貧困家庭心理資源對(duì)子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的影響

吳 娜 傅安國(guó) 黃希庭

[提要]提升貧困家庭子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力才能從根本上解決世代貧困問題。家庭內(nèi)部建設(shè)能力和家長(zhǎng)親職能力這兩項(xiàng)家庭心理資源的效能，能夠催生子女產(chǎn)生積極向上的脫貧內(nèi)生動(dòng)力，并與外部扶持資源形成合力，使子女更加刻苦學(xué)習(xí)并跳出代際貧困的陷阱。本研究采取分層整群隨機(jī)抽樣的方法從某省貧困縣抽取了1462名中學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象，考察上述兩項(xiàng)家庭心理資源對(duì)子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)貧困家庭內(nèi)部建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力都處于中等水平，其指標(biāo)均有較大提升空間；(2)家長(zhǎng)親職能力在家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間起著部分中介的作用；(3)家長(zhǎng)給予關(guān)注和家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴在家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的關(guān)系中均起到了部分中介作用，且家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介作用大于家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介作用。

一、引言

從脫貧攻堅(jiān)的長(zhǎng)期戰(zhàn)略來看，重視并改善貧困家庭子女的教育問題，提升他們的脫貧內(nèi)生動(dòng)力和學(xué)業(yè)成績(jī)，幫助他們成長(zhǎng)、成才，進(jìn)而積極參與家鄉(xiāng)建設(shè)、帶動(dòng)并促進(jìn)區(qū)域發(fā)展，能夠從根本上解決世代貧困問題，也是實(shí)現(xiàn)脫貧攻堅(jiān)銜接鄉(xiāng)村振興的重要抓手[1-3]。不少研究指出，家庭經(jīng)濟(jì)上的貧困并不能夠充分地解釋個(gè)體將來的學(xué)習(xí)狀況和心理狀態(tài)，隱藏在經(jīng)濟(jì)困難下面更具影響力的是：個(gè)體所知覺到的與周圍他人的關(guān)系互動(dòng)狀況，如家庭關(guān)系、師生關(guān)系與同輩關(guān)系等，這些關(guān)系是造成個(gè)體在貧窮環(huán)境下仍能擁有良好學(xué)業(yè)成就與心理健康的關(guān)鍵[4-5]。因此，如何善用積極親子關(guān)系這類家庭心理資源，協(xié)助貧困家庭子女擁有較高的脫貧內(nèi)生動(dòng)力，保持正向樂觀的生命態(tài)度，在未來具有良好的工作表現(xiàn)與工作成就，是本文擬探究的方向。

家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力是兩項(xiàng)關(guān)鍵的家庭心理資源。前者包括家庭創(chuàng)收的經(jīng)濟(jì)能力、提升人力資本的實(shí)際狀況及家庭成員和睦相處的關(guān)系維護(hù)三個(gè)方面；后者包括對(duì)子女在學(xué)習(xí)和生活方面的關(guān)心、照顧，以及父母對(duì)子女投入情感的實(shí)質(zhì)陪伴兩個(gè)方面[6]。那么，家庭內(nèi)部建設(shè)能力和家長(zhǎng)親職能力究竟是如何影響脫貧內(nèi)生動(dòng)力的？本文擬探討這一問題。

二、研究假設(shè)

國(guó)外的實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的子女，容易出現(xiàn)消極和懷疑的態(tài)度，低自我概念、低自我效能以及缺乏對(duì)未來的期望等心理困擾，使得貧困家庭子女經(jīng)常陷入負(fù)向的惡性循環(huán)，心理困擾導(dǎo)致其難以在學(xué)業(yè)上投入身心，未來亦無法改變自己原先的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位[7]。同樣的，經(jīng)濟(jì)差距所帶來的不同學(xué)習(xí)環(huán)境、對(duì)未來期待的不足和生活中存在的實(shí)際困難等因素，拉開了貧困家庭學(xué)生和一般學(xué)生之間的距離，進(jìn)而可能演變成經(jīng)濟(jì)貧困者自成一群，導(dǎo)致其容易對(duì)社會(huì)不滿意及貧窮循環(huán)[8]。國(guó)內(nèi)的質(zhì)性研究亦發(fā)現(xiàn)，貧困家庭尚蘊(yùn)藏著一股從內(nèi)部的推力——即家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力，它們是讓子女?dāng)[脫貧困束縛的希望[6]。

