家庭收入与青少年社会适应：家庭社会资本的中介作用 *

2019-01-29邓小平刘思瑶张向葵

心理与行为研究 2018年6期

邓小平刘思瑶张向葵

(1 赣南师范大学教育经济研究中心，赣州 341000) (2 赣南师范大学教育科学学院，赣州 341000)(3 东北师范大学心理学院，长春 130024)

1 引言

按照每人每年2300元（2010年不变价）的农村扶贫标准计算，国家统计局（2016）的数据表明，截止到2015年底农村贫困人口5575万人。贫困会造成青少年社会适应不良，因而国务院在《关于打赢脱贫攻坚战的决定》提出到2020年农村贫困人口实现脱贫（新华网, 2015）。因此，如何阻断贫困对青少年发展的负面影响成为社会各界关注的热点问题。

家庭收入对青少年社会适应有重要影响。以往研究表明，低收入家庭的青少年往往在学业成就上表现更差，更容易出现孤独感，更可能不被同伴接纳（张云运, 骆方, 陶沙, 罗良, 董奇, 2015）。关于家庭收入如何影响青少年社会适应的机制，家庭压力模型和家庭投资模型提出了相应的解释。家庭压力模型（family stress model）认为，低收入家庭为了维持家庭收支平衡不得不高强度劳作和取消较多家庭开支，因而经常感受到强烈的经济压力。经受着过高经济压力的家庭容易出现抑郁、焦虑等心理健康状态的紊乱和婚姻冲突的增加，使得父母在养育子女时缺乏温暖、支持和对子女的行为监控。父母低品质的养育质量导致青少年出现各种不良发展结果的风险，包括学业、心理和行为问题。因此，养育行为是家庭收入和青少年发展之间的中介变量（Simons et al., 2016）。大量实证研究支持了家庭压力模型关于家庭收入如何影响青少年学业成就、孤独感、同伴关系等方面的解释（Landers-Potts et al., 2015）。但是有研究指出在情绪、社会行为、人际关系领域，家庭压力模型能很好解释家庭收入如何影响青少年发展，而在认知和学业成就领域，家庭投资模型的解释力更强（Conger & Donnellan, 2007）。

基于经济投资理论的家庭投资模型（family investment model）认为，高收入家庭更可能投资于青少年发展，而低收入家庭更可能投资于家庭迫切需求（Magnuson & Duncan, 2006）。青少年的发展需要父母在经济投资、教育期望、教育行为和家庭社会资本等方面给予投入。家庭投资模型认为经济投资包括学习资源投资、生活必需品投资和居住地投资，如足够的生活必需品，居住在没有犯罪、压力、堕落条件的小区和家庭中拥有的学习资源（Martin et al., 2010）。以往研究表明，学习资源投资能够正向预测青少年的学业成就（Gershoff, Aber, Raver, & Lennon, 2007），在家庭收入对儿童认知发展的影响中起着中介作用（Linver,Brooks-Gunn, & Kohen, 2002）。另外，张云运等人（2015）的研究表明，父母教育期望在家庭收入对青少年学业成就的影响也起着中介作用。Davis-Kean（2005）针对8-12岁青少年的研究发现，父母行为投资（表现为辅导青少年家庭作业和参与学校活动）在家庭收入对青少年学业成就影响中起着部分中介作用。但是以往关于家庭投资模型的实证研究或只关注低年龄儿童（Linver et al., 2002）或只关注了青少年认知、学业成就发展（Davis-Kean, 2005），而没有关注其他年龄儿童和青少年情绪、人际关系等发展结果。

