高風險家庭的青少年學業成就
——以班級氛圍為補償機制的多層次模型分析

傅文曉，趙文龍

(西安交通大學 人文社會科學學院，陜西 西安 710049)

一、問題的提出

費孝通先生在《生育制度》一書中將家庭看作社會結構的基本三角，其主要功能是撫育后代，并對后代發展產生持續影響[1]。作為最微觀和最重要的一個生態系統(ecological systems)，家庭環境與子女發展的關系一直是國內外學者們研究的經典問題[2]。國內研究者偏重于從家庭內部的積極因素，諸如豐富的文化資本或經濟地位對學生成長的貢獻計量來探索家庭和青少年發展之間的關系[3]。國外研究者則較多關注高風險家庭的子女發展問題，如英國學者Rutter就發現大約一半的兒童經歷過至少一種家庭風險因子，證實了現實生活中高風險家庭存在的普遍性[4]。更值得注意的是，風險因子并非孤立發生與存在，而是在高風險家庭中經由多重疊加而構成風險鏈條(risk chain)，惡化家庭環境，加劇對青少年的傷害[5]。因此，考慮到國內的貧富差距鴻溝以及扶貧先扶智的要求，從多重風險因子的角度探索高風險家庭的青少年學業成就問題在我國具有較大的現實意義。

Bronfenbrenner在生態系統理論(ecological systems theory)中將家庭和學校作為影響青少年發展最為重要的兩個微系統，認為其嵌套于以個體為圓心的多重生態系統中[6]。因此，在探索家庭對孩子影響的發生機制時，不能忽略學校班級對青少年的結構性影響。從作用機制來看，班級是孩子有著更多親密接觸和日常生活的場域(field)，是直接影響青少年發展的共同體(community)[7]。班級的師生關系、學習風氣等氛圍因素都能夠強化或者削弱各個家庭風險因子對于兒童的作用過程。因此，引入班級層面的因素，能夠更加全面地探討家庭和班級對青少年的雙重及交互影響。

綜上，一方面，本研究考慮到家庭多重風險因子的累積特性而構建了家庭累積風險指數，探索高風險家庭內各風險因子的關聯性與效應量。另一方面，研究采用多層次模型，將班級作為分層變量，探索班級氛圍因素在家庭累積風險因子對學生發展路徑中的調節作用，并期望通過對這兩個微系統的模型實證分析，探索班級因素是否對高風險家庭的青少年教育發展產生補償效應。

二、文獻綜述與研究假設

國內對于家庭與青少年發展的研究層出不窮，但是多數研究關注的是有哪些好的家庭因素會有利于青少年發展，這在無形中忽視了一部分占據多個風險因子的高風險家庭。自從二十世紀八九十年代開始，國外有關家庭風險因子的研究開始興起，主要議題包括家庭風險因子與心理健康的關聯、家庭風險因子與學業成就之間的關聯以及家庭風險因子與偏差行為之間的關聯，研究對象正是那些高風險家庭的子女多方面發展[8]。家庭風險因子具有普遍性與累積性，國外學者據此將占據多個對兒童未來發展構成威脅因素的家庭界定為高風險家庭[9]。國內學者則提出，高風險家庭的子女有較大可能性無法獲得合適的物質與精神照料，身心難以獲得良好發展。因此，需要對諸如父母不良行為、突發疾病等概念進行操作化以建立高風險家庭檢測體系[10]。結合相關國內外研究界定的共性特征與現狀，本文將高風險家庭定義為：具有多個不利于子女身心發展的因素，例如生活壓力(life stress)、嚴重創傷(trauma)以及突發事件(emergency)等，從而誘發子女在較大概率上欠缺良好發展機會的家庭。

高風險家庭到底包括哪些家庭風險因子，國內少有確定性的指標去認定，也很少有研究者整合家庭風險因子并歸納為一個系統性的指標體系。然而國外對家庭風險因子的研究較為成熟，眾多學者提出了自己的指標體系并進行了檢驗[11-12]。除了學者研究中歸納出的高風險家庭的風險因子外，一些國家和地區也制定了相應的家庭風險因子認定指標。英國首相在2007年進行了有關篩選英國風險家庭的舉措(Think Family)，主要解決兩方面問題：什么原因使這些家庭變成了高風險家庭，我們能做些什么[13]。瑞典政府也推出了拯救風險家庭(Family at Risk)的公益組織，主要職責是篩選高風險家庭并實施幫助[14]。中國臺灣“內政部”也在2004年制定了高風險家庭認證指標，其主旨即監測與干預家庭風險因子對子女的身心傷害[15]。

