。由于没有现存数据，我们选用“瑞文标准推理测验”在参测学生中开展智力测验，将儿童智力水平作为控制变量加入研究中。这项工作浩大，增加了项目实施难度，但无疑能提高研究的科学性。测量由调查员（通常是班主任）和巡视员（学校项目组负责人）共同实施，以班级为单位，以考试的形式，通常在一节课内完成。项目组为此专门开发了一套程序，对录入的答案进行评分、标准化换算和有效性校验。

    此外，控制变量还包括儿童性别、是否独生子女、是否留守儿童等。

    本文研究变量的描述性统计如表1所示。“P值”表示自变量与儿童成长的显著性检验值。从检验结果来看，除社区主要居民、交往方向、与社区合作这三个变量外，其他变量的P值都小于0.05，亦即儿童成长在这些变量不同等级的分布上，存在显著差异。

表 1 各变量描述性统计及与儿童成长的显著性检验 （n=10324）

 注：“P值”表示回归变量与儿童成长的显著性检验值，定类-定类数据检验方法为卡方检验，定距-定类数据（智力水平与儿童成长）检验方法为方差分析；“参照”指回归模型中自变量的参照组；数据来源：《江西省家校合作追踪调查数据库》

   （三）研究方法与模型

    对假设1至假设5的检验，本研究的因变量有三个等级，为定序变量，由此我们采用定序因变量回归（ordinal regression）模型，它是二元累积概率（probit）模型的广义形式。其基本原理是依次将因变量按不同的取值水平分割成两个等级，对这两个等级建立因变量为二分类的回归模型，模型中各自变量的系数都保持不变，所改变的只是常数项（张文彤，2004）。在实际模型中，我们需要将因变量的累加概率转换为一个函数后再加以预测，这个函数称为联结函数。定序因变量回归模型的基本公式（略）。

具体公式及阐述详见原文

本研究的主要分析工具为SPSS 20。

四、结果与分析

    为了更好地说明家庭资本、家校合作等变量如何影响儿童成长，我们采用逐步回归的形式，分别引入上述5组变量，建立5个回归模型。总体来看，随着变量的增加，Cox and Snell R2和Negelkerke R2（伪决定系数）越来越大，说明模型解释能力越来越强。模型1中只有家庭经济资本变量，Negelkerke R2为0.026，表明儿童成长中的0.26%可以被家庭经济资本解释；模型2中加入人力资本变量后，R2增加0.007；模型3加入社会资本变量后，R2增加了0.006；模型4加入了社区环境变量，R2减少0.001；模型5加入家校合作变量，R2增加到0.042，增加了0.004。从Nagelkerke R2的变化可见，人力资本变量最能解释儿童成长的差异，其次为社会资本变量和家校合作变量，社区环境变量的作用不显著。

表2 儿童成长影响因素的定序因变量回归结果

注：联结函数为logit；各变量参照组见表1

    在模型1中，仅加入经济资本变量，家庭所在地为“市区”和“县城”两个变量通过了显著性检验，表明对儿童成长的作用显著；家庭财产和收入变量没有通过显著性检验，说明对儿童成长没有影响。从回归系数的幂指数来看，家庭所在地为县城和市区两个变量对儿童成长有正向作用，且市区大于县城，即市区、县城儿童获得较高成长等级的概率是家庭在镇乡的儿童的1.43倍和1.31倍；家庭财产和收入的作用为负。因此，假设1.1和1.2得到验证，假设1.3被拒绝。

    模型2中加入了父母人力资本变量，父亲和母亲的学历两个变量对儿童成长的作用为正向，分别为1.15和1.30，即母亲的作用大于父亲的作用，且通过了显著性检验，因此假设2.1和2.2得到验证；父亲的职业作用方向为正向，母亲职业作用为负，但没有通过统计检验，即拒绝了2.3和2.4的原假设。

    模型3加入社会资本变量，从作用方向来看，联系频率、交往方向（上）、激活程度（高）对儿童成长有正向作用，而交往方向（等）、激活程度（中）作用为负；从显著性检验来看，只有联系频率变量P值小于0.05，对儿童成长有显著的正向影响，即相对于参照组，父母与亲朋经常联系的儿童获得较好成长状况的概率要大一些，是参照组的1.17倍。由此可以认为模型验证了假设3.1，拒绝了假设3.2和3.3。