虽然还没有直接证据表明家庭社会资本在家庭收入与青少年行为、情绪等发展间起着中介作用，但有研究结果表明家庭收入影响着父母学习资源和教育期望，而学习资源和教育期望影响青少年行为、情绪、心理健康（Bae & Wickrama,2014）。家庭对青少年发展的投资除了学习资源、教育期望外，还有家庭社会资本的投入。家庭社会资本（family social capital）指家庭中成年人与青少年关系的强度，表现为父母投入时间和精力来与青少年交往，并监控青少年行为活动（李宏利,张雷, 2005）。家庭社会资本对青少年的学业、健康、心理和行为等方面的发展均有显著影响（巫俏冰, 2011）。家庭社会资本高的青少年在认知、情绪、行为等方面的发展都好于家庭社会资本低的青少年（胡月等人, 2014）。而家庭社会资本与家庭收入的关系密切，家庭收入越高子女收获的家庭社会资本越高。以往研究表明，高收入家庭在家庭社会资本上的投资要显著得高于低收入家庭。家庭收入低的家庭将花费大量时间在工作上来满足家庭迫切需要，因而在时间上减少了监管子女的可能，而将精力放在工作导致不能很好的给予子女支持和建立良好的亲子关系（Bradley,Corwyn, McAdoo, & García Coll, 2001）。

尽管以往研究对家庭收入如何影响青少年发展进行了大量探讨，但是主要集中在家庭压力模型的验证，即家庭收入通过养育行为来影响青少年发展。然而，研究表明家庭压力模型更适用于解释青少年的心理健康和社会行为（Conger &Donnellan, 2007）。虽然家庭投资模型也给出了影响机制的理论解释，但是关于家庭投资模型的实证研究较少。在现有的家庭投资理论验证中，研究者关注了经济投资在家庭收入对青少年发展影响中的中介作用（Linver et al., 2002）。但是家庭投资除了经济投资外，还有其他的投资类型，如家庭社会资本投资。家庭社会资本在家庭收入对青少年发展的影响中是否起着中介作用尚不清楚。

家庭收入的测量有客观测量和主观测量两种方法。客观测量常采用家庭每月总收入作为测量指标，但是由于地域差异，导致收入状况并不能准确反映购买力和生活标准，因而，有研究者建议采用主观测量家庭经济压力来替代客观测量（Matthews & Gallo, 2011）。本研究采用家庭经济压力作为家庭收入的测量指标。就社会适应而言，社会适应是指个体在与环境相互作用过程中达到人们期望的与其年龄和所处文化群体相适应的发展标准的程度（王建平, 李董平, 张卫, 2010）。积极青少年发展理论指出，青少年社会适应不仅仅是指问题的减少，学业、社会能力等积极结果的发展也同样重要（Lerner, Phelps, Forman, &Bowers, 2009）。因此，研究采用孤独感、同伴接纳和学业成就来考察青少年的社会适应。本研究假设：家庭收入对青少年发展的影响符合家庭投资模型，即家庭收入通过家庭社会资本影响青少年学业成就、孤独感和同伴接纳，家庭社会资本在家庭收入与青少年社会适应之间具有完全中介作用。假设模型见图1。

图1 假设模型

2 方法

2.1 被试

采用整群抽样方法，从江西省赣州市7个县区9所农村小学三到六年级抽取了480名小学生。以班级为单位集体施测，共发放问卷480份，回收有效问卷418份，有效回收率为87.08%。其中男生238人（56.94%），女生180人（43.06%）。被试平均年龄10.18岁（SD=1.27）。

2.2 工具

2.2.1 家庭收入

采用王建平等人（2010）编制的家庭经济压力问卷。包含4个项目，例如，“我家没有足够的钱买新衣服”。要求被试报告最近12个月以来家庭出现经济压力的频率。采用5点计分，从“从不”到“总是”分别计1-5分。计算所有项目的平均分，分数越高表示家庭经济压力越大，家庭收入越低。该量表已经被应用于多个研究之中（李董平等人, 2015），具有较好的信度和效度。本研究中量表的 Cronbach's α 系数为 0.75。

2.2.2 家庭社会资本

采用陈曦（2012）编制的社会资本问卷中的家庭分量表，从父母卷入、父母支持和亲子依恋三方面进行测量。包含5个项目，如“您的监护人知道您放学后和谁在一起吗？”。采用4点计分，从“从不”到“总是”分别计1-4分。计算所有项目的平均分，分数越高表示家庭社会资本越好。本研究中量表的Cronbach's α系数为0.75。