(一)高風險家庭內的風險鏈條

通過對比各國家或地區認定的家庭風險因子，進行文獻梳理與歸納可以發現，各類家庭風險因子多有重疊相似之處。因此，本研究依照以上文獻研究、現實情況和數據條件，歸納出七項家庭風險因子，分別為：父母分居或離婚、再婚家庭、家庭貧困、父母受教育程度低、父母關系不和、父親經常酗酒以及家庭內有重病患者。不管是概念定義還是現實情況都告訴我們，家庭風險因子常常結伴而來，我們不應停留在單一風險因子對子女的影響上，而要綜合考量多個家庭風險因子的影響。因此，本研究依照累積模型計算出家庭累積風險指數(cumulative risk index)。家庭內累積風險因子越多，風險指數越高，越易成為高風險家庭，加劇對青少年的負面效應。本文提出如下假設：

假設1：高風險家庭內的風險因子間相關程度較高；

假設2：家庭累積風險因子越多，學生的學業成就越低。

從生態系統理論角度出發，家庭作為微觀生態系統也是嵌套在更為宏觀的生態系統之下，城鄉分割與性別差異都是影響巨大的類型要素。吳愈曉在探討城鄉居民教育機會不平等時指出，由于家庭文化資本和資源稀釋的緣故，城鄉二元結構下不同家庭的子女教育獲得情況差別很大[16]。那么，具有相同累積風險因子量的高風險家庭，城鄉戶口家庭子女的學業成就有無差異呢？本文提出假設2a：相同家庭累積風險因子下，城市戶口學生的學業成就比農村戶口學生學業成就更高。

雖然家庭對兒童發展具有深遠影響，但這種環境效應也具有個體差異性。發展心理學的證據表明，性別是微觀生態系統中的中介變量之一[17]。不同性別的兒童在感受外圍環境效應的影響時，其行為表現和學業成就有所差異。更有研究者進一步說明了在面臨同樣累積生態困境時，女生相比男生表現出更高的抗逆力[18]。據此，我們提出假設2b：相同家庭累積風險因子下，女生的學業成就高于男生的學業成就。

(二)班級異質性

班級作為區分不同教育情景的主要場域，其班內學生發展具有較高的同質性，其組間學生學業成就則存在很大的異質性[19]。一些研究也證實了班級氛圍是影響學生學習效能感高低的關鍵因素，隨著班級氛圍的改善，學習效能感逐步提升[20]。班級氛圍不僅對學業成就起到了正向的促進作用，積極的班級氛圍也能夠弱化其他生態系統的負向關聯，有助于提高學生的綜合發展實力。在探索高風險家庭內的子女學業成就時，應該以更加全面的整體性、多層次眼光去看待青少年所處的生活結構，因此一些研究者直接把班級氛圍作為影響學生表現的第二層變量，探索第一層解釋變量對學生的影響是否因為班級氛圍而具有不同的截距與決定系數[21]。張陽陽等在探討教育期望的差異時就把班級氛圍作為第二層變量，進一步探索不同班級氛圍中教育期望影響效應的差異[22]。高風險家庭內的風險因子對學生學業成就的影響是否因班級氛圍因素而產生系統性差異，也是本研究主要探討的問題。故提出假設3：相同家庭累積風險因子下，班級氛圍越好，學生的學業成就越好。

三、數據、變量與方法

(一)數據

中國教育追蹤調查(China Education Panel Survey，CEPS)是國內首個對初中生進行追蹤性調查的全國性數據庫，由中國人民大學中國調查與數據中心(National Survey Research Center, NSRC)規劃與實施。在對基線數據的變量進行處理并且刪除缺失值后，最終進入本次分析的樣本量為14458人。

