家庭背景、學(xué)校氛圍如何影響學(xué)生抗逆力？
——基于PISA 2018的實證分析

蔣 帆，姚 昊

(華東師范大學(xué) 教育學(xué)部，上海 200062)

一、問題提出

“具備良好的抗逆力”這一教育思想既生根于深厚的中國歷史，也是當(dāng)今世界各國教育高質(zhì)量發(fā)展的時代吁求?；厮輾v史，我國古代便有“古之成大事者，不惟有治世之才，亦有堅韌不拔之志”的名言，揭示了抗逆力在激勵個人保持韌性、克服挫折中的重要作用。展望當(dāng)下，隨著勞動力市場自動化加速，數(shù)字化預(yù)計將深刻改變未來學(xué)習(xí)和工作方式，為未知領(lǐng)域做好準(zhǔn)備意味著教育系統(tǒng)不僅要培養(yǎng)學(xué)生的技術(shù)能力，還要加強(qiáng)他們克服不利環(huán)境并將其轉(zhuǎn)化為個人發(fā)展源泉的能力，這種抗逆力是幫助學(xué)生快速適應(yīng)變化，在全球競爭中取勝的關(guān)鍵[1]。那么，家庭和學(xué)校作為影響學(xué)生抗逆力形成與發(fā)展的兩大核心責(zé)任主體，在家校協(xié)同共育的現(xiàn)實呼喚下，其是如何對學(xué)生的抗逆力產(chǎn)生影響的？不同的家庭背景和學(xué)校氛圍，又分別會對學(xué)生抗逆力產(chǎn)生何種差異化作用？

抗逆力研究發(fā)軔于美國心理學(xué)界，維爾納(Werner)通過對貧困環(huán)境下的兒童進(jìn)行追蹤發(fā)現(xiàn)，盡管這些兒童受到家庭中父母精神疾患、家暴、酗酒等多重因素的威脅，仍有約1/4的兒童長大后克服逆境，成為更有能力的人，進(jìn)而提出了抗逆力的概念[2]。抗逆力被廣泛接受的定義是，“個人或組織即使面對挑戰(zhàn)或威脅，也能成功適應(yīng)的過程、能力與結(jié)果”[3]。抗逆力更多地被視為個體在壓力和挑戰(zhàn)中運(yùn)用內(nèi)外部資源突破逆境的特質(zhì)或能力，抗逆力水平較高的學(xué)生往往更易主動適應(yīng)并掌控不利因素，在自我調(diào)適、自我認(rèn)同以及建立和維持人際關(guān)系等方面也表現(xiàn)卓著[4]。隨著研究的深入，抗逆力的研究取向從二元論轉(zhuǎn)向更加基于個人與外部環(huán)境互動的系統(tǒng)論，即從關(guān)注結(jié)果走向關(guān)注過程。研究者開始將抗逆力看作個人在逆境中的正向適應(yīng)歷程,這種“掙扎”過程是內(nèi)外部環(huán)境持續(xù)互動的結(jié)果[5]。自此，學(xué)校環(huán)境在抗逆力培養(yǎng)中的貢獻(xiàn)開始被普遍重視，在與PISA相關(guān)的研究中，基于PISA 2009年測試數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，尤其對處于不利經(jīng)濟(jì)社會背景的學(xué)生而言，積極的學(xué)校氛圍與學(xué)生抗逆力高度相關(guān)，且加強(qiáng)教育資源投入、建立長效追蹤的教育系統(tǒng)有助于幫助弱勢學(xué)生克服不利背景，促進(jìn)教育機(jī)會更加平等[6]。同樣，對2012年和2015年P(guān)ISA數(shù)據(jù)的分析表明，學(xué)校氛圍在防控弱勢學(xué)生成績低下的風(fēng)險方面發(fā)揮關(guān)鍵作用，與學(xué)校氛圍差的學(xué)校相比，在紀(jì)律氛圍良好的學(xué)校中，處于不利地位的學(xué)生能夠更有效的提升其抗逆力[7]。在家庭維度上，已有研究對家庭背景與抗逆力的關(guān)系描述尚不細(xì)致，盡管個體抗逆力的研究從未真正脫離過家庭，但相比探索二者的關(guān)系，已有研究者或?qū)⒏嘧⒁饬ν渡湓趯⒓彝タ鼓媪φw作為研究單位，如華許(Walsh)在系統(tǒng)論的視角下提煉了經(jīng)典的家庭抗逆力框架[8]；或在社會再生產(chǎn)框架下，將家庭背景較差的學(xué)生視為處境不利的潛在抗逆學(xué)生等[9]。

