欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童發(fā)展的資源累積機制及群體差異

摘 要：投資于欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童發(fā)展既是兒童獲得長期社會保護(hù)的關(guān)鍵舉措，也是提升鄉(xiāng)村振興未來人力資本供給水平的重要途徑。本研究對湖北省和安徽省欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童發(fā)展調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分層回歸分析，探討了這部分兒童的發(fā)展資源擁有情況及發(fā)展資源如何協(xié)同作用于兒童發(fā)展結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)：（1）欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童尤其是有留守經(jīng)歷兒童面臨發(fā)展資源匱乏的困境，無任何一項發(fā)展資源的有留守經(jīng)歷兒童占比遠(yuǎn)超無留守經(jīng)歷兒童，擁有全部發(fā)展資源的占比遠(yuǎn)低于無留守經(jīng)歷兒童，但在發(fā)展資源擁有量的中等偏高水平上，有留守經(jīng)歷兒童的情況又略好于無留守經(jīng)歷兒童；（2）就兒童積極發(fā)展來看，7歲后開始留守的兒童對發(fā)展資源更敏感，發(fā)展資源對其積極發(fā)展的累積機制表現(xiàn)為“正加速模式”，而對于無留守經(jīng)歷兒童和其他發(fā)展階段開始留守的兒童，發(fā)展資源對積極發(fā)展的累積機制表現(xiàn)為“線性模式”；（3）就兒童親社會行為來看，無論是有留守經(jīng)歷兒童還是無留守經(jīng)歷兒童，發(fā)展資源對親社會行為的累積機制均表現(xiàn)為“線性模式”?；诖耍瑧?yīng)從推動兒童福利走向全面普惠，優(yōu)化兒童福利政策目標(biāo)定位，完善兒童積極發(fā)展支持系統(tǒng)等方面入手促進(jìn)兒童發(fā)展。

關(guān)鍵詞：欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童 積極發(fā)展 親社會行為 發(fā)展資源 累積機制

基金項目：天津市哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃研究青年項目“新時代志愿服務(wù)發(fā)展的激勵機制研究”（項目編號：TJSRQN23-003）的階段性成果。

[中圖分類號] C916" [文獻(xiàn)標(biāo)志碼] A" [文章編號] 1672-4828（2024）03-124-27

DOI： 10.3969/j.issn.1672-4828.2024.03.007

崔寶琛，天津社會科學(xué)院社會學(xué)研究所助理研究員（天津 300191）。一、問題的提出

當(dāng)前我國脫貧地區(qū)正處于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的關(guān)鍵時期。農(nóng)村兒童作為我國鄉(xiāng)村振興的未來中堅力量，其發(fā)展水平影響著鄉(xiāng)村振興的人力資本供給水平。欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童的發(fā)展因受到區(qū)域發(fā)展不平衡、階層不平等及城鄉(xiāng)發(fā)展差距的交織影響面臨多重困境。中國兒童福利制度建設(shè)與脫貧攻堅行動協(xié)同推進(jìn)，強化了對于這部分兒童的政策和服務(wù)托底（鄧鎖、吳玉玲，2020），有力保障了兒童的生存權(quán)利，但其體智水平與城市兒童相比仍然存在不小的差距1。生命歷程早期階段是人力資本培育的關(guān)鍵期，該階段發(fā)展滯后會對兒童當(dāng)前及未來的教育獲得、職業(yè)發(fā)展和收入水平產(chǎn)生累積影響（Heckman et al.，2006），留守經(jīng)歷還會顯著增加兒童陷入多維貧困的概率（Xu et al.，2023）。這凸顯了探尋欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童實現(xiàn)積極發(fā)展的影響因素及其作用機制的重要性和必要性。

發(fā)展資源如何影響兒童發(fā)展是兒童福利領(lǐng)域的經(jīng)典議題。發(fā)展資源（developmental assets）是蘊含于兒童所處情境中對兒童發(fā)展具有促進(jìn)作用的因素，兒童正是通過與情境雙向互動獲取發(fā)展資源進(jìn)而實現(xiàn)積極發(fā)展的（Theokas amp; Lerner，2006）。學(xué)術(shù)界已經(jīng)圍繞發(fā)展資源對兒童發(fā)展結(jié)果的差別效應(yīng)開展了諸多理論探討和實證研究，為發(fā)展資源挖掘及作用機制的探究作出了有益貢獻(xiàn)，但缺陷在于發(fā)展資源之間彼此分離，無法獲知多類發(fā)展資源對兒童發(fā)展的協(xié)同影響，而且由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童發(fā)展數(shù)據(jù)庫缺乏，部分研究基于訪談法、案例研究法提煉情境中的發(fā)展資源，難以揭示多類發(fā)展資源協(xié)同作用于兒童積極發(fā)展的機制。而且不同發(fā)展資源對兒童發(fā)展的影響存在差異，同時又受到兒童自身特征調(diào)節(jié)，反映出發(fā)展資源構(gòu)成本身的多樣性及其效應(yīng)的復(fù)雜性，揭示了探討發(fā)展資源對不同群體發(fā)展結(jié)果的差異化作用機制的必要性。此外，兒童實現(xiàn)積極發(fā)展后能夠為自己、家庭和社會作出貢獻(xiàn)，而兒童表現(xiàn)出的親社會行為正是作出貢獻(xiàn)的表現(xiàn)之一（Lerner et al.，2015）。

綜上，本研究基于安徽省金寨縣和湖北省恩施市兩個原國家級貧困縣（市）的兩所農(nóng)村學(xué)校開展的調(diào)查，剖析多重發(fā)展資源如何作用于兒童發(fā)展結(jié)果，揭示兒童實現(xiàn)積極發(fā)展的機制。具體來看：一是考察欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童的發(fā)展資源擁有情況及群體差異；二是探討多類發(fā)展資源協(xié)同作用于欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童積極發(fā)展的機制及群體差異；三是探討多類發(fā)展資源協(xié)同作用于欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童親社會行為的機制及群體差異。

二、文獻(xiàn)回顧

研究者對處境不利兒童發(fā)展議題的探討在較長一段時期內(nèi)受到問題視角影響，更關(guān)注兒童表現(xiàn)出的問題，注重識別導(dǎo)致問題出現(xiàn)的風(fēng)險因素。20世紀(jì)90年代，積極青少年發(fā)展理論（Positive Youth Development，PYD）的興起挑戰(zhàn)了問題視角在兒童發(fā)展領(lǐng)域的主導(dǎo)地位，該理論基于優(yōu)勢取向（strengths-oriented）探討兒童實現(xiàn)積極發(fā)展的機制，強調(diào)挖掘促進(jìn)發(fā)展的資源而非辨識風(fēng)險因素，主張干預(yù)和預(yù)防的關(guān)鍵是為暴露于風(fēng)險中的兒童建立支持體系，豐富兒童可利用的發(fā)展資源。由此，研究者開始探究兒童所處情境中的發(fā)展資源及其作用。