(二)變量

1.被解釋變量：學業成就。學業成就將通過主成分分析法對問卷中的三個指標提取公因子，預測因子得分，并通過0—1標準化構建一個取值為0—100的綜合指標，數字越大代表學業成就越高。其中三個具體指標，分別是被訪者(學生)的認知能力水平、期中考試成績和對主干課程(語文、數學和外語)的接受能力。針對三個指標的具體操作方法是：被訪者的認知能力水平由CEPS通過一系列問題測試得出，問卷本身具有國際比較性和全國標準化特點，測試以學生的邏輯思維和問題解決能力為主要觀測點；考試成績取三門主干課程(語文、數學和外語)期中成績總分；主干課程接受能力的測試則是通過分別詢問學生學習語數外三門課程是否吃力作為測量依據。加總三道問題答案，最終可得一個取值為3—12的連續變量，以此代表被訪者對主干課程的接受能力，數值越大，表示接受能力越強。

2. 解釋變量：家庭累積風險因子。結合已有的文獻研究、數據條件以及累積模型的要求，本研究將七項家庭風險因子(父母分居或離婚、再婚家庭、父母關系不和、家庭貧困、父母受教育程度低、父親經常酗酒以及家庭內有重病患者)進行0/1編碼，繼而加總，形成一個取值0—7的家庭風險累積指標。分數越高代表經歷的家庭風險頻次越高，家庭也越易成為高風險家庭。詳見表1：

表1 家庭累積風險因子匯總描述表(N=14458)

從表1可以看出，沒有經歷過任何家庭風險因子的被調查者只占27.10%，32.65%的被調查者至少經歷過一個家庭風險因子，其中有659名(占比4.55%)青少年經歷了4個及以上的家庭風險因子。這一調查結果也與英國學者Rutter調查本國兒童經受家庭風險因子所得結果[23]基本相似。

3.分層變量：班級氛圍。對學生來說，學業成績不僅受到家庭的影響，也受到班級氛圍的影響。為了準確測量班級氛圍，我們選擇了有關班級氛圍的九個變量，包括班主任對班級的總體評價、學生對班主任和任課老師的感知，最終構成了一個取值為9—36的綜合指標，得分越高表示班級氛圍越好。

4. 控制變量。學生及班級特征變量是本次研究的主要控制變量。學生特征變量涵蓋性別(女生=1)、城鄉(城市=1)、同伴質量①、父母教

①CEPS設置量表詢問被調查者好朋友的積極表現(成績優良、學習刻苦、想上大學)和消極表現(違反校紀、經常上網吧或游戲廳、退學)情況，每道題目對應三個選項(1代表沒有這樣的，2代表少數這樣的，3代表很多這樣的)。我們將三類積極表現加總，獲得一個“積極同伴得分”變量，將三類消極表現加總，得到一個“消極同伴得分”變量，然后將前者除以后者，建構了一個“同伴質量”指標，數字越大表明同伴質量越好。育期望、家長監督②和親子互動③。班級特征變量包括班主任性別和班主任教齡。所有變量的描述性統計詳見表2：

表2 變量描述性統計結果

(三)模型設定

本研究的研究層次包括家庭和班級兩方面，因此數據分析也將從這兩部分進行。

第一部分估計家庭累積風險因子對學業成就的效應，既包括家庭累積風險因子對學業成就的凈效應，也包括家庭風險因子與其他幾個變量的交互效應，探討個體層面家庭累積風險因子的具體影響路徑。模型公式如下：

(1)

公式(1)中Yij為j班i同學的學業成就；β0是每個班級的固定截距，它將班級異質性納入其中；β1是家庭累積風險因子的系數，Xijk指j班i同學個體層次的k控制變量；βk是k變量的回歸系數；εij為個體層次的隨機誤差項。

(2)

公式(2)中β2是家庭累積風險因子與交互項的系數(W在這里具體指戶口和性別)，其余各解釋變量涵義同公式(1)。

第二部分估計家庭累積風險因子對學業成就影響的班級異質性，也就是估計班級層次特征變量(班級氛圍)與家庭累積風險因子之間的交互作用。模型公式如下：

(3)

公式(3)中β2是班級氛圍的回歸系數；β3是家庭累積風險因子與班級氛圍交互項的回歸系數(W在這里具體指班級氛圍)；μj是班級層次的隨機截距。其余各解釋變量同前。

②CEPS設置量表詢問學生家長在作業考試、在校表現、按時上學、按時回家、朋友交往、穿著打扮、上網時間和看電視時間等八個方面的監督嚴格程度，每道題目對應三個選項(1代表不管，2代表管但不嚴，3代表管得很嚴)。加總后可得到取值為8—24的連續變量，數字越大表示家長管得越嚴。