從國際視野來看,抗逆力的研究視角已從基于問題轉(zhuǎn)向基于優(yōu)勢，從關(guān)注學(xué)生發(fā)展的缺陷轉(zhuǎn)向其具備的家庭、學(xué)校資源，抗逆力研究的深度和廣度也在不斷增加。然而，國內(nèi)該領(lǐng)域的研究卻相對滯后，雖然部分學(xué)者關(guān)注到了家庭抗逆力的基本內(nèi)涵與基本模式[10]、抗逆力與學(xué)校服務(wù)的關(guān)系[11]、與留守兒童教育機(jī)會的關(guān)系[12]、教師等群體抗逆力提升[13]等方面,但家庭與學(xué)校聯(lián)合對學(xué)生抗逆力影響機(jī)制的研究卻相對匱乏，且缺少基于代表性的中小學(xué)生大樣本的實證研究，不利于總體上揭示學(xué)生如何通過個人、學(xué)校和家庭的努力獲得卓越核心素養(yǎng)的一般規(guī)律，如何更好地從抗逆力視角提供政策證據(jù)的探討也尚顯不足。綜上,基于PISA 2018數(shù)據(jù)，采用量化研究的方法，探討家庭背景和學(xué)校氛圍對抗逆力生成的基本邏輯，以期為抗逆力理論的本土化實踐提供實證依據(jù)和政策借鑒。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)主要來自國際學(xué)生評估項目PISA 2018測試結(jié)果，測試對象為受邀國家的15歲中學(xué)生。其中，中國有四省市(北京、上海、江蘇、浙江)參與測評，由于抽樣誤差和測量誤差的存在，PISA測評賦予每個學(xué)生樣本一定的抽樣權(quán)重。為保障模型估計無偏誤，本研究將抽樣權(quán)重納入回歸模型中。選取PISA 2018中國大陸四省市的學(xué)生數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在對樣本變量缺失值處理后包括中國四省市學(xué)生10958人。

(二)變量選取與處理

1.學(xué)生抗逆力

在《教育公平：打破社會流動障礙》報告中，OECD將家庭背景指數(shù)居于本國最低1/4但其他各項能力素養(yǎng)表現(xiàn)達(dá)到一定水平的學(xué)生界定為“核心技能抗逆學(xué)生”，在PISA 2018的測試分析框架中，抗逆力(Resilience)是指適應(yīng)和處理不同情境下所呈現(xiàn)的靈活應(yīng)變和樂于挑戰(zhàn)的能力，能夠在逆境中保持個人發(fā)展的能力[14]。在本研究中，選取PISA樣本的抗逆力表現(xiàn)指數(shù)，該變量在PISA數(shù)據(jù)庫中是對一系列測量題項進(jìn)行加權(quán)的極大似然估計值(WLE)得到的連續(xù)變量。

2.家庭背景

布迪厄把資本劃分為社會資本、文化資本和經(jīng)濟(jì)資本三類資本，而三類資本是體現(xiàn)家庭背景的核心要素。(1)家庭社會資本。PISA中測量了學(xué)生父母的職業(yè)，并將其轉(zhuǎn)化為國際通用的職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(ISEI)，能夠反映了父母職業(yè)帶來的聲望和社會交往水平等。(2)家庭文化資本。布迪厄從主體、客體、制度三方面揭示了文化資本的內(nèi)涵[15]，主體文化資本是以精神和主體的持久“性情”的形式存在，尤其指的是父母對孩子的支持，包括情感上的支持[16]，在PISA中選取家庭情感支持作為對應(yīng)變量；客體文化資本是指文化資本在具體化的過程中，以物質(zhì)形式表現(xiàn)出來的書籍等教育資源，在PISA中選取家庭教育資源作為對應(yīng)變量；制度文化資本就是指通過合法的制度確認(rèn)下來的文化資本，如學(xué)歷等，在PISA中選取父母受教育程度作為對應(yīng)變量。(3)家庭經(jīng)濟(jì)資本。經(jīng)濟(jì)資本一般使用家庭年收入、家庭財富資產(chǎn)等來度量，選取PISA中相應(yīng)家庭財富的度量指標(biāo)。此外，在分析不同家庭背景總體指數(shù)對應(yīng)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)時，選取PISA測試中的家庭經(jīng)濟(jì)、社會、文化指數(shù)(ESCS)進(jìn)行衡量，其表征學(xué)生家庭背景總體水平。