（一）發(fā)展資源框架的形成與發(fā)展

家庭內(nèi)發(fā)展資源拓展到家庭外發(fā)展資源。兒童獲得發(fā)展資源的數(shù)量和質(zhì)量很大程度上取決于家庭背景。正因如此，研究者最初多在家庭情境中探尋發(fā)展資源，例如家庭收入（張曉、陳會昌、張銀娜等，2009）、父母受教育程度（申繼亮，2008）、家庭結(jié)構(gòu)（吳愈曉、王鵬、杜思佳，2018）、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位（李忠路、邱澤奇，2016）等。隨著研究深入，研究者發(fā)現(xiàn)個體的發(fā)展過程是多類發(fā)展資源并存的（Scales et al.，2000），高社會經(jīng)濟(jì)地位的家庭不僅能夠借由發(fā)展資源代際傳遞延續(xù)階層優(yōu)勢，還能通過發(fā)展資源的投資與轉(zhuǎn)化將資源優(yōu)勢擴(kuò)散到家庭外的情境中（Bourdieu，1986：252）。就學(xué)校情境來看，家庭背景與優(yōu)質(zhì)教育資源相勾連，社會經(jīng)濟(jì)較高的家庭具有更強的擇校能力，來自這部分家庭的兒童能夠進(jìn)入更優(yōu)質(zhì)的學(xué)校獲得高水平的發(fā)展資源（張云運、駱方、孫鈴等，2015），包括良好的生源結(jié)構(gòu)、強大的師資力量、合理的師生比和班級規(guī)模等。就社區(qū)情境來看，居住空間階層化產(chǎn)生的鄰里效應(yīng)影響著兒童發(fā)展資源的獲?。ǚ匠?，2023），社區(qū)優(yōu)勢鄰里的空間聚集能夠為兒童提供資源便利和良好的社區(qū)氛圍。

結(jié)構(gòu)型發(fā)展資源擴(kuò)展到過程型發(fā)展資源。發(fā)展資源從家庭內(nèi)到家庭外的拓展表明兒童的發(fā)展結(jié)果是對父輩階層的再生產(chǎn)，但家庭背景決定論無法解釋精英階層的子代發(fā)展結(jié)果較差而弱勢階層的子代發(fā)展結(jié)果較好的現(xiàn)象。由此，研究者進(jìn)一步探討了發(fā)展資源代際傳遞過程中的“黑箱”問題，發(fā)現(xiàn)有別于反映家庭“是什么”的結(jié)構(gòu)型發(fā)展資源，親子互動、親子關(guān)系等反映家庭“做什么”的過程型發(fā)展資源不僅對兒童發(fā)展有直接促進(jìn)作用（向蓉、黃旭中，2023），還能夠幫助弱勢階層兒童抵消甚至擺脫階層不平等帶來的發(fā)展機會不平等（侯利明、雷鳴，2019）。在學(xué)校情境中，校園氛圍、班級環(huán)境、師生互動等體現(xiàn)學(xué)校本身如何發(fā)揮作用的過程型發(fā)展資源對兒童發(fā)展的影響最直接，而結(jié)構(gòu)型發(fā)展資源對兒童發(fā)展的直接影響通常較小，主要是通過過程型發(fā)展資源發(fā)揮作用（宋映泉、康樂、張曉等，2020）。在社區(qū)情境中，非正式社區(qū)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對兒童發(fā)展有重要影響（王進(jìn)文、張軍，2018），而且集體效能感、代際閉合、鄰里社會網(wǎng)絡(luò)等過程型發(fā)展資源與兒童發(fā)展結(jié)果之間的相關(guān)性，超過了鄰里間結(jié)構(gòu)型發(fā)展資源（Molnar et al.，2016）。

外部發(fā)展資源拓展到內(nèi)部發(fā)展資源。無論是家庭內(nèi)（外）發(fā)展資源還是結(jié)構(gòu)型（過程型）發(fā)展資源均來自兒童所處情境，屬于外部發(fā)展資源。積極青少年發(fā)展理論強調(diào)挖掘發(fā)展資源應(yīng)當(dāng)兼顧兒童發(fā)展的主觀能動性和所處情境的影響。一方面，兒童是自身實現(xiàn)積極發(fā)展的推動者，情境為兒童提供了達(dá)至積極發(fā)展結(jié)果所需的發(fā)展資源，兒童需要發(fā)揮主觀能動性將其“吸收”并用于自我發(fā)展。兒童正是通過意向性自我調(diào)節(jié)最大限度獲取和利用外部發(fā)展資源，使外部發(fā)展資源由潛在支持轉(zhuǎn)變成現(xiàn)實支持進(jìn)而實現(xiàn)積極發(fā)展（Gestsdóttir amp; Lerner，2007；賈遠(yuǎn)娥、張曉賢，2013）。另一方面，兒童實現(xiàn)積極發(fā)展后能夠為自身、家庭、學(xué)校、社區(qū)及社會作出貢獻(xiàn)（contribution）（Lerner et al.，2015）。研究表明，兒童實現(xiàn)積極發(fā)展不僅能夠提高兒童的幸福感，增加親社會行為、降低風(fēng)險行為和抑郁水平（Jelicic et al.，2007），還能夠為鄉(xiāng)村振興儲備后備力量、阻斷貧困代際傳遞（Xu et al.，2023）。

（二）發(fā)展資源對兒童發(fā)展結(jié)果的累積效應(yīng)及群體差異

情境中的發(fā)展資源并非獨立發(fā)生作用而是具有同現(xiàn)性，只考察單一或某幾個發(fā)展資源的作用不符合生活實際，也容易高估某一發(fā)展資源的效應(yīng)，因而研究者進(jìn)一步剖析了多類發(fā)展資源協(xié)同作用于兒童發(fā)展的直接路徑和間接路徑（嚴(yán)駿夫、徐選國，2020；崔寶琛，2023），以及多類發(fā)展資源協(xié)同作用于兒童發(fā)展的條件（張平平，2021；譚麗蘋、李晴、郭成，2022）。積極青少年發(fā)展理論認(rèn)為，比起單一情境中的發(fā)展資源，在多個情境中形成的資源累積與兒童積極發(fā)展相關(guān)程度更高（常淑敏、張文新，2013），體驗到發(fā)展資源“冗余”的兒童更有可能實現(xiàn)充分發(fā)展，這表明對發(fā)展資源協(xié)同作用的考察不應(yīng)局限于其發(fā)揮作用的路徑和條件，還應(yīng)關(guān)注發(fā)展資源數(shù)量與兒童發(fā)展結(jié)果之間的關(guān)系。