2.2.3 学业成就

采用语文和数学期末考试的成绩作为学业成就的指标。由于各被试来自不同学校或不同班级，因此研究中把两门科目成绩分数以班为单位进行了标准化，得到各门课程的Z分数，再分别用两个Z分数的均值作为学业成就的指标。

2.2.4 孤独感

采用Asher, Hymel和Renshaw（1984）编制的儿童孤独量表。包括24个项目，其中16个孤独项目，8个插入项目，但有研究表明插入项目与负荷于单一因子上的16个孤独条目无关（游志麒, 范翠英, 周宗奎, 孙晓军, 田媛, 2012）。因此本研究删除了8个插入项目。根据小学生的言语理解能力，将原问卷的5点计分修改为2点计分（1=是, 0=否）。儿童的孤独感得分为16个项目的平均分，得分越高，代表孤独感越强。该量表已经被应用于多个研究之中（田录梅, 陈光辉, 王姝琼, 刘海娇,张文新, 2012），具有较好的信度和效度。本研究中量表的Cronbach's α系数为0.76。

2.2.5 同伴接纳

采用同伴提名法评定青少年在班级内的同伴接纳情况。以班级为单位，发给每名被试一份班级的学生名单，要求被试在认真浏览过全班同学的名字后，写出“当你过生日时，最想邀请的三位好朋友”。对每个被试的被提名频次进行班级内标准化，以便于不同班级青少年提名分数的比较。以提名频次的Z分数作为同伴接纳的指标。

2.3 研究程序

以班级为单位进行团体施测，每班配备1名主试。每位主试在测试前均接受正式培训。施测时，主试向被试详细讲解指导语和例题，在指导语中说明本次调查的意义，并强调本调查答案无对错之分，要求被试根据自己的实际情况独立作答。

2.4 数据处理

采用SPSS 23.0进行数据处理。分析思路如下：（1）对各变量进行描述性统计和相关分析。（2）采用Hayes（2013）开发的PROCESS程序中的模型4检验家庭社会资本在家庭经济压力与青少年社会适应之间的中介作用。该检验使用了抽取5000个样本（每个样本容量为418）的偏差校正的百分位Bootstrap方法来确定中介效应的显著性。该检验需要对两个回归方程的参数进行估计。方程1估计自变量（家庭经济压力）对中介变量（家庭社会资本）的预测效应；方程2估计自变量（家庭经济压力）和中介变量对因变量青少年社会适应（学业成就、孤独感、同伴接纳）的预测效应。如果模型估计满足以下条件，则说明完全中介模型成立：（a）方程1中，家庭经济压力对家庭社会资本的预测效应显著；（b）方程2中家庭经济压力对于青少年社会适应的预测效应不显著，家庭社会资本对青少年社会适应的预测效应显著；（c）家庭社会资本的中介效应95%置信区间不包括0值，且正态分布检验显著。

3 结果

3.1 描述统计

表1 列出了各变量的平均数、标准差和皮尔逊积差相关矩阵。结果表明，家庭经济压力与家庭社会资本，青少年同伴接纳均呈显著负相关，说明家庭经济压力越大，青少年家庭社会资本和同伴接纳越低。另外，家庭社会资本与青少年学业成就和同伴接纳呈显著正相关，说明家庭社会资本越高，青少年学业成就和同伴接纳越好；家庭社会资本与青少年孤独感呈显著负相关，说明家庭社会资本越低，青少年孤独感越高。最后，青少年学业成就与孤独感呈显著负相关，说明青少年学业成就越低，青少年孤独感越严重；青少年学业成就与孤独感和同伴接纳呈显著正相关，说明青少年学业成就越高，青少年越被同伴接纳；青少年同伴接纳与孤独感呈显著负相关，表明青少年越被同伴接纳越不感到孤独。