3.學(xué)校氛圍

學(xué)校氛圍這一概念最早被定義為“學(xué)校各方面人員都應(yīng)該重視并參與學(xué)校氛圍的建設(shè),而不局限于為學(xué)生提供一個學(xué)習(xí)的場所”。[17]具體包括物理環(huán)境、師生情感與班級氛圍、親子支持、同伴關(guān)系等，從社會系統(tǒng)環(huán)境角度出發(fā)，以PISA的數(shù)據(jù)框架為基礎(chǔ)，結(jié)合特拉華學(xué)校氛圍量表(學(xué)生版)(Delaware School Climate Survey-Student)[18]的八大維度和學(xué)校氛圍感知量表(The Perceived School Climate Scale)[19]中的三大要素，將學(xué)生之間的競爭與合作、學(xué)生對學(xué)校歸屬感作為學(xué)校氛圍的重要指標(biāo)。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計

(三)研究方法

1.OLS多元回歸模型

使用OLS多元回歸模型探究家庭背景、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的影響效應(yīng)。由于因變量抗逆力指標(biāo)在PISA數(shù)據(jù)庫中是加權(quán)的極大似然估計值(WLE)得到的連續(xù)變量，因此采用普通最小二乘法回歸模型(OLS)估計。研究的基本計量模型設(shè)定如下：

Yi=β0+β1social-capitali+β2cultural-capitali+β3economic-capitali+β4School-supporti+δ1social-capitali*School-supporti+δ2cultural-capitali*School-supporti+δ3economic-capitali*School-supporti+εi

其中，Yi代表個體i的抗逆力表現(xiàn)得分，social-capitali為家庭社會資本，cultural-capitali為家庭文化資本，economic-capitali為家庭經(jīng)濟(jì)資本，School-supporti為學(xué)校氛圍程度，δ1、δ2、δ3則分別是家庭社會資本、文化資本、經(jīng)濟(jì)資本與學(xué)校氛圍的交互項，旨在探究家庭背景與學(xué)校因素對學(xué)生抗逆力的作用機(jī)制是否存在“相互加強(qiáng)”或“相互替代”的效果。εi是隨機(jī)擾動項，β0表示截距項。

2.Shapley值分解法

采用Shapley值分解法探究家庭背景、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力影響的貢獻(xiàn)程度。由于普通最小二乘法回歸結(jié)果呈現(xiàn)的是自變量對因變量邊際影響的絕對值，但卻無法分解出對被解釋變量變異來源的相對貢獻(xiàn)率，因此本研究使用Shapley值分解法對學(xué)生抗逆力總體變異的解釋率進(jìn)行相對貢獻(xiàn)度分解，估算家庭背景(家庭社會資本、文化資本和經(jīng)濟(jì)資本)、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的相對貢獻(xiàn)率，找到提升學(xué)生抗逆力的關(guān)鍵因素。

3.分位數(shù)回歸模型

為了估計各個因素對處于不同抗逆力水平的學(xué)生影響的異質(zhì)性，采用分位數(shù)回歸模型進(jìn)行估計。分位數(shù)回歸的優(yōu)點在于能夠更加全面地描述自變量對不同分位點上因變量的條件分位數(shù)的邊際影響，從而精確地估計自變量對因變量的變化范圍及條件分布特征，判斷自變量對因變量影響的異質(zhì)性。對本研究而言，分位數(shù)回歸模型有助于揭示家庭背景、學(xué)校氛圍是如何影響不同分位點上學(xué)生抗逆力水平的，進(jìn)而采取精準(zhǔn)的、差異化的支持性策略來提升不同水平學(xué)生的抗逆力能力，實現(xiàn)邊際效益最優(yōu)化。分位數(shù)回歸方程表達(dá)如下：

4.門檻回歸模型

普通OLS回歸模型以及分位數(shù)回歸模型僅考慮了自變量對學(xué)生抗逆力能力的線性影響。但實際上，家庭背景、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的影響可能并非以線性的方式單一呈現(xiàn)，而是始終處于動態(tài)變化的過程中。因此，為檢驗學(xué)生抗逆力形成進(jìn)程中是否因家庭背景和學(xué)校氛圍的變動而存在門檻效應(yīng)，本文借鑒Hansen(1999)[20]提供的門限回歸思想，構(gòu)建門檻回歸模型，探討家庭背景、學(xué)校氛圍與學(xué)生抗逆力影響的非線性互動關(guān)系。門檻回歸的模型公式為：