發(fā)展資源對個體發(fā)展的影響存在水平累積（horizontal pileup）效應(yīng)，表現(xiàn)為不同的關(guān)系模式，蘊含著不同的實踐意義。一種是“線性模式”，即發(fā)展資源的數(shù)量每增加一個，個體的發(fā)展結(jié)果就變化一個單位，每個發(fā)展資源對兒童發(fā)展的影響不會因其他發(fā)展資源的出現(xiàn)或消失而改變。另一種是“非線性模式”，即發(fā)展資源的促進(jìn)作用隨數(shù)量增加在某個臨界點前后有顯著變化，或逐漸增強或逐漸減弱。包括兩種形態(tài)：一是“正加速模式”，隨著發(fā)展資源數(shù)量增加，新增發(fā)展資源對兒童發(fā)展結(jié)果的促進(jìn)作用越來越大，各發(fā)展資源的綜合效應(yīng)大于每個發(fā)展資源效應(yīng)的簡單疊加。相應(yīng)地，實踐中應(yīng)注重構(gòu)建充足的發(fā)展資源且數(shù)量越多越好；二是“負(fù)加速模式”，隨著發(fā)展資源數(shù)量增加，新增發(fā)展資源對兒童發(fā)展結(jié)果的促進(jìn)作用越來越小。相應(yīng)地，實踐中應(yīng)注意構(gòu)建數(shù)量適宜的發(fā)展資源，避免盲目投入。

兒童發(fā)展發(fā)生于兒童與情境雙向互動過程中，即使處于相同情境的個體也會因特質(zhì)不同而呈現(xiàn)差異化的發(fā)展結(jié)果（Lerner amp; Keltner，2001），這提示研究者應(yīng)揭示不同群體實現(xiàn)積極發(fā)展的差異化機制而非推論一般模式。中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童產(chǎn)生于社會轉(zhuǎn)型背景下，他們中有相當(dāng)一部分正處于留守狀態(tài)或曾經(jīng)處于留守狀態(tài)，實現(xiàn)積極發(fā)展的機制比一般兒童更復(fù)雜，差異性也較強。一方面，就兒童能汲取到的資源數(shù)量而言，家庭是兒童最重要的社會化場所，時空距離限制了父母給予兒童足夠的陪伴、互動以及照料，影響了留守兒童在家庭情境中獲取發(fā)展資源。不僅如此，父母外出務(wù)工帶來的親子分離還會增加兒童遭受同伴侵害的可能（Yan et al.，2019），影響兒童的師生關(guān)系，導(dǎo)致其他情境中發(fā)展資源缺失。另一方面，就兒童對發(fā)展資源的敏感度而言，部分資源匱乏的兒童獲得發(fā)展資源的需要較迫切，對發(fā)展資源的敏感度和感受性也會更高。綜上，本研究推測發(fā)展資源對兒童發(fā)展結(jié)果累積效應(yīng)的關(guān)系模式可能存在群體差異并在研究中加以驗證。

（三）對現(xiàn)有研究的評述

現(xiàn)有研究多關(guān)注的是發(fā)展資源協(xié)同作用于兒童發(fā)展的路徑和條件，有關(guān)發(fā)展資源數(shù)量與兒童發(fā)展結(jié)果之間關(guān)系的研究有待豐富，無法確定發(fā)展資源協(xié)同發(fā)揮作用的具體模式。兒童與最近情境之間持久系統(tǒng)的互動是引發(fā)兒童發(fā)展結(jié)果的主要機制，距離兒童越近的情境對其發(fā)展結(jié)果的影響就越直接、影響程度也越大（Bronfenbrenner amp; Morris，1998：993—1028），因而本研究在兒童個體、家庭、學(xué)校情境中考察累積發(fā)展資源與兒童發(fā)展結(jié)果之間的關(guān)系，在發(fā)展資源框架建構(gòu)上綜合考量家庭內(nèi)與家庭外發(fā)展資源、結(jié)構(gòu)型與過程型發(fā)展資源、內(nèi)部與外部發(fā)展資源。

積極青少年發(fā)展理論產(chǎn)生于西方，本研究將其應(yīng)用于探討中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童群體如何實現(xiàn)積極發(fā)展，有助于推動理論的本土化進(jìn)程，得出的結(jié)論也有助于說明積極發(fā)展理論的普遍性及其實證研究的特殊性。此外，不同兒童群體之間在發(fā)展資源擁有水平及實現(xiàn)積極發(fā)展的機制上存在差異。欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動力外出務(wù)工和兒童留守現(xiàn)象較為普遍，留守對兒童發(fā)展的影響不會隨留守狀態(tài)結(jié)束而消失1，留守經(jīng)歷的滯后性和長期性影響凸顯了關(guān)注有留守經(jīng)歷兒童的重要意義，因而本研究以有無留守經(jīng)歷、留守初始階段及留守模式為標(biāo)準(zhǔn)將欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童劃分為不同亞群體，分別探討發(fā)展資源累積機制的具體關(guān)系模式。

以往研究對發(fā)展資源作用的考察多以兒童積極發(fā)展為結(jié)果變量，較好地契合了探討“如何有效完善兒童所處情境，需要提供何種發(fā)展資源”的政策實踐需要，但從積極發(fā)展理論的最新發(fā)展和兒童福利政策發(fā)展趨向來看，這一研究思路有待延展。一方面，積極青少年發(fā)展理論的集大成者勒納（Lerner et al.，2015）強調(diào)既要關(guān)注良好情境構(gòu)建對兒童發(fā)展的促進(jìn)作用，也要注重兒童對情境的反作用，重視兒童實現(xiàn)積極發(fā)展后作出的貢獻(xiàn)。另一方面，為兒童提供福利是對未來人力資本的投資，能夠促進(jìn)兒童福利水平提升和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展間的良性循環(huán)（Esping-Andersen，2002）。因此，本研究沿著“資源輸入/激活—兒童積極發(fā)展—作出貢獻(xiàn)”路徑，以親社會行為為代表性變量探討兒童實現(xiàn)積極發(fā)展后的“貢獻(xiàn)”。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自“益心華泰·一個明天”農(nóng)村兒童發(fā)展調(diào)查項目2。選取安徽省金寨縣雙河鎮(zhèn)S中學(xué)和湖北省恩施市龍馬鎮(zhèn)L學(xué)校（九年一貫制學(xué)校）兩所學(xué)校的初中樣本，共計714份有效問卷進(jìn)行分析。選取初中樣本進(jìn)行分析原因如下：一是安徽省金寨縣和湖北省恩施市雖已擺脫絕對貧困，但在經(jīng)濟(jì)社會總體發(fā)展水平和基本公共服務(wù)供給情況上相對于城市地區(qū)和東部發(fā)達(dá)地區(qū)而言仍屬于欠發(fā)達(dá)地區(qū)；二是兒童發(fā)展具有階段性特征，初中生正處于青少年期，成就動機、自律和責(zé)任感等一系列重要能力在這一時期更具可塑性1。

本研究按照有無留守經(jīng)歷、留守初始階段、留守模式對樣本進(jìn)行分類。通過問卷中“你多大的時候爸爸開始外出打工”和“你多大的時候媽媽開始外出打工”判別兒童是否有留守經(jīng)歷，兩道題目選項均為“①一直沒有外出務(wù)工；②0—3歲；③4—6歲；④7歲以后”，將同時選擇選項“①一直沒有外出”的樣本列為無留守經(jīng)歷兒童，其余列為有留守經(jīng)歷兒童。進(jìn)一步依據(jù)留守初始階段和留守模式對有留守經(jīng)歷兒童進(jìn)行分類。從留守初始階段來看，對于父母雙方均外出務(wù)工的家庭，按照父母中外出務(wù)工時間較早的一方計算兒童留守的初始階段；對于只有父親外出務(wù)工的家庭，使用父親開始外出務(wù)工的時間計算兒童留守的初始階段；對于只有母親外出務(wù)工的家庭，使用母親開始外出務(wù)工的時間計算兒童留守的初始階段。從留守模式來看，根據(jù)父母外出務(wù)工的不同組合形式分為與母留守、與父留守以及雙親外出3類（表1）。