不同于一般社會(huì)支持力量的人際互動(dòng)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力是以家庭為單位，涵蓋整個(gè)家庭次系統(tǒng)的支持性力量。從緩沖理論(buffering model)視角來看，系統(tǒng)性的支持能減緩負(fù)面事件對(duì)個(gè)體的傷害，家庭內(nèi)部建設(shè)能力是家庭成員間系統(tǒng)支持的代表，家長(zhǎng)親職能力是子女獲得向上力量的重要保障，它們均是避免子女出現(xiàn)負(fù)向癥狀的保護(hù)性因子[9]。例如，家境貧窮雖然會(huì)導(dǎo)致青少年的身心問題，但家庭內(nèi)部的支持力量卻能激發(fā)他們積極向上的成長(zhǎng)動(dòng)力，并維持家庭的動(dòng)力平衡[10]。還有研究指出，青少年抑郁癥狀并不能預(yù)測(cè)家庭關(guān)系的好壞，反而是家庭關(guān)系主導(dǎo)了青少年抑郁癥狀的發(fā)展變化，家人之間的情感支持能減緩抑郁癥狀，并預(yù)測(cè)未來有較低的抑郁復(fù)發(fā)[11]。一項(xiàng)橫跨六年的縱向研究顯示，青少年時(shí)期若擁有較高的家庭凝聚力，未來在成年早期則有較高的主觀幸福感、較低的情緒困擾、較高的學(xué)業(yè)成績(jī)以及較低的攻擊行為[12]。上述研究顯示，比起家庭成員之間的個(gè)別關(guān)系(如親子關(guān)系、手足關(guān)系)，整個(gè)家庭系統(tǒng)的內(nèi)部凝聚力，更能促進(jìn)青少年的身心發(fā)展[13-14]。

還有研究發(fā)現(xiàn)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力是家庭關(guān)系質(zhì)量的總和，是家人之間的情感連結(jié)[15]，而家庭適應(yīng)性和凝聚力則是家庭內(nèi)部建設(shè)能力和家長(zhǎng)親職能力的結(jié)果[14]。奧爾森(Olson)[15-17]曾多次編制和修訂家庭適應(yīng)性和凝聚力評(píng)價(jià)量表(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale, FACES)，并受到學(xué)者們的普遍關(guān)注[18-20]。家庭適應(yīng)性和凝聚力根據(jù)得分由低到高，分別被定義為疏離(disengaged)、部分連結(jié)(somewhat connected)、連結(jié)的(connected)、非常連結(jié)(very connected)以及糾纏(enmeshed)，疏離與糾纏被視為極端的狀態(tài)，而部分連結(jié)、連結(jié)的和非常連結(jié)則屬于平衡狀態(tài)。家庭若處于過度疏離狀態(tài)，家庭成員之間則缺乏支持性的力量；若處于糾纏狀態(tài)，過度的親密會(huì)阻礙青少年發(fā)展自主性，甚至產(chǎn)生依賴家庭成員的風(fēng)險(xiǎn)[17]。當(dāng)然，也有學(xué)者認(rèn)為家庭凝聚力與糾纏是兩個(gè)不同的概念，較高的家庭凝聚力并不必然導(dǎo)致家庭成員的功能喪失[21-22]。其原因在于，家庭凝聚力是指家庭成員之間的情感連結(jié)，強(qiáng)調(diào)的是關(guān)系的親密程度，而糾纏卻意味著家庭成員對(duì)個(gè)人心理上的控制。穆斯(Moos)[23]認(rèn)為，家庭凝聚力是家庭成員對(duì)家庭的關(guān)注和投入，以及對(duì)彼此之間的幫助與支持。以此觀點(diǎn)來看，家庭凝聚力是家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力的結(jié)果，家庭凝聚力越高僅代表家庭成員之間的協(xié)助功能越佳[6]。研究發(fā)現(xiàn)，若家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力越高時(shí)，青少年內(nèi)外在的問題越少，其學(xué)業(yè)成就會(huì)越高[21-24]。

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論(the Ecological System Theory)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力這一外層系統(tǒng)要經(jīng)過家長(zhǎng)親職能力這一微系統(tǒng)才能作用到兒童身上[25]。以往的質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)親職能力在家庭建設(shè)能力對(duì)脫貧內(nèi)生動(dòng)力的過程中起著中介作用[6]。國(guó)內(nèi)有研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻質(zhì)量(內(nèi)部建設(shè)能力)能影響家長(zhǎng)教養(yǎng)方式(親職能力)[26]。實(shí)證研究還發(fā)現(xiàn)，無論家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位水平如何，父母親的接納與參與能正向預(yù)測(cè)青少年當(dāng)時(shí)及以后對(duì)教育和職業(yè)的探索和投入[27]，良好的親子關(guān)系可以減少貧困兒童的問題行為[28]。在家庭內(nèi)部建設(shè)能力與脫貧內(nèi)生動(dòng)力的因果關(guān)系中，家長(zhǎng)親職能力作為中介變量而存在[6]。然而，家長(zhǎng)親職能力到底是完全中介還是部分中介[29]，仍有待實(shí)證檢驗(yàn)。