其中，Yi為因變量學(xué)生抗逆力，X1i為受門檻影響的核心解釋變量，X2i為不受門檻影響的非核心解釋變量，φ為代估計的真實門檻值，qi和D(X)分別表示門檻變量和示性函數(shù)。在本研究中，門檻變量qi為家庭背景(家庭社會資本、文化資本和經(jīng)濟(jì)資本)和學(xué)校氛圍，在分析其中任一門檻變量的同時，其他變量則被視為控制變量。當(dāng)qi≤φ時，則D(qi)=1，反之D(qi)=0。若家庭背景、學(xué)校氛圍變量對學(xué)生抗逆力影響的確存在門檻值，則表明家庭背景、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力存在非線性影響，且在門檻值前后呈現(xiàn)不同的影響趨勢(估計系數(shù)β值門檻值前后呈現(xiàn)異質(zhì)性)。由于家庭背景和學(xué)校氛圍有多個子維度指標(biāo)，需要濃縮合成單一門檻變量，因此，對家庭社會資本、家庭文化資本、家庭經(jīng)濟(jì)資本和學(xué)校氛圍下各指標(biāo)采取因子分析提取公因子Fm值(如下公式)，在通過相關(guān)矩陣的特征值計算方差貢獻(xiàn)率，再進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)并通過回歸估計得到因子權(quán)重γ，最后以因子線性加權(quán)得到濃縮提取的變量。

三、實證分析

(一)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)的國際比較與中國階層差異

中國四省市抗逆力表現(xiàn)略低于國際水平，與其他國家差距不大。根據(jù)PISA測試結(jié)果，對抗逆力分值進(jìn)行歸一化法標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到中國四省市抗逆力表現(xiàn)得分為0.497(標(biāo)準(zhǔn)差SD=0.152)，PISA所有參與測試國際樣本抗逆力表現(xiàn)的均值得分為0.517(標(biāo)準(zhǔn)差SD=0.162)，OECD國家樣本抗逆力表現(xiàn)的均值得分為0.514(標(biāo)準(zhǔn)差SD=0.159)。

伴隨著學(xué)生家庭背景的提升，中國四省市學(xué)生抗逆力水平也不斷提高。通過學(xué)生家庭背景(社會經(jīng)濟(jì)文化指數(shù))對學(xué)生抗逆力表現(xiàn)的邊際影響四分位圖(見圖1)，可以發(fā)現(xiàn)，隨著學(xué)生家庭社會經(jīng)濟(jì)文化指數(shù)的提升，學(xué)生抗逆力表現(xiàn)呈不斷提高的趨勢。當(dāng)學(xué)生家庭社會經(jīng)濟(jì)文化指數(shù)處于最低四分位時，學(xué)生抗逆力均值為0.514，當(dāng)學(xué)生家庭社會經(jīng)濟(jì)文化指數(shù)處于最高四分位時，學(xué)生抗逆力明顯大幅度上升，學(xué)生抗逆力水平提升至0.601，平均每位學(xué)生抗逆力水平提升了17%的水平。

圖1 不同家庭背景對應(yīng)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)

(二)家庭資本、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的計量結(jié)果

研究首先通過OLS多元回歸來探討家庭背景、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的影響，比較家庭社會文化資本、家庭文化資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本對學(xué)生抗逆力的差異化影響，并檢驗家庭背景與學(xué)校氛圍的交互項對學(xué)生抗逆力的影響效應(yīng)。其次，為了考察家庭背景和學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的影響效應(yīng)是否存在顯著的城鄉(xiāng)差異，通過城鄉(xiāng)分樣本回歸比較城鄉(xiāng)模型的估計系數(shù)，模型估計結(jié)果見表2。

表2 家庭資本、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力影響估計結(jié)果

1.家庭文化資本、家庭經(jīng)濟(jì)資本和學(xué)校氛圍均顯著正向影響學(xué)生抗逆力

由模型1結(jié)果可知，家庭背景中的母親受教育程度、家庭教育資源、家庭情感支持和家庭財富水平對學(xué)生抗逆力水平呈現(xiàn)顯著正向效應(yīng)，非標(biāo)準(zhǔn)化估計系數(shù)分別為0.019、0.047、0.143和0.053，顯著性水平p值均小于0.01，父母的職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(ISEI)對學(xué)生抗逆力水平并無顯著影響。說明其表征的家庭文化資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本能夠正向預(yù)測學(xué)生抗逆力水平，但家庭社會資本并不能影響學(xué)生抗逆力水平。其次，學(xué)校層面的競爭程度指標(biāo)、合作程度指標(biāo)和學(xué)校歸屬感對學(xué)生抗逆力水平也產(chǎn)生了顯著正向影響，非標(biāo)準(zhǔn)化的估計系數(shù)分別為0.133、0.153和0.290，顯著性水平p值均小于0.001。該結(jié)果表明，學(xué)校氛圍能夠正向促進(jìn)學(xué)生抗逆力水平的提升。