③CEPS設置量表詢問家長是否經常與孩子討論學校發生的事情、孩子與朋友的關系、孩子與老師的關系、孩子的心情以及孩子的煩惱，每道題目對應三個選項(1代表從不，2代表偶爾，3代表經常)，加總后可得到取值為5—15的連續變量，數字越大表示親子互動頻率越高。

四、數據結果與分析

(一)高風險家庭內各風險因子的相關程度

為了檢驗高風險家庭內部各風險因子是否相關，本文首先選擇全體樣本進行風險因子的相關性檢驗，結果如表3所示。依照表1中家庭風險因子的累積頻率可以看出，大約60%的家庭占據一個以下的風險因子，并不能稱之為高風險家庭，因此對全樣本的風險因子相關性進行檢驗存在偏差。為了檢測出高風險家庭內的風險因子的相關程度，本文對占據3個以上風險因子的樣本進行進一步的相關性檢驗(見表3)。通過對比全樣本和高風險家庭風險因子之間的結果，可以看出，在21對風險因子相關性中，高風險家庭中有20對相關性通過檢驗，而全樣本中僅有6對通過檢驗。這說明在高風險家庭中，危險因子的相關顯著性比例大幅提升，風險因子之間容易形成風險鏈條，證實了假設1(高風險家庭內的風險因子相關程度較高)。這也說明了從某一個家庭風險因子探討對青少年發展的影響是有失偏差的，也為本文進行多重家庭風險因子的探索提供了證據。

表3 全樣本與高風險家庭風險因子相關性檢驗與比較

(二)家庭累積風險因子與學業成就

本文擬合了五個模型，包括控制變量模型、隨機截距模型、戶口交互模型、性別交互模型以及全模型，模型結果如表4所示。在控制變量模型(模型一)中，家庭因素如父母教育期望(1.032，p<0.001)、親子互動(0.415，p<0.001)以及班級因素如班主任教齡(0.111，p<0.01)和同伴質量(4.220，p<0.001)都對學業成就產生了正向效應。而父母監督對學業成就呈現負向影響(-0.218，p<0.001)，表明父母的監督行為并不能夠直接促進學業成就的提高。通過加入家庭累積風險因子的隨機截距模型(模型二)，可以估計家庭累積風險因子對學業成就的凈效應(-1.228，p<0.001)，說明家庭累積風險因子對學業成就有著獨立并顯著的影響。這一點也驗證了假設2(家庭累積風險因子越多，學業成就越低)。

表4 家庭累積風險因子與學業成就的模型估計結果

模型三和模型四是在模型二的基礎上分別加入家庭累積風險因子與戶口、性別的交互項。為了更加直觀地展現模型結果，繪制了兩個交互項的回歸線圖，結果如圖1所示。

從圖1總體趨勢上看出，兩條回歸直線的斜率為負，但各自的斜率不同。這說明雖然家庭累積風險因子對學業成就均起著負向作用，但城鄉學生學業成就的下降速率不等。城市戶口的學生在家庭累積風險因子小于2的情況下，學業成就高于農村戶口的學生，但是當家庭風險因子數量超過3時，農村戶口學生的學業成就反超城市戶口學生，也就是說，家庭累積風險因子對城市戶口的學生學業成就的負向影響更強。假設2a(相同家庭累積風險因子下，城市戶口學生的學業成就比農村戶口學生學業成就更高)被證否。從性別與風險因子的交互圖中，可以看出男生或女生的成績隨著風險因子數量的累積而降低，并且女生的成績始終高于男生。假設2b(相同家庭累積風險因子下，女生學業成就高于男生學業成就)得到驗證。

圖1 家庭累積風險因子與交互項的回歸線圖

(三)班級氛圍的補償效應

接下來將著重探討家庭累積風險因子對學業成就的影響是否存在班級差異。模型一為零模型，以此判斷學業成就是否存在班級差異。ICC(intra-class correlation)檢驗結果顯示，班級層次因素能夠解釋總方差變異中大約36%的比例，這為我們進行班級層次的模型建立提供了充分的證據。