3.2 家庭社会资本的中介效应分析

为了检验家庭社会资本在家庭经济压力与青少年社会适应之间的中介作用，采用Hayes（2013）开发的PROCESS程序中的模型4 来进行统计分析。结果表明，在控制性别和年龄后，家庭经济压力能显著负向预测家庭社会资本，a=-0.35，SE=0.05，p＜0.001；在控制了性别、年龄和家庭收入后，家庭社会资本能显著正向预测学业成就，b=0.40，SE =0.07，p＜0.001；在控制性别、年龄和家庭社会资本后，家庭经济压力对学业成就的预测效应不显著，c’=0.06，SE=0.08，p＞0.05。具体见表2。偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，家庭社会资本在家庭经济压力与青少年学业成就之间的完全中介作用显著，ab=-0.14，SE=0.03，95%的置信区间为[-0.22，-0.08]，且正态分布检验显著，Z=-4.29，p＜0.001。具体见表3。

表1 描述性统计与相关分析

在控制了性别、年龄和家庭经济压力后，家庭社会资本能显著地负向预测孤独感，b=-0.07，SE=0.02，p＜0.001；在控制性别、年龄和家庭社会资本后，家庭经济压力对孤独感的预测效应不显著，c’=-0.01，SE=0.02，p＞0.05。具体见表 2。偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，家庭社会资本在家庭经济压力与青少年学业成就之间的完全中介作用显著，ab=0.03，SE=0.01，95%的置信区间为[0.01，0.04]，且正态分布检验显著，Z=3.27，p＜0.01。具体见表 3。

在控制了性别、年龄和家庭经济压力后，家庭社会资本能显著地正向预测同伴接纳，b=0.19，SE=0.08，p＜0.05；在控制性别、年龄和家庭社会资本后，家庭经济压力对同伴接纳的预测效应不显著，c’=-0. 14，SE=0.09，p＞0.05。具体见表 2。偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，家庭社会资本在家庭经济压力与青少年学业成就之间的完全中介作用显著，ab=-0.07，SE=0.03，95%的置信区间为[-0.13，-0.02]，且正态分布检验显著，Z=-2.33，p＜0.05。具体见表3。

表2 家庭经济压力影响青少年社会适应的中介分析

4 讨论

4.1 相关分析结果讨论

本研究发现家庭经济压力与青少年学业成就、同伴接纳呈显著得正相关，与孤独感呈显著得负相关，这与以往研究结果一致。Sirin（2005）对74项研究进行元分析发现，家庭收入与青少年学业成就之间存在中等强度的正相关。Quon和McGrath（2014）对44项研究进行元分析发现，家庭收入与青少年的孤独感之间存在显著负相关。Letourneau, Duffet-Leger, Levac, Watson和Young-Morris（2013）对44项研究进行元分析发现，家庭社会经济地位与青少年同伴接纳之间存在显著正相关。在此基础上，本研究重点考察了家庭社会资本在家庭收入与青少年发展关系中的中介作用。

表3 家庭社会资本在家庭经济压力对青少年社会适应影响中的中介效应分析

4.2 中介效应讨论

本研究在证实了家庭经济压力能显著负向预测青少年学业成就后，进一步对家庭社会资本在家庭经济压力与青少年学业成就的中介作用进行了探讨。结果发现，家庭社会资本完全中介家庭经济压力对学业成就的负向预测效应。具体而言，家庭经济压力越大，青少年在家庭接收到的社会资本就越少，进而导致学业成就的降低。家庭经济压力大意味着低收入家庭将资源更多地投入家庭生活需要，而没有时间和资源投资到青少年发展上，因而无法对青少年进行监管、支持和建立良好的亲子依恋关系。

相比家庭经济压力较小的家庭，家庭经济压力大的青少年存在着家庭投资上的不足，这使他们处于发展的高危状况中，更少的接收到家庭在社会资本上的投资。这与Han, Chu, Song和Li（2015）的研究结果一致，收入家庭高的家庭在青少年社会资本上投入更多，尤其是在家庭社会资本上，家庭收入的影响更大。原因在于，低收入家庭通常工作时间更长（Kivimäki et al., 2015），以此来平衡家庭开支。从而导致没有时间会更多地参与学校活动、与子女进行沟通并辅导子女完成家庭作业，从而导致青少年从家庭获得的社会资本较低。