2.學(xué)校氛圍與家庭文化資本、家庭經(jīng)濟(jì)資本交互項顯著正向影響學(xué)生抗逆力

進(jìn)一步考察學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的影響效應(yīng)是否存在顯著的階層差異，本研究構(gòu)造了學(xué)校氛圍與家庭背景三類資本的多個交互項，將其納入解釋學(xué)生抗逆力的多元線性回歸方程。研究剔除了交互項不顯著的模型，模型2報告了估計結(jié)果。其中，學(xué)校氛圍與家庭教育資源的交互項系數(shù)為0.032(p<0.01)，說明提升學(xué)校氛圍對于家庭文化資本優(yōu)勢的學(xué)生促進(jìn)作用顯著高于對家庭文化資本劣勢學(xué)生的作用。同時，學(xué)校氛圍與家庭財富水平的交互項為0.026(p<0.05)，說明營造良好的學(xué)校氛圍對于家庭經(jīng)濟(jì)資本優(yōu)勢的學(xué)生促進(jìn)作用顯著高于對家庭經(jīng)濟(jì)資本劣勢學(xué)生的作用。交互項系數(shù)為正向顯著，即學(xué)校氛圍和家庭背景對學(xué)生抗逆力的作用機(jī)制是“相互加強(qiáng)”的效應(yīng)。

3.相對于城市學(xué)生，提升學(xué)校氛圍對促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的邊際效益更高

分城鄉(xiāng)樣本的模型估計結(jié)果見模型3和模型4，統(tǒng)計結(jié)果表明,城鄉(xiāng)家庭背景和學(xué)校氛圍各變量仍然均對學(xué)生抗逆力有顯著正向影響。但存在兩方面的差異，第一，城市樣本中學(xué)校歸屬感與家庭教育資源的交互項系數(shù)顯著為正，但學(xué)校歸屬感與家庭財富水平的交互項系數(shù)不再顯著，而農(nóng)村樣本中交互項系數(shù)均顯著為正。可以推測，城市地區(qū)家庭財富水平高于農(nóng)村地區(qū)，從經(jīng)濟(jì)學(xué)邊際效益的遞減的角度出發(fā)，農(nóng)村地區(qū)正是由于財富水平偏低才能更有效的與學(xué)校氛圍形成“聯(lián)動效應(yīng)”，而表征文化資本的家庭教育資源交互項均顯著，說明文化資本與學(xué)校氛圍的“互相加強(qiáng)”效益具有穩(wěn)定性。第二，農(nóng)村樣本中學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力影響的估計系數(shù)要高于城市樣本，農(nóng)村樣本的競爭程度指標(biāo)估計系數(shù)高出城市樣本0.04，約29%的水平；農(nóng)村樣本的合作程度指標(biāo)估計系數(shù)高出城市樣本0.042，約30%的水平；農(nóng)村樣本的學(xué)校歸屬感估計系數(shù)高出城市樣本0.036，約13%的水平。以此觀之，提升學(xué)校氛圍對促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的效益更高。

4.家庭背景對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額相對較小，學(xué)校氛圍能夠更有效解釋學(xué)生抗逆力

夏普里值分解進(jìn)一步顯示(見表3)，家庭背景對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額相對較小。在全樣本中家庭背景對學(xué)生抗逆力差異來源的貢獻(xiàn)份額為28.82%，而學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力差異的解釋力度高達(dá)71.18%。具體來看，家庭背景中家庭文化資本對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額最大達(dá)到22.38%，相比較父母社會資本對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額最低。學(xué)校氛圍中，學(xué)生對學(xué)校的歸屬感對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額最高，達(dá)到57.82%。結(jié)果反映了學(xué)校氛圍能夠更有效地解釋學(xué)生抗逆力的形成。