表5 家庭累積風險因子對學業成就效應的班級異質性模型估計結果

續 表

在班級層次模型中，控制其他變量的情況下，班級氛圍的回歸系數通過檢驗且為正(0.486，p<0.001)，這也就說明，在氛圍越好的班級里，學生學業成就越高，班級氛圍對學業成就的影響越積極。這樣的研究結果與國內外諸多學者的研究結果基本一致[24-25]。

那么，家庭累積風險因子、學業成就和班級氛圍又是怎樣的關聯呢？在模型四中通過添加家庭累積風險因子與班級氛圍的交互項，證實了班級層次的作用是真實有效的。為了更加直觀地解釋結果，我們繪制了三者之間的回歸線圖，結果如圖2所示。

圖2 家庭累積風險因子對學業成就影響的班級間異質性

從圖2整體趨勢可以發現，不管是班級氛圍好還是差，隨著家庭累積風險因子數量的增多，學生的學業成就都是下降的，這體現了家庭累積風險因子對學業成就的顯著影響。其次，可以看出，在家庭累積風險因子數量相同的情況下，在氛圍好的班級內的學生學業成就均遠高于班級氛圍差的學生，這也就說明了盡管隨著家庭累積風險因子的提高，學生的學業成就持續降低，但是兩者的差異依然存在，即良好的班級氛圍為高風險家庭下的青少年提供了教育補償機制。假設3得到證實。

五、結論與討論

本研究所使用的“中國教育追蹤調查”(CEPS)數據庫具有多層次特性，有助于多層次模型的設定，也使得研究者有機會從學校班級等多個生態系統綜合考察青少年發展。研究發現，高風險家庭內部的風險因子是影響學生學業成就的關鍵因素，并且這一影響存在不同班級氛圍上的差異。研究也進一步證明了：首先，高風險家庭中的因子關聯性較高，常以風險鏈條的形式結伴發生、共同作用于學業成就水平。其次，這一影響機制呈現出顯著的負相關性，家庭累積風險因子大大降低了學生的學業成就，風險因子累積水平越高，對學生學業成就的負面影響越大。最后，在家庭累積風險因子數量相同的情況下，良好的班級氛圍為青少年的教育發展提供了一定的補償機制。

以上的研究結論具有一定的學術價值與干預啟示。高風險家庭的客觀存在再次提醒研究者，如果僅關注具有豐富資本的優勢家庭，忽視那些已有數個風險因子的高風險家庭，那么，學術研究所能發揮的現實價值必將有限。家庭資本的再生產機制致使優質家庭環境實現了代際傳遞，高風險家庭子女與其他家庭子女間的馬太效應逐步拉大。因此，幫助高風險家庭的弱勢兒童與青少年是學術界人文關懷的體現，也是實現微觀教育公平的應有之義[26]。此外，優勢視角理論指出，生態風險的出現與增加難以阻止，那么最好的干預方式應該是增加其他優勢因素以削弱原有風險的破壞力，對處境不利的青少年提供補償機會[27]。美國一項以學校為本、以家庭為干預中心的項目(The Family Check-Up，FCU)為處于高風險家庭中的兒童與家長提供心理幫扶、教育管理等多項服務，經過20年的追蹤干預，有效降低了被試家庭中子女的藥物濫用等偏差行為[28]。在本研究中，班級氛圍作為一項對學業成就起正向影響的變量，對家庭累積風險因子帶來的負面效應有所削弱?；诖?，針對高風險家庭兒童與青少年的干預措施也可從提升班級氛圍入手，構建家庭、班級與學校協同培養的機制。

需要指出的是，本研究仍然存在繼續探索的空間。一方面，由于數據所限，本研究僅以當下家庭現狀作為衡量標準，未考慮家庭的歷史變遷情況，同時未將家庭風險因子出現的時間點考慮進來。例如，一個出生于貧困家庭的孩子和一個家庭原本富裕、后期貧困的孩子相比，貧困因子所帶來的影響效應是不同的。另一方面，雖然本研究依據已有數據和現實情況選用了七項家庭風險因子，但隨著社會發展與轉型，新興類型的家庭風險因子也會被逐步納入研究視野，原有因子的內涵與外延也應當隨時保持一定的張力，以提高研究的現實解釋力與預測能力。