綜上所述，本研究提出假設(shè)：家長(zhǎng)親職能力在家庭內(nèi)部建設(shè)能力對(duì)脫貧內(nèi)生動(dòng)力的影響過程中起著中介作用，亦即貧困家庭的內(nèi)部建設(shè)能力可以對(duì)子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力產(chǎn)生直接影響，也可以通過家長(zhǎng)親職能力的中介作用來影響脫貧內(nèi)生動(dòng)力(如圖1所示)。

圖1 研究假設(shè)模型

三、研究方法

(一)研究被試

本研究采取分層整群隨機(jī)抽樣的方法，從H省隨機(jī)選取2個(gè)貧困縣，再?gòu)拿總€(gè)貧困縣隨機(jī)選取2所初中和2所高中，在這4所學(xué)校的每個(gè)年級(jí)中再各隨機(jī)抽取2個(gè)班級(jí)，一共抽取了24個(gè)班級(jí)。共發(fā)放問卷1500份，回收問卷1476份，其中有效問卷1462份，有效回收率97.5%。在被測(cè)人員中，高一學(xué)生263人、高二學(xué)生249人、高三學(xué)生175人，初一學(xué)生278人、初二學(xué)生263人、初三學(xué)生234人；貧困家庭學(xué)生629人、非貧困家庭學(xué)生833人；男生847人、女生615人。

(二)研究工具

1.脫貧內(nèi)生動(dòng)力

采用傅安國(guó)所開發(fā)的脫貧內(nèi)生動(dòng)力量表來測(cè)量貧困家庭子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力[30]。先將相關(guān)題項(xiàng)的表述方式做適當(dāng)調(diào)整，使其符合貧困青少年的生活現(xiàn)狀，如“我以后要讓父母過上更好的生活”和“我不會(huì)服輸，比我成績(jī)出色的人我一定要趕上”等共20題構(gòu)成《貧困家庭子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力量表》。量表仍然采用5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”。對(duì)調(diào)整后的量表進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果如下：χ2/df為3.012，RMSEA為0.056，IFI為0.935，CFI為0.941，PNFI為0.907，PGFI為0.931。在本研究中，整個(gè)量表的Cronbach’s α值為0.862，價(jià)值觀、自我觀、脫貧行為傾向三個(gè)分量表的Cronbach’s α值分別為0.913，0.811和0.846。

2. 家庭內(nèi)部建設(shè)能力

家庭內(nèi)部建設(shè)能力問卷參考奧爾森編制的家庭適應(yīng)與凝聚量表第三版(FACES III)[16]并結(jié)合家庭內(nèi)部建設(shè)能力扎根理論的條目修訂而成。問卷使用9個(gè)題項(xiàng)測(cè)量家庭內(nèi)部建設(shè)能力，題目包含了“做決定時(shí)，家人會(huì)相互商量”“家人喜歡共同休閑玩?！钡?。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”。采用主成分分析進(jìn)行因素分析，結(jié)果顯示家庭內(nèi)部建設(shè)能力9個(gè)題項(xiàng)均為單一維度，各題項(xiàng)因素負(fù)荷量介于0.653至0.831之間，解釋變異量達(dá)59.53%。信度分析顯示，量表的Cronbach’s α值為0.921，顯示本問卷9個(gè)題項(xiàng)具有良好的信度和效度，9個(gè)題項(xiàng)相加后得分越高表示家庭內(nèi)部建設(shè)能力越強(qiáng)。