    在模型4中，将社区环境纳入分析，社区居民等级、社区硬件和氛围都没有通过显著性检验，说明他们对儿童成长的作用不大；从系数大小来看，社区硬件和氛围对儿童有正向作用，而社区居民的发生比稍小于1。因此，假设4.1、4.2和4.3均被拒绝，社区环境对儿童成长的作用不显著。

    模型5中加入了家校合作变量，使整个模型的解释力达到最高。从统计检验来看，当好家长、相互交流、在家学习和与社区合作均通过检验性显著，表明他们对儿童成长的作用显著。从期望值来看，当好家长为1.05，即父母在当好家长活动中参与程度高的儿童，比那些父母参与程度低的儿童，获得更好成长状况的发生比要高0.05倍；相互交流期望值最大，为1.20，即通过有效的亲子、亲师和家长间交流，可使儿童成长等级提高的发生比提高0.2倍；在家学习对儿童成长的作用为正，即父母经常督促、辅导儿童学习，是那些没有得到家长督促、辅导的儿童，获得较高成长等级的发生比的1.07倍；与社区合作的期望值小于1，且通过了显著性检验，是否父母、学校与社区合作阻碍了儿童发展，我们将在下一节中讨论。另外，志愿服务和参与决策P值大于0.05，表明对儿童成长的作用不显著，但从作用方向看，他们均对儿童成长有正向作用。根据以上分析可以得出，假设5.1、5.2、5.4均得到验证，假设5.3、5.5被拒绝，而假设5.6被证反。

    在控制变量中，儿童智力水平是成长的显著性影响因素，期望值显示，儿童智力水平每提高一个百分比，其提高成长等级的发生比为1.007倍；女性儿童的成长状况要显著高于男性；相对于非独生子女家庭的儿童，独生子女家庭的儿童取得较好成长状况的发生比要多0.13倍；而留守儿童的成长状况要低于非留守儿童，不过作用并不显著。

    为验证“家校合作减弱家庭资本与儿童成长间的相关性”是否成立的推论，我们根据构造的F统计量，计算F值并查表：

    表明拒绝家校合作6个变量回归系数为0的原假设，即推论1成立。

五、主要研究发现

    从布劳和邓肯“地位获得模型”中对家庭背景的分析，到布迪厄、科尔曼的“社会资本”中对“代际闭合”、“家长参与”的研究，再到爱普斯坦的“学校、家庭和社区合作伙伴关系”，家校合作越来越成为一种独立的制度性视角，用来考察家庭与儿童成长间的规律性联系。本研究正是将家庭的各类资本、家校合作纳入到同一个研究框架中，探讨他们对儿童成长的作用。根据“江西省中小学幼儿园家校合作跟踪研究”的大样本数据，从家庭视角提出了家庭经济资本、人力资本、社会资本、社区环境和家校合作对儿童成长作用的5个研究假设和1个推论，采用定序因变量回归模型和F联合检验的方法，发现在控制儿童智力水平、性别等变量的情况下，家庭所在的社区环境对儿童成长作用不显著，家庭经济资本中的“家庭所在地”、人力资本中的“父母学历”、社会资本中“联系频率”，以及家校合作中的“当好家长”、“相互交流”、“在家学习”等变量对儿童成长有显著的正向影响，且“家校合作减弱家庭资本与儿童成长间的相关性”在中国同样存在。由此我们认为，弱势家庭可通过加强与学校的合作，在一定程度上提升儿童成长等级，促进儿童成功，这种促进就是“家长参与的力量”。

   （一）家庭经济资本在一定程度上影响儿童成长

    家庭所在地越接近城市的儿童，越可能获得较好的成长等级；而家庭财产和收入并不对儿童成长有显著作用。通过分析，我们得到一些有益的启发，一是显示了我国城乡二元分割，教育资源不均衡的现状，从儿童成长角度，验证了厉以宁的结论(厉以宁,2008) 。城市儿童可获取更多的学习资源和社会化支持，可就读更好的学校，而农村儿童在学校等级、师资、社会化条件等方面均处于劣势，且到城市就读没有制度空间，是强烈的教育不公平，这种不公将会导致儿童成长状况的巨大差异，从而固化社会分层和流动。二是我国义务教育背景下，基础教育阶段的儿童，对家庭经济的要求并不大，常规的支出，一般家庭都能满足，即家庭的收入和财产对儿童成长没有显著影响。这个结论与Guinagh，休厄尔等人的研究形成对比(Guinagh,1971; Ireton,1970; Sewell,1968a; 贝克,2002)。三是如果家庭财产和收入与子女参加课外补习、特长、兴趣等辅导项目的数量正相关的话，那么这些辅导对儿童成长的作用值得商榷。另外，本项目的另一研究成果显示，无论家庭经济条件如何，近90%的父母都表示会“砸锅卖铁支持子女读书”，这种中华民族重教尊师的传统，也可作为解释之一(吴重涵,2014)。