家庭社会资本的投资降低不利于青少年学业成就的发展，同伴关系的建立和孤独感的预防。这与众多研究结果一致。学业成就方面，Ma, Shen,Krenn, Hu和Yuan（2016）对46篇研究进行元分析后发现，作为家庭社会资本成分之一的父母教育卷入与青少年学业成就的相关系数达到0.51。意味着父母投资更多地时间和精力来监控子女的家庭作业和保持良好亲子互动有利于青少年学业成就的提高（Froiland, Peterson, & Davison, 2013）。高质量父母卷入具有结构化、自主性支持、关注过程、投入积极情感、父母一致共同卷入以及让孩子感知并且愿意接受六个特征。韦唯，吴艺方，任萍和罗良（2015）认为除了家庭收入外，父母角色活跃信念、学校效价、感知到的知识技能和感知到的时间精力也会影响父母卷入。

在孤独感方面，Wu, Palinkas和He（2011）以772名小学生和初中生为被试的研究发现，相比其他类型的社会资本，家庭社会资本对青少年的心理适应影响更大，表现为家庭社会资本越高青少年的自尊和生活满意度更高，抑郁和敌意更低。Bian和Leung（2015）以414名大学生为被试的研究表明，社会资本与孤独感呈显著得负相关。作为家庭社会资本的父母卷入、支持和亲子关系与青少年的孤独感关系密切。Gaertner, Fite和Colder（2010）以65名青少年为被试的研究发现，父母卷入越少（表现为对子女行为监控少、参与子女活动少），青少年的孤独感越强烈。父母给予子女的支持越多，青少年的孤独感越低（田录梅等, 2012）。Al-Yagon, Kopelman-Rubin,Brunstein Klomek和Mikulincer（2016）以356名青少年为被试的研究发现，与父母建立起安全型依恋能有效地减少青少年的孤独感。

在同伴关系方面，家庭社会资本的父母卷入、父母支持和亲子依恋对青少年的同伴接纳具有显著的预测效应。以往研究表明，父母卷入能增加青少年被同伴接纳的可能性（Rah & Parke,2008），父母支持有助于青少年被同伴接纳（Yang, Sylva, & Lunt, 2010），安全的亲子依恋能增加青少年被同伴接纳（Pinto, Veríssimo, Gatinho,Santos, & Vaughn, 2015）。

综述所述，本研究采用中介效应分析对家庭投资模型进行了检验。结果表明，家庭收入对青少年学业成就、孤独感和同伴接纳的影响需要通过父母投资实现，从而在一定程度验证了家庭投资模型。与以往研究相比，本研究将父母投资的中介效应从经济投资、行为投资拓展到家庭社会资本投资；并将家庭对青少年的影响范围从认知扩展到情绪、人际关系领域。在贫困尚未消除之前，可通过增加父母投资来缓解贫困对青少年发展的负面影响，为阻断贫困影响提供了新的思路。

4.3 局限与展望

本研究结果支持家庭投资模型关于家庭投资在家庭收入对青少年发展影响的中介作用机制，但是存在以下局限，可能会影响研究结果的推论。首先，没有直接测量家庭客观收入，而是采用青少年主观感知的家庭经济压力作为替代，尽管有部分研究表明二者有较强的相关，但仍需在下一步研究采用家庭收入客观测量。其次，家庭投资只考虑了家庭社会资本投资，而没有分析家庭学习资源、父母教育期望等因素的影响。这些因素在家庭投资模型中已经被证明对幼儿认知发展有重要影响，但是否适用于青少年学业成就、情绪和同伴关系等问题尚不清楚。另外，本研究采用的是横断设计，难以确定家庭收入与青少年社会适应之间的因果关系，今后可采用纵向研究设计来验证本研究的结论。