3.家長(zhǎng)親職能力

家長(zhǎng)親職能力問卷參照周玉慧[31]所編制的親職能力問卷及相關(guān)學(xué)者對(duì)家長(zhǎng)親職能力的探究[6][32]編制而成。該問卷共6個(gè)項(xiàng)目，分為給予關(guān)注和實(shí)質(zhì)陪伴2個(gè)維度，這兩個(gè)維度各含3個(gè)項(xiàng)目，給予關(guān)注是指對(duì)子女生長(zhǎng)營(yíng)養(yǎng)上的重視、對(duì)子女學(xué)習(xí)和生活方面的教育引導(dǎo)，以及家人為孩子提供的情感支持等，包括“家長(zhǎng)很關(guān)心我的營(yíng)養(yǎng)和身體狀況”等項(xiàng)目；實(shí)質(zhì)陪伴是指為人父母的責(zé)任擔(dān)當(dāng)、承擔(dān)家長(zhǎng)的教養(yǎng)責(zé)任及投入情感陪伴子女等，包括“當(dāng)我有需要時(shí)，家長(zhǎng)就會(huì)盡力陪在我身邊”等內(nèi)容。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”。本研究中總問卷的Cronbach’s α值為0.786，給予關(guān)注和實(shí)質(zhì)陪伴兩個(gè)分問卷的Cronbach’s α值為0.764和0.803。問卷的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果如下：χ2/df為2.542，RMSEA為0.048，IFI為0.919，CFI為0.937，PNFI為0.902，PGFI為0.927。

(三)共同方法偏差評(píng)估

鑒于自我報(bào)告法獲取的數(shù)據(jù)均有可能存在共同方法偏差(common method biases)的問題，本研究采用過程控制和統(tǒng)計(jì)控制兩個(gè)途徑來降低可能存在的此類偏差[33]。首先，本研究采用具有較高信度和效度的測(cè)量工具、強(qiáng)調(diào)研究的匿名與保密性、題項(xiàng)采用反向計(jì)分等方法來控制調(diào)查程序。其次，完成收據(jù)收集后，再次采用Harman單因子檢測(cè)法[34]檢驗(yàn)共同方法偏差，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，共有12個(gè)因子的特征值大于1，且排第一的因子變異量?jī)H為19.35%，遠(yuǎn)低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，這說明本研究的共同方法偏差問題屬于可接受的范圍。

(四)研究程序與統(tǒng)計(jì)方法

為保證測(cè)驗(yàn)的有效性，本研究與選取班級(jí)的班主任先行溝通后預(yù)約時(shí)間，由經(jīng)過專門培訓(xùn)的研究生到各班進(jìn)行施測(cè)，并統(tǒng)一宣讀測(cè)驗(yàn)指導(dǎo)語，強(qiáng)調(diào)匿名性和保密性。完成整個(gè)測(cè)驗(yàn)用時(shí)約20分鐘。采用SPSS20.0軟件錄入并管理數(shù)據(jù)，分別使用SPSS20.0與AMOS22.0兩個(gè)統(tǒng)計(jì)軟件完成相應(yīng)的數(shù)據(jù)分析。

四、家庭建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力對(duì)子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的影響

(一)學(xué)生脫貧內(nèi)生動(dòng)力與學(xué)業(yè)成就之間的關(guān)系

為了驗(yàn)證本研究調(diào)整后的20項(xiàng)脫貧內(nèi)生動(dòng)力量表確實(shí)能反映學(xué)生主動(dòng)脫貧的動(dòng)力，繼而進(jìn)一步對(duì)脫貧內(nèi)生動(dòng)力的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度加以分析。已有的研究發(fā)現(xiàn)，在學(xué)生樣本上，積極的心理動(dòng)力與學(xué)業(yè)成就呈正相關(guān)[35]。學(xué)業(yè)成就的測(cè)量，由班級(jí)排名(前段、中前、中后、后段)與及格狀況(每次都是、時(shí)常、很少、從來沒有)兩個(gè)題目所組成。表1結(jié)果顯示，內(nèi)生動(dòng)力三個(gè)分量表及總量表與班級(jí)排名、及格狀況均有顯著正相關(guān)。因此，效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度成立，同時(shí)也說明脫貧內(nèi)生動(dòng)力在某種程度上能反映學(xué)生的學(xué)業(yè)成就。

表1 脫貧內(nèi)生動(dòng)力與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)分析

(二)家庭建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的關(guān)系

1. 家庭內(nèi)部建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的相關(guān)性

本研究首先對(duì)家庭內(nèi)部建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力及其各維度進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可知，子女體驗(yàn)到的家庭內(nèi)部建設(shè)能力均值為2.68±0.68(李克特五點(diǎn)計(jì)分)，這表明家庭內(nèi)部建設(shè)能力處于中等水平，并且分布比較均衡。子女體驗(yàn)到的家長(zhǎng)親職能力的均值為2.55±0.82，給予關(guān)注和實(shí)質(zhì)陪伴的得分分別為2.86±0.78和2.38±0.84，這表明家長(zhǎng)親職能力處于中等水平，且給予關(guān)注水平普遍較高，實(shí)質(zhì)陪伴水平普遍較低。子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力均值為2.69±0.68，價(jià)值觀、自我觀、脫貧行為傾向的得分分別為2.65±0.66、2.48±0.55和2.79±0.79，這說明貧困家庭子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力及其各維度為中等偏上水平，并且分布比較均衡。