   （二）父母的学历对儿童成长有显著的正向影响，且母亲的作用大于父亲

    家庭人力资本中，父母的学历比职业地位更能解释儿童成长，且母亲的作用大于父亲，这证实了休厄尔等人的研究结论(Sewell,1968b; Sewell,1967)。我们推测，一是表明学历的外部收益比职业对儿童成长作用更大，如更科学的教养方式，更有效的时间安排，对子女更高的教育期望等；二是未成年子女在成长过程中并不要求父母有很高的职业地位，而是需要父母花更多的时间和精力来陪伴，但父母的职业地位越高，可能越缺乏精力来陪家人(Sui-Chu,1996)。三是中国有“男主外，女主内”的家庭传统，儿童教养通常由母亲承担，因此，母亲的学历越高，越能促进子女成长。有关大学生就业的研究通常指出，父母的职业地位越高，越能帮助子女获得较高的就业概率和初 63 47934 63 30529 0 0 13136 0 0:00:03 0:00:02 0:00:01 13136职地位(赖德胜,2012; 岳昌君,2013; 马莉萍,2010)，结合本研究的发现，似乎可以得到这样的结论，父母的职业地位可以促进子女就业（结果），但并不一定能促进儿童成长（过程）。

    （三）家庭与社会网络的沟通频率对儿童成长有显著的正向作用

    社会资本中，父母与亲朋的联络频率对儿童成长有显著的正向作用，而交往方向、激活程度两个变量作用不显著。通过分析，我们推测，一是科尔曼模式的社会资本遵循社会闭合的通路，考察代际闭合和家长参与对儿童发展的作用(张文宏,2003)。在本研究中，根据爱普斯坦的研究框架，我们对社会资本的考察视角更宏观，而代际闭合和家长参与被提升到家校合作层次，融入到当好家长、相互交流、在家学习等变量中，这些变量已被证实对儿童成长有显著的正向作用。二是社会资本只有在稳定、封闭的社会网络中，通过长期共同遵守的规划、规范和认知才能获得(波普诺,2007)，且通常只为结构内部的个人提供便利，本研究所测量的是家长的社会资本，与子女成长不直接相关，子女是间接受益者，因此对子女的成长可能没有直接作用。赵延东等人的研究亦指出，无论在中学还是小学，家长的网络资源主要起到保证子女进入条件更好的学校中学习的作用，并不能直接提高子女的学习成绩(赵延东,2013)。而家庭社会资本与子女入学机会（就读学校的等级）的关系，值得进一步研究。

   （四）社区环境对儿童成长作用不显著

    研究显示，社区居民、社区硬件和社区氛围对儿童成长没有显著作用，这个结果证实了休厄尔等人的结论：社区环境作为单独变量考察儿童成长时，作用显著，但将其还原到家庭资本中，与其他变量共同分析时，它的作用不显著(Sewell,1966)。我们认为作用不显著还有与国情相关的三个原因，一是我国的社区环境没有充分利用，绝大多数社区都没有放学后照看、志愿者服务、图书室等项目，农村家庭更甚，社区建设也重在环境美化而不是功能利用；二是我国普遍存在以家庭为单位的“居住隔离”，邻里交往少，更无从参与社区活动(张万录,2013)，而国外（如美国，尤其是富人区）社区资源利用高，交往频繁，社区间的差异（如种族、宗教、职业等）明显，一定程度影响了儿童教育抱负(Conant,1961)；三是我国的社区还有一层含义：学区，它对儿童入学机会的作用大于教育获得过程。我国教育资源不均衡及就近入学政策，在某社区拥有户籍意味着子女就读某所学校的资格(朱敏,2011)。为使子女享受更好的教育资源，许多家庭不得不花高价购买学区房，哪怕社区环境差。中国家长对子女教育的重视和付出意愿无可厚非，但这种只在乎学校条件，忽视社区环境的做法，是否真的有益，值得我们思考和研究。