（二）變量設(shè)置

1.自變量

本研究的自變量是累積發(fā)展資源指數(shù)，其構(gòu)造方法衍生于累積風(fēng)險指數(shù)，這種方法具有能夠提供穩(wěn)健的參數(shù)估計、篩選重要的高水平發(fā)展資源、易于解釋、容易被政策制定者理解等優(yōu)點，因而目前探討發(fā)展資源累積效應(yīng)的研究多采用這一方法（常淑敏、張麗婭、王玲曉，2019；楊柳、李思蒙、任萍，2023）。具體構(gòu)造情況如下：首先，在已有研究基礎(chǔ)上綜合選取個體、家庭、學(xué)校三個情境中具有典型性和代表性的發(fā)展資源；其次，將各發(fā)展資源的得分按照大于或等于第75百分位數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)轉(zhuǎn)化為二分變量，按0、1分別計分（0=無該類發(fā)展資源，1=有該類發(fā)展資源）；最后，將各發(fā)展資源的二分變量得分相加得到累積發(fā)展資源指數(shù)。為避免共線性問題，本研究將累積發(fā)展資源指數(shù)一次項進(jìn)行中心化處理后計算累積發(fā)展資源指數(shù)二次項，納入回歸模型分析發(fā)展資源的累積效應(yīng)。

（1）個體情境

兒童個體情境中包括品格、自信、關(guān)愛以及能力4項發(fā)展資源，品格、自信、關(guān)愛以及能力各維度總分大于或等于第75百分位數(shù)表明兒童擁有該項發(fā)展資源，編碼為1，反之則表示兒童不具有該項發(fā)展資源，編碼為0。采用香港理工大學(xué)石丹理教授及其研究團(tuán)隊編制的青少年正面發(fā)展量表（Chinese Positive Youth Development Scale，CPYDS）簡版測量，簡版量表包含采取行動能力、認(rèn)知能力、明確及正面身份、建立目標(biāo)和抉擇能力、親社會行為、親社會規(guī)范、與重要他人的聯(lián)系、抗逆能力、社交能力、分辨是非能力10個一階維度，10個一階維度進(jìn)一步被歸納為能力、自信、關(guān)愛、品格4個高階維度。簡版量表包含31個題項，其中能力維度6個題項、自信維度6個題項、關(guān)愛維度6個題項、品格維度13個題項。所有題項采用1—6點計分，1 =“非常不同意”，2 =“不同意”，3 =“有點不同意”，4 =“有點同意”，5 =“同意”，6 =“非常同意”。10個一階維度所包含的測量題項分別累加得到該維度的總分，得分越高表示兒童在該維度發(fā)展情況越好。本研究中整體量表 Cronbach’s α 系數(shù)為0.928，能力、自信、關(guān)愛、品格4個高階維度 Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.798、0.862、0.782、0.856，驗證性因子分析得到的模型擬合指數(shù)為X2/df = 2.645，GFI = 0.913，CFI = 0.938，IFI = 0.938，RMSEA = 0.048，SRMR = 0.048，表明該量表在本研究中具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度。

（2）家庭情境

家庭情境中包含家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、父子親合及母子親合3項發(fā)展資源，3項發(fā)展資源得分大于或等于第75百分位數(shù)的兒童具有該項發(fā)展資源，編碼為1，反之則不具有該項發(fā)展資源，編碼為0。

家庭社會經(jīng)濟(jì)地位將已有研究中常用的受教育水平、職業(yè)聲望和家庭收入作為測量家庭社會經(jīng)濟(jì)地位的主要指標(biāo)，并在操作化過程中參考已有研究（朱安新、曹蕊，2019；張帆、吳愈曉，2020），將上述3個指標(biāo)具體化為父母最高受教育水平、父母最高職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位和兒童自評家庭經(jīng)濟(jì)情況。測算方法如下：第一步是對父/母職業(yè)地位、父/母受教育水平以及兒童自評家庭經(jīng)濟(jì)情況賦值。對父/母職業(yè)地位分別賦值，按照兒童對“你父親/母親的職業(yè)是”一題的填答情況，根據(jù)任春榮（2010）對兒童家庭社會經(jīng)濟(jì)地位測量技術(shù)的梳理，以國際勞工組織制定的國際職業(yè)編碼（International Standard Classification of Occupation，ISCO-88）為標(biāo)準(zhǔn)對兒童父/母職業(yè)進(jìn)行分類和編碼，而后將編碼轉(zhuǎn)換為國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)1（International Socio-Economic Index of Occupational Status，ISEI）。對父/母受教育水平分別賦值，1 =“小學(xué)及以下”，2 =“初中”，3 =“高中/職高”，4 =“大?！?，5 =“大學(xué)本科及以上”；第二步是取父/母職業(yè)地位賦值中得分較高的一方作為該變量得分，取父/母受教育程度賦值中較高的一方作為該變量得分；第三步是將父母最高職業(yè)地位、父母最高受教育水平以及兒童自評家庭經(jīng)濟(jì)狀況3個變量轉(zhuǎn)換成標(biāo)準(zhǔn)分并進(jìn)行主成分分析，而后計算家庭社會經(jīng)濟(jì)地位綜合得分，生成取值范圍0—10的家庭社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)，數(shù)值越大代表兒童的家庭社會經(jīng)濟(jì)地位越高。

母子親合和父子親合兩項發(fā)展資源采用奧爾森等（Olson et al.，1979）編制的家庭適應(yīng)和親合評價問卷（Family Adaption and Cohesion Evaluation Seales Ⅱ，F(xiàn)ACES Ⅱ）的親子親合分問卷進(jìn)行測量。問卷包括內(nèi)容完全相同的母子親合和父子親合兩部分，每部分各10個題項。所有題項采用1—5點計分，1 =“非常不同意”，2 =“不同意”，3 =“有點不同意”，4 =“有點同意”，5 =“同意”。整體量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為0.843，驗證性因子分析得到的模型擬合指數(shù)為X2/df = 4.334，GFI = 0.927，CFI = 0.929，IFI = 0.930，RMSEA = 0.068，SRMR = 0.052，表明該量表在本研究中具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度。