家庭內(nèi)部建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)(見表2)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間均呈顯著的相關(guān)(r=0.49，r=0.47),家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力也存在顯著的正相關(guān)(r=0.58)。具體到家長(zhǎng)親職能力、子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力各維度和家庭內(nèi)部建設(shè)能力也都呈顯著相關(guān)。

表2 家庭建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的相關(guān)

2. 家長(zhǎng)親職能力在家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的中介效應(yīng)

假設(shè)家長(zhǎng)親職能力為家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的中介變量，本文探究的子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力屬于顯變量，家庭內(nèi)部建設(shè)能力和家長(zhǎng)親職能力屬于潛變量，驗(yàn)證家長(zhǎng)親職能力的中介效應(yīng)需要建立結(jié)構(gòu)方程模型。根據(jù)量表的維度歸屬模式，按照結(jié)構(gòu)方程模型的建模要求建立模型：家庭內(nèi)部建設(shè)能力，以及由給予關(guān)注、實(shí)質(zhì)陪伴構(gòu)成的家長(zhǎng)親職能力這兩個(gè)變量為潛變量；價(jià)值觀、自我觀和脫貧行為傾向構(gòu)成的脫貧內(nèi)生動(dòng)力為顯變量。由此建立起這三個(gè)變量之間的結(jié)構(gòu)方程模型(見圖2)，并以此檢驗(yàn)家長(zhǎng)親職能力、家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的關(guān)系模型。采用AMOSS 22.0軟件，運(yùn)用方差極大似然法對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型的各個(gè)參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)，各個(gè)擬合指標(biāo)情況見表3。

表3 家長(zhǎng)親職能力中介模型的整體檢驗(yàn)

參照模型良好擬合的標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)NFI、RFI、IFI、TLI、CFI等大于0.90，RMSEA小于0.08，χ2/df小于5時(shí)，認(rèn)為模型擬合良好[36]，以此為基礎(chǔ)進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。繼續(xù)使用 Bootstrap檢驗(yàn)得到各個(gè)路徑的間接效應(yīng)、直接效應(yīng)和總效應(yīng)及各標(biāo)準(zhǔn)誤[37]，詳細(xì)結(jié)果如表4。

圖2 家長(zhǎng)親職能力的中介效應(yīng)模型

表4 家長(zhǎng)親職能力中介模型的效應(yīng)分解

將上述路徑系數(shù)按拜倫(Baron)和肯尼(Kenny)[38]提出的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的三個(gè)步驟進(jìn)行分解。尚未納入家長(zhǎng)親職能力這一中介變量時(shí)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力到子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的總效應(yīng)，即自變量對(duì)因變量的預(yù)測(cè)作用c=0.46，p<0.001，中介變量家長(zhǎng)親職能力到家庭內(nèi)部建設(shè)能力的效應(yīng)為0.33，p<0.001，滿足檢驗(yàn)中介效應(yīng)的條件，再納入中介變量后，家庭內(nèi)部建設(shè)能力到子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的效應(yīng)為0.38，p<0.001，效應(yīng)亦顯著，表明部分中介效應(yīng)可能存在。為證明中介效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著性，再次對(duì)結(jié)果采用Goodman Ⅰ、Goodman Ⅱ和Sobel檢驗(yàn)得到的結(jié)果依次為4.11(p<0.001)、4.08(p<0.001)、3.96(p<0.001)，中介效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著性同時(shí)為三種檢驗(yàn)所證明。中介效應(yīng)值為c'=0.25，占總體變異的百分比為c'/c=54.35%，表明中介效應(yīng)可以解釋家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力兩者關(guān)系的54.35%。

(三)家長(zhǎng)給予關(guān)注與家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介效應(yīng)檢驗(yàn)及比較

在本研究中，家長(zhǎng)親職能力包含家長(zhǎng)給予關(guān)注和家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴兩個(gè)維度，這兩個(gè)維度是否都在家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的關(guān)系中起著中介作用？若是，它們的中介效應(yīng)是否有差異？接下來繼續(xù)厘清這些問題。