   （五）家长对家校合作的参与对儿童成长有显著作用

    家校合作的六种类型中，当好家长、相互交流、在家学习对儿童成长有显著的正向作用；志愿服务和参与决策作用不显著；与社区合作对儿童成长呈负向关系，这部分支持了爱普斯坦等人的研究结论(爱普斯坦,2013)。从类型性质来看，前三项与儿童成长直接相关，变量的等级分布（表1）显示，家长有参与积极性，参与率较高。这个结论支持了何瑞珠、林明地等人的研究，在中华传统文化背景下，家长参与偏好在家中、且与自己子女学习相关的参与(何瑞珠,2002; 林明地,2002)。从回归系数上看，相互交流的作用大于当好家长和在家学习，我们认为并不是其他类型的作用不大，而是作用没有充分发挥。相互交流不需要过多技巧，但当好家长和在家学习除要花费时间和精力外，还要求家长学习教子技能、掌握辅导方法，某些家长即便对子女学习的参与很高，但因方法不当，亦无助于子女成长。有研究指出父母教孩子功课、改正错题、检查作业等直接干预孩子学习的行为参与越多，对子女成绩越表现出消极作用，老师也无法从家庭作业中发现儿童的弱项(赵延东,2013)。

    就志愿服务、参与决策和与社区合作而言，直接地与学校和社区工作相关，但我国的家校合作处于起步阶段，中小学幼儿园的家长参与限于家长会、家访、与教师联系（通常是学生犯错误时）等传统活动上(何瑞珠,2002)。学校、社区提供给家长参与的正式渠道有限，需要学校引导并以开放的态度推动家长的参与，也需要跟踪变量的动态变化；他们不与儿童成长直接相关，但对儿童成长的间接作用，以及与当好家长、相互交流等变量的交互作用值得我们进一步探讨。

    另外，与社区合作期望小于1，是否意味着家庭、学校与社区合作的程度越高，越不利于儿童成长呢？在此，我们借鉴Sun的“负向选择”来推测，越是那些学习成绩差、行为习惯差的儿童，越可能更多地在社区，而不是家中，从而使得父母、学校与社区的联系频率增加(Sun,1998) ，并不是与社区合作阻碍了儿童发展，当然，这个推测还需要更多的事实支持。

    对推论1的检验证实家校合作减弱家庭资本与儿童成长的相关性，对儿童成长有显著的促进作用，我们称之为“家长参与的力量”。它为弱势家庭通过家校合作，弥补家庭条件的不足提供了信心，也增强了我们研究和实践推进家校合作的动力。

六、研究展望

    作为“江西省中小学幼儿园家校合作跟踪研究”成果之一，回顾整个研究框架及本文，我们认为本研究存在以下不足，希望能在后续的研究中得到改进。

    1.作为第一轮数据采集，在调查设计上存在的缺陷，特别是学生智力水平测验中，以班级为单位的测试导致很多学生问卷雷同，无效问卷多，家长问卷和学生问卷的配对损失很大。在第二轮数据采集中，我们将努力改进此缺陷，并提升有效性和可靠性。我们的调查范围为江西，以城市家庭居多，如果有更广泛的数据，将会进一步增强结论的适用性。

    2.结论分析主要根据数据结果，与质性方法结合度不够，归因分析的提炼和准确性还有待提高。

    3.定序因变量回归模型中，家庭资本和家校合作对儿童成长的解释量较低，除改进分析方法外，还需要进一步改进对指标测量的精准度。

    4.本文是从大样本大致描述和验证了“家校合作减弱家庭资本与儿童成长的相关性”，是对复杂事物的简化描述，而家长对家校合作的参与是与家长所在阶级优势紧密联系在一起的事实(Lareau,2000)，家校合作是否能超越、到底能在多大程度上可以超越阶级优势，对教育获得公平的促进作用有多大，在本文的研究框架中无法得到重视和讨论。但这是一个重要的问题。

     同时，我们认为在“家庭资本和家校合作与儿童成长的规律性联系”的整个研究中，还需要进一步探讨的问题主要有：我国中小学幼儿园家校合作中的结构性差异、特征和影响因素，以及教师和家长期望中与现实中的家校合作是否在一个层面，还需要分析；社会资本中的“代际闭合”和“家长参与”，将其作为“家校合作”，提升到与家庭资本并列的层次，在理论上还需梳理和提炼；家庭资本与家校合作，以及家校合作本身变量间，对儿童成长的交互作用和中介效应，有待于检验。同时，作为一项跟踪研究，我们希望在制度化推进家校合作的实践中，通过多次数据采集，动态测量和比较家校合作对儿童成长的影响，建立国际比较，概括总结适合中国国情的中小学幼儿园家校合作理论和行动原则，从而为政策和实践提供决策参考，这也是我们开展家校合作的根本目的和动力。

原文发表于《教育学术月刊》2014年第3期。

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