（3）學(xué)校情境

學(xué)校情境中包括師生關(guān)系、同伴關(guān)系、明確期望以及規(guī)則公平4項發(fā)展資源，4項發(fā)展資源總分大于或等于第75百分位數(shù)的兒童具有該項發(fā)展資源，編碼為1，反之則表明兒童不具有該項發(fā)展資源，編碼為0。采用美國特拉華大學(xué)貝爾及其團(tuán)隊（Bear et al.，2011）編制的特拉華校園氛圍量表（學(xué)生卷）（Delaware School Climate Survey-Student，DSCS-S）中的師生關(guān)系、同伴關(guān)系、明確期望以及規(guī)則公平4個維度進(jìn)行測量。師生關(guān)系維度4個題項、同伴關(guān)系維度4個題項、期望清晰度維度4個題項、規(guī)則公平度維度4個題項。所有題項采用1—4點計分，1 =“十分不同意”，2 =“不同意”，3 =“有點不同意”，4 =“十分同意”，得分越高表示個體在該維度上感知到的校園氛圍情況越好。4個維度和整體量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.816、0.852、0.815、0.766、0.903，驗證性因子分析得到的模型擬合指數(shù)為X2/df = 4.334，GFI = 0.927，CFI = 0.929，IFI = 0.930，RMSEA = 0.068，SRMR = 0.052，表明該量表在本研究中具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度。

2. 因變量

本研究的因變量之一是兒童積極發(fā)展。采用香港理工大學(xué)石丹理教授及其研究團(tuán)隊編制的青少年正面發(fā)展量表（簡版）測量。該變量的具體測量情況前文已有闡釋，在此不再贅述。

本研究的另一個因變量是親社會行為。采用由杜亞松及其研究團(tuán)隊（2007）修訂的長處與困難問卷（Strengths and Difficulties Questionnaire，SDQ）中文版測量。量表包括4個困難分量表（情緒癥狀、品行問題、多動－注意缺陷、同伴關(guān)系問題）和一個長處（親社會行為）分量表，每個分量表各5個題項，共25個題項。所有題項采用1—3點計分，1 =“不符合”，2 =“有點符合”，3 =“完全符合”。依據(jù)博倫（Bollen，1989）的觀點，一個有效變量的觀察變項數(shù)量在3個以上即可。本研究為提升模型信效度，刪減了因子載荷低的觀察變項，最終形成情緒癥狀4個題項、行為問題3個題項、多動－注意缺陷3個題項、同伴交往問題3個題項，親社會行為5個題項，共18個題項。本研究中量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.764；驗證性因子分析得到的模型擬合指數(shù)為X2/df = 2.871，GFI = 0.947，CFI = 0.910，IFI = 0.909，RMSEA = 0.051，SRMR = 0.056，表明該量表在本研究中具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度。

3.控制變量

本研究的控制變量包括性別、年齡、身體健康狀況、意向性自我調(diào)節(jié)、父母婚姻狀態(tài)、兄弟姐妹數(shù)量、班級人數(shù)、留守模式、留守初始階段。除年齡、兄弟姐妹數(shù)量、意向性自我調(diào)節(jié)以及班級人數(shù)為連續(xù)變量外，其余控制變量皆為分類變量，均按照虛擬變量處理。此外，考慮到兩個調(diào)查地區(qū)在人均GDP、教育支出、生均專任教師數(shù)以及農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比例方面存在差異，因而本研究在進(jìn)行分層回歸分析時控制了地區(qū)效應(yīng)。

（三）共同方法偏差控制和檢驗

本研究采用以下方式控制共同方法偏差：（1）在安徽和湖北兩地開展問卷調(diào)查擴(kuò)大被調(diào)查兒童來源；（2）合理控制問卷長度降低兒童填答問卷時的消極情緒反應(yīng)；（3）問卷填答遵循自愿參與原則，以不記名方式進(jìn)行以降低被調(diào)查兒童的社會贊許性；（4）不同年級和班級分開施測對被調(diào)查兒童進(jìn)行時間和空間上的分離；（5）調(diào)查員進(jìn)入每個班級詳細(xì)解釋調(diào)查目的，克服被調(diào)查兒童填答問卷的顧慮；（6）采用Harman單因素檢驗法評估共同方法變異程度，結(jié)果顯示未旋轉(zhuǎn)時共生成20個特征值大于1的因子且第一個因子的解釋變異率為22.592%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此，本研究不存在明顯的共同方法偏差。

（四）各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣

由家庭情境和學(xué)校情境中的發(fā)展資源構(gòu)建的兩情境累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）與兒童積極發(fā)展情況呈顯著正相關(guān)，由個體、家庭、學(xué)校三個情境中的發(fā)展資源構(gòu)建的三情境累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）與兒童親社會行為呈顯著正相關(guān)。由于性別、年齡、身體健康狀況、意向性自我調(diào)節(jié)、父母婚姻狀態(tài)、兄弟姐妹數(shù)量、留守模式、留守初始階段以及班級人數(shù)與本研究的主要變量相關(guān)顯著（表3），因而將上述變量作為控制變量納入分析中。

四、實證分析

（一）發(fā)展資源擁有情況及群體差異

本研究在家庭、學(xué)校及個體3個情境中測查欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童擁有發(fā)展資源的總體情況（圖1），發(fā)現(xiàn)有留守經(jīng)歷兒童和無留守經(jīng)歷兒童的發(fā)展資源擁有量均不樂觀，并且有留守經(jīng)歷兒童面臨的資源匱乏情況較無留守經(jīng)歷兒童更嚴(yán)重。具體來看，在有留守經(jīng)歷兒童和無留守經(jīng)歷兒童中任何一項發(fā)展資源都不具備的均占比最多，分別為26.20%、19.60%。此外，有留守經(jīng)歷兒童在發(fā)展資源擁有量上存在微弱的兩極化趨勢，即無任何一項發(fā)展資源的有留守經(jīng)歷兒童占比遠(yuǎn)超過無留守經(jīng)歷兒童，在擁有全部11項發(fā)展資源的占比上遠(yuǎn)低于無留守經(jīng)歷兒童，在發(fā)展資源擁有量的中等偏高水平上（擁有7、8、9項發(fā)展資源），有留守經(jīng)歷兒童占比又略超過無留守經(jīng)歷兒童。

進(jìn)一步分情境考察不同兒童群體發(fā)展資源擁有量的差異。在家庭情境中，就家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、父子親合以及母子親合3項發(fā)展資源來看，不具備任何一項發(fā)展資源的有留守經(jīng)歷兒童占比高達(dá)52.70%，擁有全部3項發(fā)展資源的占比不足5%；而不具備任何一種資源的無留守經(jīng)歷兒童占比為43.80%，擁有全部3項發(fā)展資源的占比為13.40%。在學(xué)校情境中，就師生關(guān)系、同伴關(guān)系、明確期望以及規(guī)則公平度4項發(fā)展資源來看，有留守經(jīng)歷兒童中無任何一項發(fā)展資源的占比最多，高達(dá)54.40%，擁有全部4種發(fā)展資源的占比13.10%；而在無留守經(jīng)歷兒童中，不具備任何一種發(fā)展資源的占比最多，為55.20%，擁有全部4項發(fā)展資源的占比為13.90%。在個體情境中，就能力、品質(zhì)、關(guān)愛及自信4項發(fā)展資源來看，任何一項發(fā)展資源都不具備的有留守經(jīng)歷兒童占比高達(dá)55.80%，擁有全部4項發(fā)展資源的占比不足10%；而在無留守經(jīng)歷兒童中，不具備任何一種發(fā)展資源的占比為47.90%，擁有全部4項發(fā)展資源的占比為13.40%（圖2）。

