張學敏，趙國棟

(1.西南大學 西南民族教育與心理研究中心，重慶 400715； 2.西南大學 教育學部，重慶 400715)

一、引言

功能論認為，教育是促進社會階層流動的關鍵性因素。在績效主義盛行的社會里，隨著工業(yè)的現(xiàn)代化和操作技能的精細化，個體社會經(jīng)濟地位的獲得將逐漸擺脫家庭背景等先賦性因素的框囿，而越來越取決于個體接受教育所體現(xiàn)出來的能力。[1]沖突論則認為教育是社會階層再生產(chǎn)的重要機制，優(yōu)勢家庭將豐富的資源“轉移”到子女身上使其在教育中保持競爭優(yōu)勢，當子女進入勞動力市場后又憑借著教育優(yōu)勢獲得地位優(yōu)勢，從而以看似合法的方式完成優(yōu)勢地位的代際傳遞。[2]結合我國經(jīng)濟社會的發(fā)展脈絡，從計劃經(jīng)濟時代到市場化改革，教育事業(yè)取得巨大成就，但與此同時教育公平也面臨新的挑戰(zhàn)。物質(zhì)財富的增加和教育資源的多元供給使家長擁有更多的教育選擇權，“望子成龍、望女成鳳”的夙愿加持讓子女教育獲得更多依賴家庭資本的投入多寡。[3]教育促進社會階層流動的功能開始被弱化，并引發(fā)了“教育焦慮”“內(nèi)卷競爭”等系列社會問題，教育不公平開始呈現(xiàn)出新的樣態(tài)。由此，重新理解家庭資本投入與子女教育發(fā)展之間的關系，明確社會階層流動的邏輯秩序變得十分重要。

早在20世紀60年代，布勞、鄧肯(1967)就從家庭資源的富足程度解釋子女的教育成就，提出了著名的地位獲得模型。[4]后續(xù)研究在對該研究給予肯定的同時也進行了拓展，然而多數(shù)研究將學業(yè)成績或認知能力等同于子女的教育獲得，卻忽視了個體發(fā)展的能力“黑箱”——非認知能力。相關研究證明，非認知能力作為人力資本發(fā)展的重要組成部分，不僅會影響學生的學業(yè)成就[5][6]，也會影響個體未來的勞動力市場表現(xiàn)[7][8]，并且在創(chuàng)業(yè)、健康、婚姻以及減少犯罪等多個方面具有顯著影響。[9][10]可見，非認知能力的培養(yǎng)將對個體產(chǎn)生一種長期穩(wěn)定并涵蓋多個維度的持續(xù)影響，這種影響在提升個體整體素質(zhì)及核心競爭力的同時，也有助于其實現(xiàn)社會階層的上升。

為探討微觀場域中家庭資本投入對子女非認知能力發(fā)展的影響及階層間的異質(zhì)性表現(xiàn)，本研究嘗試回答以下三個問題：(1)現(xiàn)階段的家庭資本存量是否存在明顯的階層差異？(2)家庭資本投入對于子女的非認知能力是否有顯著影響？(3)如果有，這種影響是否存在階層之間的異質(zhì)性效應？研究結果將有助于厘清不同階層不同家庭資本投入對其子女非認知能力影響的作用機制，也為低階層家庭子女社會階層向上流動提供有益探索。

二、文獻綜述與研究假設

(一)家庭經(jīng)濟資本投入對子女非認知能力的影響

家庭經(jīng)濟資本是家庭物質(zhì)財富的積累程度，為衡量家庭社會經(jīng)濟地位的重要指標之一，通常，社會經(jīng)濟地位越高的家庭將為子女發(fā)展提供更多的物質(zhì)投入。杜屏等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，隨著父母收入的增加，家庭教育資源投入相應遞增，這對小學生非認知能力產(chǎn)生顯著的正向影響。[11]方晨晨(2018)利用PSM分析方法得出參加興趣類課外補習能有效提升學生的非認知能力，側面驗證家庭教育支出(課外補習費用)與子女的非認知能力存在著明顯的正向相關。[12]然而，有學者就二者的關系從其他視角提出了相反的觀點，Del Boca et al.(2014)從時間角度出發(fā)，認為對于大部分家庭來說，收入的提高意味著工作時間的增加，那么陪伴子女的“時間支出”就會相應減少，物質(zhì)教育資源對于子女的非認知能力發(fā)展的正向影響或將被削弱甚至可能產(chǎn)生負向影響。[13]同樣，吳賈等(2019)從收入效應和替代效應角度認為，父母工作時間增加的同時教育支出也在增加，但工作時間增加卻減少了父母與流動家庭子女的陪伴時間，對子女非認知能力產(chǎn)生了負向影響，而城市家庭子女的替代效應卻并不明顯。[14]可以看出，家庭教育支出與子女非認知能力發(fā)展關系復雜，依據(jù)不同的研究視角、使用不同的數(shù)據(jù)源將會得出不一致的結論。為進一步明確二者之間的關系，本研究提出以下假設進行檢驗：