由于家庭內(nèi)部建設(shè)能力這個(gè)自變量屬于潛變量，故而仍然采用結(jié)構(gòu)方程模型來對(duì)中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，將家長(zhǎng)給予關(guān)注包括的3個(gè)項(xiàng)目之和與家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴包括的3個(gè)項(xiàng)目之和算作各自的觀測(cè)分?jǐn)?shù)。有兩種主要方法來針對(duì)數(shù)個(gè)中介變量的模型建模[38-39]，一種方法是構(gòu)建數(shù)個(gè)僅包含唯一中介變量的模型，見圖3、圖4所示，再進(jìn)行比較；另一種方法是，在同一個(gè)模型中同時(shí)比較兩個(gè)中介變量，存在的缺點(diǎn)是兩個(gè)中介效應(yīng)往往互相抵消，進(jìn)而導(dǎo)致模型的整體效應(yīng)不顯著。本文采用此方法得出的整體擬合指標(biāo)難以接受，其TLI、RFI值均小于0.90，RMSEA值遠(yuǎn)大于0.08為0.23，χ2/df亦超過了5，為8.12。

1. 家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

與家長(zhǎng)親職能力的中介效應(yīng)檢驗(yàn)相同，檢驗(yàn)家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴在家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的中介作用(見圖3)。整體模型的檢驗(yàn)結(jié)果見表5，各個(gè)路徑系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤如表6。

表5 家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴中介模型的整體檢驗(yàn)

圖3 家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介模型

從表5結(jié)果可知模型整體擬合良好，均符合相應(yīng)的擬合良好標(biāo)準(zhǔn)[36]。參考拜倫和肯尼[38]建議的中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟來分解上述路徑系數(shù)，在尚未納入家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴這一中介變量時(shí)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力到子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的總效應(yīng)，亦即自變量對(duì)因變量的預(yù)測(cè)作用為c=0.46，p<0.001，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴這一中介變量到家庭內(nèi)部建設(shè)能力(自變量)的效應(yīng)為0.45，p<0.001，滿足檢驗(yàn)中介效應(yīng)的條件，把中介變量納入之后，家庭內(nèi)部建設(shè)能力到子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的效應(yīng)為0.23，p<0.001，導(dǎo)致效應(yīng)降低，表明了部分中介效應(yīng)的存在，繼續(xù)檢驗(yàn)其統(tǒng)計(jì)顯著性，Goodman Ⅰ 檢驗(yàn)的結(jié)果為5.46(p<0.001)，Goodman Ⅱ 檢驗(yàn)的結(jié)果是5.61(p<0.001)，Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果是5.18(p<0.001)，三種檢驗(yàn)均表明存在顯著的中介效應(yīng)。中介效應(yīng)值為c'=0.19，中介效應(yīng)能解釋總變異的百分比為c'/c=41.30%，亦即中介效應(yīng)能解釋總變異的41.30%。

表6 家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴中介模型的效應(yīng)分解

2.家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

與家長(zhǎng)親職能力的中介效應(yīng)檢驗(yàn)相同，檢驗(yàn)家長(zhǎng)給予關(guān)注在家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的中介作用(見圖4)。整體模型的檢驗(yàn)結(jié)果見表7，各個(gè)路徑系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤如表8。

表7 家長(zhǎng)給予關(guān)注中介模型的整體檢驗(yàn)

圖4 家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介模型

從表7結(jié)果可知模型整體擬合良好，均符合相應(yīng)的擬合良好標(biāo)準(zhǔn)[36]。再參考拜倫和肯尼[38]建議的中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟來分解上述路徑系數(shù)。在尚未納入家長(zhǎng)給予關(guān)注這一中介變量時(shí)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力到子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的總效應(yīng)，亦即自變量對(duì)因變量的預(yù)測(cè)作用為c=0.46，p<0.001，家長(zhǎng)給予關(guān)注這一中介變量到家庭內(nèi)部建設(shè)能力(自變量)的效應(yīng)為0.21，p<0.001，滿足檢驗(yàn)中介效應(yīng)的條件，將中介變量納入后，家庭內(nèi)部建設(shè)能力到子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的效應(yīng)為0.15，p<0.001，效應(yīng)量有所降低，表明部分中介效應(yīng)存在，再次檢驗(yàn)其統(tǒng)計(jì)顯著性發(fā)現(xiàn)，Goodman Ⅰ 檢驗(yàn)的結(jié)果是4.64(p<0.001)，Goodman Ⅱ 檢驗(yàn)的結(jié)果是4.70(p<0.001)，Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果為4.68(p<0.001)，三類檢驗(yàn)均顯示存在著顯著的中介效應(yīng)。其中介效應(yīng)的值為c'=0.05，中介效應(yīng)占總變異的百分比為c'/c=10.87%，亦即中介效應(yīng)能解釋總變異的10.87%。