（二）累積發(fā)展資源與兒童積極發(fā)展的關(guān)系模式及群體差異

以兒童積極發(fā)展為因變量，以家庭和學(xué)校2個情境中的發(fā)展資源建立累積發(fā)展資源指數(shù)一次項和二次項并作為自變量。采用分層回歸分析，將控制變量、累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）、累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）依次納入回歸方程，分別考察累積發(fā)展資源與兒童積極發(fā)展在不同群體之間的關(guān)系模式（表4）。

首先，以是否有留守經(jīng)歷為群體劃分標(biāo)準(zhǔn)，考察累積發(fā)展資源與兒童積極發(fā)展在不同群體之間的關(guān)系模式。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）顯著正向預(yù)測了無留守經(jīng)歷兒童（β = 3.989，p lt; 0.001）和有留守經(jīng)歷兒童（β = 3.632，p lt; 0.001）的積極發(fā)展，但累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）對兩類兒童群體的積極發(fā)展無顯著影響。這表明發(fā)展資源對兩類兒童積極發(fā)展的累積效應(yīng)均呈“線性模式”，即發(fā)展資源每增加一個單位，兩類兒童的積極發(fā)展水平就相應(yīng)提升一個單位。

其次，以留守初始階段為群體劃分標(biāo)準(zhǔn)，考察累積發(fā)展資源與兒童積極發(fā)展在不同群體之間的關(guān)系模式。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）顯著正向預(yù)測了0—3歲開始留守兒童（β = 3.201，p lt; 0.001）、4—6歲開始留守兒童（β = 4.190，p lt; 0.001）以及7歲后開始留守兒童（β = 3.719，p lt; 0.001）的積極發(fā)展；累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）對0—3歲開始留守兒童、4—6歲開始留守兒童的積極發(fā)展均無顯著影響，但正向預(yù)測了7歲后開始留守兒童（β = 0.580，p lt; 0.001）的積極發(fā)展。這表明發(fā)展資源對0—3歲開始留守兒童、4—6歲開始留守兒童積極發(fā)展的累積效應(yīng)均呈“線性模式”，發(fā)展資源每增加一個單位，兩類兒童的積極發(fā)展水平就相應(yīng)提升一個單位，而發(fā)展資源對7歲后開始留守兒童積極發(fā)展的累積效應(yīng)呈“非線性模式”。進(jìn)一步進(jìn)行Utest檢驗1發(fā)現(xiàn)，二次曲線的頂點不在自變量累積發(fā)展資源指數(shù)的取值范圍［-2.16，4.84］2內(nèi)而在自變量最小值的左側(cè)，表明兩者之間的非線性關(guān)系始終是單調(diào)遞增的，呈“正加速模式”，即隨著發(fā)展資源數(shù)量增加，兒童的積極發(fā)展水平提升速度越來越快，發(fā)展資源每增加一個單位都能促使兒童的積極發(fā)展水平呈幾何級數(shù)提升（圖3）3。

最后，以留守模式為群體劃分標(biāo)準(zhǔn)，考察累積發(fā)展資源與兒童積極發(fā)展在不同群體之間的關(guān)系模式4。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）顯著正向預(yù)測了與母留守兒童（β = 4.193，p lt; 0.001）和雙親外出兒童（β = 3.561，p lt; 0.001）的積極發(fā)展，累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）對與母留守兒童和雙親外出兒童的積極發(fā)展均無顯著影響，這表明發(fā)展資源對兩類兒童積極發(fā)展的累積效應(yīng)均呈“線性模式”，即發(fā)展資源數(shù)量每增加一個單位，兩類兒童的積極發(fā)展水平就相應(yīng)提升一個單位。

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圖3 增長遞增型曲線（U型曲線右半支）

（三）累積發(fā)展資源與兒童親社會行為的關(guān)系模式及群體差異

以親社會行為為因變量，以個體、家庭及學(xué)校情境中的發(fā)展資源建立累積發(fā)展資源指數(shù)一次項和二次項作為自變量。采用分層回歸分析，將控制變量、累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）、累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）依次納入回歸方程，分別考察累積發(fā)展資源與兒童親社會行為在不同群體之間的關(guān)系模式（表5）。

首先，以是否有留守經(jīng)歷為群體劃分標(biāo)準(zhǔn)，考察累積發(fā)展資源與親社會行為在不同群體之間的關(guān)系模式。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）顯著正向預(yù)測了無留守經(jīng)歷兒童（β = 0.179，p lt; 0.01）和有留守經(jīng)歷兒童（β = 0.280，p lt; 0.001）的親社會行為，但累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）對兩類兒童的親社會行為無顯著影響。這表明發(fā)展資源對兩類兒童親社會行為的累積效應(yīng)均呈“線性模式”，即發(fā)展資源每增加一個單位，兩類兒童的親社會行為就相應(yīng)提升一個單位。

其次，以留守初始階段為群體劃分標(biāo)準(zhǔn)，考察累積發(fā)展資源與親社會行為在不同群體之間的關(guān)系模式。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）顯著正向預(yù)測了0—3歲開始留守兒童（β = 0.223，p lt; 0.001）、4—6歲開始留守兒童（β = 0.176，p lt; 0.01）以及7歲后開始留守兒童（β = 0.213，p lt; 0.001）的親社會行為，累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）對三類兒童的親社會行為無顯著影響，這表明發(fā)展資源對三類兒童親社會行為的累積效應(yīng)均呈“線性模式”，即發(fā)展資源每增加一個單位，上述三類兒童的親社會行為就相應(yīng)提升一個單位。

最后，以留守模式為群體劃分標(biāo)準(zhǔn)，考察累積發(fā)展資源與兒童親社會行為在不同群體之間的關(guān)系模式1。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）顯著正向預(yù)測了與母留守兒童（β = 0.218，p lt; 0.001）、雙親外出兒童（β = 0.209，p lt; 0.001）的親社會行為，累積發(fā)展資源指數(shù)（二次項）對兩類兒童的親社會行為無顯著影響，這表明發(fā)展資源對兩類兒童親社會行為的累積效應(yīng)均呈“線性模式”，即發(fā)展資源每增加一個單位，兩類兒童的親社會行為就相應(yīng)提升一個單位。

五、結(jié)論、討論與對策

本研究基于積極青少年發(fā)展理論，運用湖北省和安徽省欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童發(fā)展調(diào)查數(shù)據(jù)，分群體考察了兒童的發(fā)展資源擁有情況以及發(fā)展資源對發(fā)展結(jié)果累積效應(yīng)的具體模式，并基于研究結(jié)論為促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童積極發(fā)展提出了政策建議。