假設1a：家庭社會經(jīng)濟地位越高，經(jīng)濟資本投入越多。

假設1b：經(jīng)濟資本投入對子女非認知能力具有顯著的正向影響。

假設1c：家庭社會經(jīng)濟地位越高，經(jīng)濟資本投入的回報越高。

(二)心理資本投入對子女非認知能力的影響

心理資本于2004年由美國學者Luthans提出并廣泛應用于人力資源管理領域，用來表示能夠促進個體發(fā)展和績效提升的心理資源。他認為心理資本是除經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本之外的第四類資本，[15]并從管理學的角度提出積極的心理資本投入能有效激發(fā)人的行為動機、工作才能，進而實現(xiàn)有價值的生產(chǎn)并保持競爭的優(yōu)勢。[16]在教育學領域中，父母的教育期望則是對子女心理資本投入的具體表現(xiàn)之一，但直接探討心理資本與非認知能力關系的文獻較少，多為心理資本與子女教育獲得的關系探討。20世紀60年代末，威斯康星模型首先將“教育期望”納入家庭社會經(jīng)濟地位與教育獲得的模型中，結果表明父母教育期望與子女教育獲得存在正向相關關系。[17]Alexander et al.(1994)研究得出與受教育水平相對較低的父母相比，受教育水平越高的父母不僅可以形成較高的教育期望，而且在家庭環(huán)境和教育環(huán)境的構建中表現(xiàn)積極，形成教育期望與孩子行為表現(xiàn)互促的局面。[18]當然，這種正向的影響關系也會導致不同階層子女的教育獲得差距擴大。丁百仁等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)父母與農(nóng)村父母對于子女的教育期望存在顯著的差異，較低的教育期望阻礙了農(nóng)村兒童的教育獲得，進而拉大了城鄉(xiāng)間的教育差距。[19]綜上，本研究提出以下假設進行檢驗：

假設2a：家庭社會經(jīng)濟地位越高，心理資本投入越多。

假設2b：心理資本投入對子女非認知能力具有顯著的正向影響。

假設2c：家庭社會經(jīng)濟地位越高，心理資本投入的回報越高。

(三)文化資本投入對子女非認知能力的影響

文化資本概念最早由布迪厄(1986)提出，他將文化資本劃分為主體形態(tài)(身體化)、客體形態(tài)(物質(zhì)化)、制度形態(tài)(制度化)三類。[20]其中，身體化的文化資本體現(xiàn)為個體的文化修養(yǎng)傾向；物質(zhì)化的文化資本體現(xiàn)為家庭中所具備的文化實體和文化環(huán)境；制度化的文化資本體現(xiàn)為父母所具有的資格證書或文憑。對于文化資本與子女非認知能力發(fā)展的關系探討，Mendez et al.(2018)利用美國第二代移民教育信息數(shù)據(jù)(CPS)發(fā)現(xiàn)，文化資本可以對子女的勤奮、節(jié)約、責任心等個體人格品質(zhì)塑造產(chǎn)生顯著積極影響。[21]李麗等(2017)同樣發(fā)現(xiàn)文化資本可以對子女的非認知能力發(fā)展產(chǎn)生積極的影響，但家庭之間存在著文化資本存量差異，會導致子女非認知能力獲得的機會差距進一步拉大。[22]Stine et al.(2015)認為丹麥持續(xù)性的教育不公平是由家庭背景影響而造成的，其中文化資本的投入進一步強化了子女非認知能力在代際間多次復制和傳遞。[23]綜上，本研究提出以下假設進行檢驗：