表8 家長(zhǎng)給予關(guān)注中介模型的效應(yīng)分解

3. 家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴和家長(zhǎng)給予關(guān)注中介效應(yīng)比較

經(jīng)檢驗(yàn)，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴和家長(zhǎng)給予關(guān)注均對(duì)家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力具有中介作用，但中介效應(yīng)大小有所不同。

首先，比較整體模型發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴作為中介的模型，其各項(xiàng)擬合指標(biāo)皆優(yōu)于家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介效應(yīng)，如RMSEA值為0.019小于家長(zhǎng)給予關(guān)注模型的0.029，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴模型的χ2/df為1.209，小于2.355，家長(zhǎng)給予關(guān)注的擬合指標(biāo)IFI、TLI、NFI、RFI、CFI和GFI也皆小于家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴模型的值。因此從模型效應(yīng)比較可知，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介模型優(yōu)于家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介模型。

隨后比較兩者的中介效應(yīng)，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介效應(yīng)為0.19，能解釋總變異的41.30%，但家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介效應(yīng)為0.05，僅能解釋總變異的10.87%。給予關(guān)注的中介效應(yīng)比實(shí)質(zhì)陪伴的中介效應(yīng)少解釋了總變異的30.43%，因此，實(shí)質(zhì)陪伴更能有效地解釋家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的關(guān)系。

五、家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴是子女脫貧的關(guān)鍵

本研究首先對(duì)家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示，家庭內(nèi)部建設(shè)能力的得分為2.68，說明家庭內(nèi)部建設(shè)能力處于中等水平，并且分布較為均勻，這反映家庭內(nèi)部建設(shè)能力還有較大的提升空間。子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的得分為2.69，脫貧內(nèi)生動(dòng)力三個(gè)維度的得分分別是：價(jià)值觀2.65、自我觀2.48、脫貧行為傾向2.79，這也說明子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力普遍處于中等水平。

相關(guān)分析顯示，學(xué)生的脫貧內(nèi)生動(dòng)力與其學(xué)業(yè)成就顯著正相關(guān)，說明脫貧內(nèi)生動(dòng)力亦能作為學(xué)業(yè)成就的一個(gè)反映指標(biāo)。本研究發(fā)現(xiàn)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力能夠直接正向預(yù)測(cè)家長(zhǎng)親職能力，已有研究很少關(guān)注這一議題。在家庭內(nèi)部建設(shè)方面做得好的家庭，父母更愿意給孩子更多的關(guān)注與實(shí)質(zhì)陪伴，表現(xiàn)出更高的親職能力。因此，引導(dǎo)和幫助貧困家庭，尤其是新婚家庭進(jìn)行家庭規(guī)劃，做好家庭內(nèi)部建設(shè)，可能會(huì)對(duì)他們作為父母的親職能力產(chǎn)生積極影響。本研究還發(fā)現(xiàn)，家庭內(nèi)部建設(shè)能力能夠?qū)ψ优拿撠殐?nèi)生動(dòng)力產(chǎn)生直接作用，并且家長(zhǎng)親職能力亦能正向預(yù)測(cè)子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力。這一發(fā)現(xiàn)與生態(tài)心理學(xué)的觀點(diǎn)較為吻合。生態(tài)心理學(xué)指出，個(gè)體的行為是人(主要指?jìng)€(gè)體的心理活動(dòng))與環(huán)境交互作用的結(jié)果[40]。家長(zhǎng)親職能力能給子女帶來心理的支持感，而家庭內(nèi)部建設(shè)能力在此作為一種關(guān)鍵的家庭環(huán)境資源，這兩者必然直接影響到子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力。

本研究最為重要的發(fā)現(xiàn)是，家庭內(nèi)部建設(shè)能力不僅能夠直接影響子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力，而且能借助家長(zhǎng)親職能力的中介路徑來間接促進(jìn)子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力。父母的親職能力包括是否給予關(guān)注及是否實(shí)質(zhì)陪伴兩項(xiàng)重要指標(biāo)：前者是指對(duì)子女生長(zhǎng)營(yíng)養(yǎng)上的重視、對(duì)子女學(xué)習(xí)和生活方面的教育引導(dǎo)以及家人為孩子提供情感支持；后者是指為人父母的責(zé)任擔(dān)當(dāng)、承擔(dān)家長(zhǎng)的教養(yǎng)責(zé)任及投入情感給子女實(shí)質(zhì)上的陪伴[6]。家庭內(nèi)的心理資源使子女與父母的人力資本連結(jié)起來，為子代提供了擺脫世代貧困的契機(jī)。家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力這兩個(gè)因素具有向上流動(dòng)的正向力量，可作為世代貧困家庭優(yōu)勢(shì)累積的心理資源?；诖私Y(jié)果，對(duì)于貧困家庭子女來說，通過提升家庭內(nèi)部建設(shè)能力與家長(zhǎng)親職能力，確實(shí)可以提升脫貧內(nèi)生動(dòng)力及其隱含的自我效能、價(jià)值觀、自我觀與脫貧行為傾向等心理因素，進(jìn)而使貧困家庭子女保持著較佳的心理素質(zhì)，以及在未來愿意追求卓越，并朝著正向積極的人生發(fā)展，因此得以扭轉(zhuǎn)其家庭的貧困處境，在未來成為更為優(yōu)秀、杰出的人物[41]。