（一）推動兒童福利走向全面普惠

根據(jù)發(fā)展資源總體情況來看，欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童面臨發(fā)展資源匱乏的困境，無任何一項發(fā)展資源的兒童在有留守經(jīng)歷和無留守經(jīng)歷兩類兒童群體中均占比最多。這反映了我國兒童福利資源總量不足和分布不均衡的問題，因而有必要推動我國兒童福利由適度普惠向全面普惠轉(zhuǎn)型。一是應(yīng)進(jìn)一步加大對兒童社會福利的財政投入，在社會保障體系完善過程中加快補上兒童福利的短板。二是充分考慮我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的特征，加大中央對中、西部地區(qū)以及農(nóng)村地區(qū)兒童社會福利經(jīng)費轉(zhuǎn)移支付的力度，著力推動基本公共服務(wù)資源向欠發(fā)達(dá)地區(qū)、薄弱環(huán)節(jié)、特殊兒童群體傾斜，整體提升欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童的發(fā)展資源水平，豐富發(fā)展資源種類。三是逐步建立全方位、全周期、滿足全體兒童健康成長需要的全面普惠型兒童福利制度體系。在福利內(nèi)容上涵蓋生育、托育、健康、教育、津貼、特別保護(hù)等內(nèi)容；在福利對象上從保障困境兒童拓展到面向全體兒童；在保障周期上涵蓋兒童發(fā)展全過程，回應(yīng)兒童在不同年齡段的需要，既關(guān)注兒童早期發(fā)展階段在人力資本積累過程中的奠基作用，也關(guān)照“人生第二個十年”作為意向性自我調(diào)節(jié)、自我認(rèn)同等能力培育關(guān)鍵期的重要意義。

（二）關(guān)注特殊兒童優(yōu)先原則

本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，有留守經(jīng)歷兒童的資源匱乏情況更嚴(yán)重，無任何一項發(fā)展資源的有留守經(jīng)歷兒童占比遠(yuǎn)超無留守經(jīng)歷兒童，擁有全部發(fā)展資源的有留守經(jīng)歷兒童占比遠(yuǎn)低于無留守經(jīng)歷兒童，但在發(fā)展資源擁有量的中等偏高水平上，有留守經(jīng)歷兒童的情況又略好于無留守經(jīng)歷兒童。這可能是父母外出務(wù)工對兒童發(fā)展兼具收入正效應(yīng)和分離負(fù)效應(yīng)所致（周春芳、蘇群、張立冬，2021），在基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)條件尚可的家庭中，父母更有可能將外出務(wù)工所得投資于兒童發(fā)展，為兒童提供更多資源和機會，并發(fā)揮主觀能動性維系與兒童、學(xué)校教師之間的關(guān)系（Xie amp; Postiglione，2016；吳重涵、戚務(wù)念，2020）。相反，低收入家庭的父母更傾向于將務(wù)工所得用于改善家庭生活，這不僅使兒童無法獲得額外的資源投入，還會因親子分離而面臨資源缺失。因而，應(yīng)加強對留守兒童的動態(tài)監(jiān)測和精準(zhǔn)排查，既要關(guān)注正處于留守狀態(tài)的兒童，還應(yīng)關(guān)照曾留守的兒童群體。依托“縣（市、區(qū)）—鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）—村（社區(qū)）”工作體系開展探視巡訪，在細(xì)致摸排基礎(chǔ)上篩選需重點關(guān)注的兒童，對其監(jiān)護(hù)狀況和發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行專業(yè)評估，實行風(fēng)險分級管理，根據(jù)風(fēng)險級別和兒童需要精準(zhǔn)匹配資源。同時，有鑒于家庭在兒童撫育過程中有不可替代的作用，應(yīng)強化對欠發(fā)達(dá)地區(qū)外出務(wù)工家庭的支持力度，在評估基礎(chǔ)上有針對性地提供親職教育、監(jiān)護(hù)賦能、資源鏈接等服務(wù)。

（三）優(yōu)化兒童福利政策目標(biāo)定位

本研究分情境、分群體考察欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童的發(fā)展資源擁有情況發(fā)現(xiàn)，對于有留守經(jīng)歷兒童來說，發(fā)展資源匱乏情況最嚴(yán)重的是個體情境，其后依次為學(xué)校情境、家庭情境；對于無留守經(jīng)歷兒童來說，資源匱乏情況最嚴(yán)重的也是個體情境，而學(xué)校和家庭情境中的資源匱乏情況趨于一致。可見，相比于從家庭、學(xué)校等情境中獲取的外部發(fā)展資源，兩類兒童在個體情境中的內(nèi)部發(fā)展資源更匱乏。這凸顯了我國兒童福利制度結(jié)構(gòu)尚不完善，重基本生活保障而對能力培養(yǎng)重視不足的缺陷（鄭功成、尹吉東，2023）?！懊撠毠詰?zhàn)”全面勝利后，我國反貧困行動進(jìn)入新階段，全社會更加重視共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。為此，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童福利政策的目標(biāo)定位，從滿足基本生存需要進(jìn)一步向促進(jìn)兒童發(fā)展拓展，助力兒童走向共同富裕。具體來看：一是通過購買服務(wù)、項目合作等方式引入專業(yè)社會組織，開發(fā)和推廣以欠發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)為背景、以促進(jìn)兒童積極發(fā)展為目標(biāo)的福利服務(wù)，幫助兒童鞏固當(dāng)前發(fā)展成果并激發(fā)潛能；二是推進(jìn)兒童之家陣地建設(shè)，充分發(fā)揮兒童之家的作用，提供能力建設(shè)、課業(yè)輔導(dǎo)、心理疏導(dǎo)等形式多樣的服務(wù)；三是建立健全智庫專家、專業(yè)社會工作者、兒童督導(dǎo)員、兒童主任、志愿者等人員構(gòu)成的兒童工作隊伍，推動福利服務(wù)“下沉”，提升服務(wù)專業(yè)化水平。

（四）完善兒童積極發(fā)展支持系統(tǒng)

考察發(fā)展資源對欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村兒童發(fā)展結(jié)果的累積效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，無論是以有無留守經(jīng)歷還是以留守初始階段、留守模式為劃分標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)展資源對各類兒童的積極發(fā)展、親社會行為均具有顯著的累積效應(yīng)，印證了積極青少年發(fā)展理論關(guān)于發(fā)展資源具有同現(xiàn)性和累積效應(yīng)的論斷。現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)了發(fā)展資源擁有量與積極發(fā)展結(jié)果之間的正向關(guān)系在不同性別、城鄉(xiāng)、社會經(jīng)濟(jì)地位兒童中的普適性（Benson et al.，2011）。進(jìn)一步剖析發(fā)展資源累積效應(yīng)的模式差異發(fā)現(xiàn)，就兒童積極發(fā)展而言，發(fā)展資源的累積效應(yīng)對7歲后開始留守的兒童呈“正加速模式”，對其他階段開始留守的兒童和無留守經(jīng)歷兒童則呈“線性模式”；就親社會行為來看，發(fā)展資源的累積效應(yīng)均呈“線性模式”。因此，應(yīng)完善兒童積極發(fā)展支持系統(tǒng)，充分利用發(fā)展資源的累積效應(yīng)。具體來看，一是夯實家庭基礎(chǔ)作用。在無法快速改變家庭情境中結(jié)構(gòu)型發(fā)展資源的情況下，父母應(yīng)從豐富過程型發(fā)展資源入手為兒童發(fā)展?fàn)I造良好的家庭氛圍，與兒童之間建立和睦型親子關(guān)系。二是深入推進(jìn)家校合作共育，避免資源匱乏情況在不同情境中擴(kuò)散。教師定期主動與兒童父母溝通，幫助父母及時掌握兒童在校動態(tài)，加強家庭教育指導(dǎo)服務(wù)，對兒童監(jiān)護(hù)人開展兒童健康、心理和行為發(fā)展相關(guān)的知識培訓(xùn)。三是以國家為依托改善對兒童發(fā)展具有重要影響的近端情境。例如，促進(jìn)留守兒童的父母本地就業(yè)和創(chuàng)業(yè)，完善覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育服務(wù)指導(dǎo)體系；充實農(nóng)村偏遠(yuǎn)地區(qū)學(xué)校社會工作者和心理咨詢師等專業(yè)人才，提升農(nóng)村教師素質(zhì)和專業(yè)能力等。