表3 家庭資本、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的shapley分解

5.相對于城市，農(nóng)村家庭文化資本對學(xué)生抗逆力解釋度更高

通過城鄉(xiāng)分樣本的夏普利值分解，比較各變量對城鄉(xiāng)學(xué)生抗逆力形成的貢獻(xiàn)度差異。對比城鄉(xiāng)夏普利值，在家庭背景方面，農(nóng)村地區(qū)樣本相較于城市樣本，家庭文化資本對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額得到加強(qiáng)，解釋度提升了10.31%，說明家庭文化資本在農(nóng)村地區(qū)更有解釋度，從而也側(cè)面反映了通過多種政策工具來幫扶和支持農(nóng)村地區(qū)家庭文化資本積累，借助家校協(xié)作拓寬農(nóng)村地區(qū)子女文化資本路徑，將成為促進(jìn)學(xué)生抗逆力提升的重要渠道。其次，在學(xué)校氛圍方面，農(nóng)村地區(qū)樣本相較于城市樣本，學(xué)校歸屬感對抗逆力的解釋度略微下降。

(三)家庭資本、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力影響的異質(zhì)性分析

研究通過分位數(shù)回歸和門檻回歸探究家庭資本和學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力影響的異質(zhì)性，分位數(shù)回歸是用以判斷不同抗逆力水平下的自變量對因變量邊際影響，從而有助于針對不同群體差異化制定抗逆力提升策略。而門檻回歸則是分析家庭背景和學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的促進(jìn)作用是否以單一線性影響，其效益可能存在一定的門檻效應(yīng)，找出門檻值從而更高效的對標(biāo)邊際最優(yōu)值。

1.提升家庭文化資本、營造良好學(xué)校氛圍對抗逆力處于中高水平學(xué)生更有效

探究家庭背景和學(xué)校氛圍是否對不同抗逆力水平的學(xué)生產(chǎn)生異質(zhì)性影響，運(yùn)用條件分位數(shù)回歸模型，估計得到0.1、0.3、0.5、0.7、0.9這五個分位數(shù)點的回歸結(jié)果，并將五分位點估計系數(shù)連線形成趨勢圖(見圖2)，以此反映對不同抗逆力水平學(xué)生帶來的效益變化差異。在標(biāo)準(zhǔn)分位數(shù)回歸模型QR中，無論對處于何種抗逆力水平的學(xué)生，家庭文化資本、家庭經(jīng)濟(jì)資本和學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的提升都呈顯著正向影響，即會對所有抗逆力水平的學(xué)生帶來“普適性”的提升效益。同時，隨著抗逆力水平百分位點的增加，家庭文化資本中家庭教育資源以及學(xué)校氛圍中的學(xué)校歸屬感指標(biāo)，對學(xué)生抗逆力的影響估計系數(shù)呈倒U型關(guān)系，即對學(xué)生抗逆力的影響效果隨抗逆力分位點的增加而先增后減，但家庭情感支持、學(xué)校競爭程度指標(biāo)和學(xué)校合作程度指標(biāo)仍處于單調(diào)遞增的趨勢。此結(jié)果也反映，提升家庭文化資本積累和學(xué)校氛圍程度，對中高抗逆力水平學(xué)生而言更有邊際效益，能夠促進(jìn)抗逆力拔尖人才的培養(yǎng)。

圖2 家庭資本、學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的分位數(shù)回歸估計系數(shù)圖

2.家庭背景與學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力提升效益存在門檻效應(yīng)

基于Hansen的門檻回歸思想，研究檢驗家庭背景和學(xué)校氛圍對學(xué)生抗逆力的影響是否存在門檻效應(yīng)。由表4可知，檢驗發(fā)現(xiàn)家庭背景和學(xué)校氛圍均存在單門檻效應(yīng)，家庭背景不同水平以及學(xué)校氛圍不同發(fā)展階段對學(xué)生抗逆力影響的確存在非線性影響。家庭社會資本、家庭文化資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本均呈現(xiàn)門檻值前高效益而門檻值后低效益甚至無效。具體而言，家庭社會資本的門檻值為0.192，在全樣本中處于56.6%的位次，即當(dāng)家庭社會資本水平在全樣本中處于56.6%之前，對學(xué)生抗逆力的促進(jìn)作用顯著為正(β=0.127，p<0.05),但在家庭社會資本跨越56%水平的拐點后，對學(xué)生抗逆力的不再顯著。同樣，家庭文化資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本的門檻值分別是-1.166和-1.583，分別在達(dá)到14.8%和11.2%的臨界值后，其對提升學(xué)生抗逆力的效益急劇下降。不同于家庭背景因素，學(xué)校氛圍在門檻值在-0.567之前時，即學(xué)校氛圍水平在樣本中在30.3%臨界值之前，學(xué)校氛圍并未對學(xué)生抗逆力產(chǎn)生顯著影響且估計系數(shù)為負(fù)，但當(dāng)學(xué)校氛圍水平達(dá)到30.3%的拐點后，推動學(xué)生抗逆力提升的彈性產(chǎn)出達(dá)到了0.567。綜上，門檻回歸的結(jié)論反映，在家庭背景較低水平家庭，提升家庭社會資本、文化資本和經(jīng)濟(jì)資本有顯著的促進(jìn)作用，但當(dāng)家庭背景達(dá)到一定門檻值后便不再有效。反觀學(xué)校氛圍，并不受限邊際效益遞減，遵循的是門檻限制原則，即學(xué)校氛圍需要達(dá)到一定的門檻值，才能高效地促進(jìn)學(xué)生抗逆力提升。此結(jié)論提醒學(xué)校需要對標(biāo)一定的學(xué)校氛圍標(biāo)準(zhǔn)，只有達(dá)到相應(yīng)“門檻”，從低水平的學(xué)校氛圍向中高水平學(xué)校氛圍逼近后，帶動學(xué)?？鼓媪λ降娜姘l(fā)展。