最后，本研究檢驗(yàn)了家長(zhǎng)親職能力的兩種成分——家長(zhǎng)給予關(guān)注和家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介作用，結(jié)果顯示兩者的中介效應(yīng)皆亦達(dá)到顯著水平，表明家庭內(nèi)部建設(shè)能力對(duì)子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的影響有兩條途徑可以實(shí)現(xiàn)，一個(gè)是提升家長(zhǎng)給予關(guān)注而促進(jìn)子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力；另一個(gè)是提升家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴進(jìn)而促進(jìn)子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的提升。亦即，家庭內(nèi)部建設(shè)能力既可以提升家長(zhǎng)親職能力，也可以提升家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴，而對(duì)子女的脫貧內(nèi)生動(dòng)力影響可以通過家長(zhǎng)親職能力和家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴兩種途徑實(shí)現(xiàn)。從效應(yīng)大小和整體模型擬合程度兩個(gè)角度來比較家長(zhǎng)給予關(guān)注與家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)給予關(guān)注在家庭內(nèi)部建設(shè)能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間的中介效應(yīng)更小，比家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴少解釋了30.43%的變異；并且，同時(shí)把兩個(gè)變量納入中介模型后，其效用可能會(huì)相互抵消，導(dǎo)致整體效果不佳。根據(jù)家庭內(nèi)部建設(shè)能力與兩者的相關(guān)分析亦可知，家長(zhǎng)給予關(guān)注(0.54)的相關(guān)系數(shù)比家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴(0.65)的相關(guān)系數(shù)要小；在與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的關(guān)系中，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的相關(guān)系數(shù)較大(0.45-0.49)，家長(zhǎng)給予關(guān)注的相關(guān)系數(shù)較小(0.33-0.45)。國(guó)內(nèi)的諸多研究亦發(fā)現(xiàn)，親情陪伴和深度關(guān)愛給予的積極心理資源，遠(yuǎn)比一般性的給予關(guān)注對(duì)貧困家庭的留守子女更加重要[42-44]。可見與家長(zhǎng)給予關(guān)注相比，家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴與家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的關(guān)系強(qiáng)度更大。正是家長(zhǎng)對(duì)子女的實(shí)質(zhì)陪伴代表的是一種實(shí)質(zhì)性、鏈接性的支持關(guān)系，從實(shí)質(zhì)性的支持關(guān)系中，個(gè)體受到生活上實(shí)質(zhì)的照顧、行為上正向的指引，生存安全與成長(zhǎng)發(fā)展獲得保障[6]；反之，因缺乏實(shí)質(zhì)陪伴給兒童青少年必然會(huì)帶來負(fù)面的影響，甚至還會(huì)影響到其將來作為父母后的育兒選擇[45]。因而，有研究者指出，現(xiàn)有的戶籍制度不利于貧困家庭留守兒童的教育獲得和健康成長(zhǎng)，應(yīng)完善勞動(dòng)力及其子女自由流動(dòng)的相關(guān)政策，使其在父母的陪伴下獲得全面發(fā)展[42]。

綜上，本研究發(fā)現(xiàn)：(1)貧困家庭內(nèi)部建設(shè)能力、家長(zhǎng)親職能力與子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力都處于中等水平，從脫貧攻堅(jiān)銜接鄉(xiāng)村振興的抓手來看，這些指標(biāo)還有較大的提升空間；(2)家長(zhǎng)親職能力在家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力之間起著部分中介作用；(3)家長(zhǎng)給予關(guān)注和家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴在家庭內(nèi)部建設(shè)能力和子女脫貧內(nèi)生動(dòng)力的關(guān)系中起到了部分中介作用，且家長(zhǎng)實(shí)質(zhì)陪伴的中介作用大于家長(zhǎng)給予關(guān)注的中介作用。