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責(zé)任編輯/傅林忠

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2 “益心華泰·一個明天”農(nóng)村兒童發(fā)展調(diào)查項目得到華泰證券和愛德基金會支持，項目由南京大學(xué)MSW教育中心實施，項目主持人為南京大學(xué)MSW教育中心原主任彭華民教授。項目調(diào)查對象為江蘇省宿遷市洋河新區(qū)C小學(xué)、安徽省岳西縣河圖鎮(zhèn)H小學(xué)、安徽省金寨縣雙河鎮(zhèn)S中學(xué)以及湖北省恩施市龍馬鎮(zhèn)L學(xué)校（九年一貫制學(xué)校）4所農(nóng)村學(xué)校3—9年級的兒童，采用整群抽樣法對4所農(nóng)村學(xué)校中3—9年級的全部兒童開展問卷調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放調(diào)查問卷2185份，共回收有效問卷2175份，有效問卷回收率為99.54%，其中包括小學(xué)部分1461份和中學(xué)部分714份。

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1國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)是甘澤布姆等人（Ganzeboom et al.，1992）在美國社會學(xué)家布勞社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)基礎(chǔ)上提出的，分為若干大類：專業(yè)、技術(shù)和相關(guān)人員；管理人員、企業(yè)經(jīng)理；事務(wù)型工作者；銷售人員；服務(wù)業(yè)人員；農(nóng)牧林業(yè)工作者；生產(chǎn)運輸工人及體力勞動工人。記分在25—67分之間。

1在標(biāo)準(zhǔn)線性回歸模型中納入平方項，如果平方項系數(shù)在統(tǒng)計上顯著則認(rèn)為自變量對因變量的影響單調(diào)遞增或遞減并不嚴(yán)謹(jǐn)，需進(jìn)一步考慮自變量取值范圍和二次曲線轉(zhuǎn)折點的位置，排除（倒）U形關(guān)系存在，即在自變量取值范圍內(nèi)區(qū)間左邊是遞增的（或遞減的）而在右邊是遞減的（或遞增的）。

2為避免共線性問題將累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）進(jìn)行了中心化處理，因而取值范圍存在負(fù)值。

3為更好地體現(xiàn)累積發(fā)展資源與兒童發(fā)展結(jié)果之間的關(guān)系，制圖時使用累積發(fā)展資源指數(shù)（一次項）原始值的均值。

4累積發(fā)展資源指數(shù)一次項和二次項均對與父留守兒童的積極發(fā)展無顯著影響，可能是本研究中與父留守兒童樣本量過小所致。

1累積發(fā)展資源指數(shù)一次項和二次項均對與父留守兒童的親社會行為無顯著影響，可能是本研究中與父留守兒童樣本量過小所致。

（7）The Cumulative Effects and Group Differences of Developmental Assets used to Promote Rural Children’s Positive Development in Less-developed Areas：A Study Based on the Survey of Rural School Children in Two Provinces

CUI Baochen·124·

Investing in the development of rural children in less-developed areas is both important for long-term social protection of children and the improvement of the future human capital supply for rural revitalization. The development of rural children in less-developed areas faces a number of challenges due to the intertwined impact of regional development imbalances，social class inequalities，and urban-rural development gaps，with the experience of being left-behind significantly increasing their likelihood of multidimensional poverty. The Positive Youth Development theory suggests that even disadvantaged children have the potential for positive development，which occurs through the bidirectional interaction between children and their contexts，with developmental assets in the context contributing to children’s positive development. These assets can be categorized as external assets from the child’s environment and internal assets from within the child. The impact of developmental assets on children’s development follows a horizontal pileup effect，meaning that the more developmental assets children possess，the higher the likelihood of achieving positive developmental outcomes. Furthermore，after positive development，children can contribute to themselves，their families，schools，communities，and society.

Based on a literature review，this study finds that researchers have long focused on risk factors and adverse developmental outcomes for disadvantaged children，but in recent years，some studies have begun to explore the relationship between developmental assets and children’s development outcomes. They analyze the direct and indirect ways through which different types of developmental assets interact and how these assets collectively influence children’s development outcomes. However，there is still a need for further research on the relationship between the quantity of developmental assets and children’s developmental outcomes. Currently，the situation of developmental resource possession among rural children in less-developed areas is unclear，as well as how multiple developmental assets synergistically affect the development outcomes of these children. Additionally，there is a lack of investigation into the commonalities and differences in mechanisms for achieving positive development among different groups of children. Therefore，this study examines the mechanisms for achieving positive developmental outcomes among children in less-developed areas with a background of rural labor migration and seeks to answer the following questions：1） the situation and group disparities of developmental resource possession among rural children in less-developed areas，2） the mechanisms and group disparities through which different types of developmental assets collectively contribute to positive development among rural children in less-developed areas，and 3） the mechanisms and group disparities through which different types of developmental assets collectively contribute to children’s prosocial behavior in rural less-developed areas.

To answer these questions，a survey of 714 children in less-developed rural areas was conducted in Enshi City，Hubei Province，and Jinzhai County，Anhui Province，China. After analyzing the data，we found that：（1） rural children in less-developed areas，especially those with left-behind experience，face the challenge of lacking developmental assets. The proportion of children with left-behind experience is higher in all developmental resource categories compared to children without such experience，while the proportion of children possessing all developmental assets is lower among those with left-behind experience. However，in terms of medium to high levels of developmental resource possession，children with left-behind experience fare slightly better than those without such experience. （2） Regarding children’s positive development，children who started experiencing left-behind situations after the age of 7 are more sensitive to developmental assets. The accumulation mechanism of developmental assets for their positive development follows the model of positive acceleration. For children without left-behind experience and those who started experiencing left-behind situations at other developmental stages，the accumulation mechanism of developmental assets for positive development follows a linear mode. （3） In terms of children’s prosocial behavior，regardless of whether they have left-behind experience or not，the accumulation mechanism of developmental assets for prosocial behavior follows a linear mode. Based on these findings，promoting comprehensive and inclusive child welfare，optimizing the goal setting of child welfare policies，and improving the support system for positive child development should be prioritized to promote children’s development.