表4 門檻回歸估計結(jié)果

四、結(jié)論與建議

基于家庭背景、學(xué)校氛圍與學(xué)生抗逆力的影響機(jī)制進(jìn)行分析，研究結(jié)果揭示了學(xué)生所處的家庭和學(xué)校環(huán)境與其內(nèi)在抗逆力之間的聯(lián)系，以及這兩者對學(xué)生抗逆力提升的聯(lián)動機(jī)制。

(一)結(jié)論與討論

第一，對標(biāo)OECD國家進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)中國四省市抗逆力表現(xiàn)略低于國際水平，相比過去各參測國(地區(qū))在學(xué)科相同的不同輪次測試中抗逆學(xué)生比例作為指標(biāo)，直接將抗逆力水平作為參照，能更有效地彰顯世界各國推進(jìn)教育結(jié)果公平的成效。國內(nèi)比較發(fā)現(xiàn)，不同家庭背景對應(yīng)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)，家庭背景越優(yōu)越，學(xué)生抗逆力水平越高。這一結(jié)論驗證了布迪厄的教育再生產(chǎn)理論在抗逆力領(lǐng)域的適用性，也就是說，家庭處境不利的學(xué)生因其匱乏的文化資本和階層文化慣習(xí)，在學(xué)校教育中處于劣勢，家庭處境有利的學(xué)生還能通過經(jīng)濟(jì)資本在抗逆力養(yǎng)成中獲得相對優(yōu)勢。

第二，家庭層面，家庭文化資本和經(jīng)濟(jì)資本更有效，而家庭社會資本無顯著影響；學(xué)校層面，學(xué)校氛圍能顯著正向影響學(xué)生抗逆力?？梢酝茰y，較高的教育投入、父母學(xué)歷、家庭教養(yǎng)能有效培養(yǎng)學(xué)生內(nèi)心的富足感和解決問題的能力，“圈子”“人脈”這種集體資本對學(xué)生抗逆力影響不明顯。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)校氛圍和家庭背景對學(xué)生抗逆力的作用機(jī)制是“相互加強(qiáng)”的效應(yīng)；相對于城市學(xué)生，提升學(xué)校氛圍對促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的邊際效益更高；家庭背景對學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額相對較小，學(xué)校氛圍能夠更有效解釋學(xué)生抗逆力，這一發(fā)現(xiàn)是讓人振奮的，即可以通過鼓勵學(xué)習(xí)中的競爭與合作，建立有效的學(xué)校資源補(bǔ)償機(jī)制來增強(qiáng)家庭背景欠優(yōu)的學(xué)生對學(xué)校的歸屬感，以更好地促進(jìn)教育公平。這也與國外已有研究的結(jié)論存在部分一致性，已有研究驗證了提供更多課外活動、學(xué)校資源、合格教師比例、教學(xué)質(zhì)量等是促進(jìn)處境不利學(xué)生轉(zhuǎn)化為抗逆學(xué)生的關(guān)鍵因素，也就是說，學(xué)校因素對于處境不利學(xué)生具有一定的補(bǔ)償作用[21,22]。

第三，提升家庭文化資本，營造良好學(xué)校氛圍對抗逆力處于中高水平學(xué)生更有效；對于家庭背景較低水平家庭，提升家庭資本對學(xué)生抗逆力水平有顯著促進(jìn)作用，但當(dāng)家庭背景達(dá)到一定門檻值后便不再有效。而學(xué)校氛圍需要達(dá)到一定的門檻值，才能高效地促進(jìn)學(xué)生抗逆力提升。這表明了，家庭資本對學(xué)生抗逆力的影響并非是根生蒂固的，其效益并非保持線性增長。而營造良好的學(xué)校氛圍，并有效介入學(xué)生成長，是促進(jìn)抗逆力提升的關(guān)鍵，學(xué)校氛圍存在的門檻效應(yīng)也進(jìn)一步說明了，學(xué)生抗逆力等非認(rèn)知能力的提升產(chǎn)生了對學(xué)校教育資源投入和現(xiàn)代化學(xué)校內(nèi)涵建設(shè)的倒逼效應(yīng)。

(二)研究建議

針對上述研究發(fā)現(xiàn)，對于進(jìn)一步做好家校協(xié)同共促學(xué)生抗逆力提升工作，提出以下建議：

第一，加大對農(nóng)村地區(qū)學(xué)生抗逆力教育投入，建立農(nóng)村學(xué)生抗逆力培育支持系統(tǒng)。研究發(fā)現(xiàn)，相對于城市學(xué)生，提升學(xué)校氛圍對促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的邊際效益更高。我國農(nóng)村中小學(xué)教育質(zhì)量存在短板的情況，如缺乏優(yōu)質(zhì)的教育資源，且存在大量缺乏家庭關(guān)照的留守兒童亟需幫扶，當(dāng)下不同地區(qū)政府履行職責(zé)的程度不一，因此，在農(nóng)村留守兒童的問題處理上要注意因地制宜，完善社會服務(wù)機(jī)構(gòu)的功能。要幫助農(nóng)村學(xué)生成為高抗逆力學(xué)生，就必須要加大對農(nóng)村地區(qū)學(xué)生抗逆力的幫扶，增強(qiáng)學(xué)生抗壓能力和自信心的培養(yǎng)，通過社會工作專業(yè)手法幫助構(gòu)建農(nóng)村學(xué)生抗逆力社會支持系統(tǒng)，讓農(nóng)村學(xué)生能在更好的學(xué)校氛圍中成長，只有這樣才能更好地發(fā)揮“學(xué)校教育作為社會的均衡器”的重要作用[23]。

第二，提高家庭教育水平，多措并舉提高弱勢家庭父母文化資本。研究發(fā)現(xiàn)，對于家庭背景較低水平家庭，尤其是文化資本較薄弱的家庭，提升家庭資本對學(xué)生抗逆力水平有顯著促進(jìn)作用。文化資本作為一種權(quán)力資源，文化資本的投入和社會化會影響兒童在教育體系中的優(yōu)勢，文化資本的代際傳遞，使孩子理解教育系統(tǒng)中隱含的“游戲規(guī)則”，從而有助于學(xué)業(yè)進(jìn)步與能力養(yǎng)成[24]。家庭是孩子的第一個課堂，父母是孩子的第一任老師，通過增強(qiáng)父母開展家庭教育的能力，讓父母從“參與”走向“會參與”。例如，地方政府和學(xué)?？梢蚤_展家長培訓(xùn)項目，引導(dǎo)家長更好地進(jìn)行學(xué)業(yè)陪伴、學(xué)習(xí)指導(dǎo)、情感支持，才能更好地以身作則和言傳身教，積累文化資本，以健康的思想、品行影響幫助孩子提高抗逆力，并養(yǎng)成好思想、好品格、好習(xí)慣。

第三，將營造宜人的學(xué)校氛圍作為學(xué)校評估的重要指標(biāo)。研究發(fā)現(xiàn)，盡管家庭背景因素與抗逆力水平的關(guān)系存在正效應(yīng)，但學(xué)校氛圍能夠更有效解釋學(xué)生抗逆力，一定程度上扭轉(zhuǎn)了教育與社會流動領(lǐng)域?qū)W(xué)校和家庭雙重再生產(chǎn)作用的悲觀論調(diào)。而且，門檻效應(yīng)充分顯現(xiàn)了一定的學(xué)校氛圍“標(biāo)準(zhǔn)”能更好地提高學(xué)生抗逆力。從以學(xué)生為中心的評估角度看，學(xué)校評估必須將學(xué)校氛圍這一復(fù)雜的多維構(gòu)念納入其中，從組織氛圍、社會系統(tǒng)環(huán)境以及社會心理氛圍[25]等層面切入，采用更為立體、內(nèi)涵更為豐富的綜合性學(xué)校氛圍工具進(jìn)行監(jiān)測，以學(xué)校氛圍評估標(biāo)準(zhǔn)作為引領(lǐng)學(xué)生抗逆力發(fā)展的重要政策工具。