假設3a：家庭社會經(jīng)濟地位越高，文化資本投入越多。

假設3b：文化資本投入對子女非認知能力具有顯著的正向影響。

假設3c：家庭社會經(jīng)濟地位越高，文化資本投入的回報越高。

(四)社會資本投入對子女非認知能力的影響

“社會資本”這一概念經(jīng)布迪厄、林南、科爾曼以及帕特南等社會學家的理論探索，已然形成了一種多元化的解釋。在社會學領域當中，社會資本通常被理解為一個人通過自己擁有的社會網(wǎng)絡關系而獲得的資源。[24]比較典型的有林南的社會資源理論以及布迪厄以社會網(wǎng)絡資源為主的社會資本概念解釋。而在教育學領域當中影響最為廣泛的當屬Coleman(1991)所提出的社會資本理論。他將社會資本分為家庭內(nèi)部社會資本(父母參與)和家庭外部社會資本兩類(代際閉合)。[25]其中，家庭內(nèi)部社會資本多指父母與子女的溝通、交流和陪伴。家庭外部社會資本多指父母、子女與其他家庭的父母、子女之間的交流。[26]聚焦于社會資本投入與非認知能力的關系，李波(2018)研究發(fā)現(xiàn)親子閱讀、親子活動、親子交流等系列活動，可以有效促進子女自尊、領導力、合作、人際交往、自我控制、學校適應等非認知能力的發(fā)展。[27]王春超等(2021)利用CEPS數(shù)據(jù)得出父母親子陪伴時間投入、督導時間投入和娛樂時間投入三個方面均能對子女非認知能力產(chǎn)生正向的影響。[28]王元(2020)經(jīng)研究得出在父母參與子女教育的三個維度中，在家溝通是社會資本發(fā)揮效應的重要機制，在校溝通和家校合作通過在家溝通對兒童的學習品質(zhì)產(chǎn)生作用。[29]綜上，本研究提出以下假設進行檢驗：

假設4a：家庭社會經(jīng)濟地位越高，社會資本投入越多。

假設4b：社會資本投入對子女非認知能力具有顯著的正向影響。

假設4c：家庭社會經(jīng)濟地位越高，社會資本投入的回報越高。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來自中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心“中國教育追蹤調(diào)查”(CEPS)項目組2014—2015學年追訪數(shù)據(jù)。CEPS數(shù)據(jù)以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量，采用多階段、分層次、規(guī)模大小成比例的概率抽樣方法，從全國隨機抽取28個縣級單位的19487名學生。并于2014—2015學年對基線調(diào)查的七年級10279名學生進行了實地追訪。根據(jù)研究需要，將基線七年級學生、家庭和學校樣本與追訪八年級學生、家庭和學校樣本進行匹配，刪除失訪的830個樣本和九年級學生樣本，最終保留有效觀測樣本9449個作為研究所需的基本數(shù)據(jù)集。

(二)變量選擇

1.因變量

本研究的因變量為非認知能力。本研究依據(jù)大五人格量表(1)大五人格量表因具有良好的普適性，已成為國際上公認的不同學科測度非認知能力的指標，并且對中國人的非認知能力測量具有較好的解釋力。詳見：王孟成，戴曉陽，姚樹橋. 中國大五人格問卷的初步編制Ⅰ：理論框架與信度分析[J]. 中國臨床心理學雜志，2010(10)：545-548.的五類特質(zhì)，并結合樣本群體年齡特征和問卷調(diào)查的問題，試圖構造學習毅力、社交能力、班級融入、情緒穩(wěn)定性以及思維開通性五個維度的非認知能力指標。(2)下文各指標缺失值均使用與問題相對應的同期學生、家長、基線數(shù)據(jù)和眾數(shù)進行填補。學習毅力指學生為完成學習任務而自覺克服困難的意志品質(zhì)。通過“身體不舒服也會盡量去上學”“不喜歡的功課也會盡力去做”“功課花很長時間也會盡力完成”“對興趣愛好會堅持下去”四個題項的主成分分析法得到(KMO=0.74)。

社交能力指學生在社會生活中與他人和諧相處、友好交往的能力。通過“有一些尊敬和崇拜的成年人”“與大人輕松交談”“不小心傷害到別人時會道歉”三個題項的主成分分析法得到(KMO=0.62)。

班級融入指學生能夠有效融入班級中，將個人的發(fā)展與班級聯(lián)系起來。通過“班里多數(shù)同學對我友好”“經(jīng)常參加班級活動”“對學校的人感到親近”三個題項的主成分分析法得到(KMO=0.66)。

情緒穩(wěn)定性指學生個體平時所表現(xiàn)出來的情緒狀態(tài)。通過“過去七天，我感到沮喪、消沉、不快樂、生活沒意思、提不起勁來、悲傷、緊張、擔心、恐懼以及上課不專心”十個題項的主成分分析法得到(KMO=0.93)。

思維開通性通常指學生的好奇心、創(chuàng)新能力以及想象能力。通過“清楚的表達意見”“反應迅速”“很快學會新知識”“對新鮮事物好奇”四個題項的主成分分析法得到(KMO=0.80)。

另外，為了便于分析家庭資本投入對子女非認知能力影響的階層異質(zhì)性，本研究借鑒王春超等(2019)[30]的做法，將各維度指標加總平均，運用主成分分析法合成一個包含五大維度的非認知能力綜合指數(shù)(KMO=0.71)。

2.自變量

本研究自變量包括經(jīng)濟資本、心理資本、文化資本和社會資本。其中，經(jīng)濟資本選用教育支出(3)考慮到該數(shù)據(jù)6280個(約占66.5%)樣本取值為0，直接取對數(shù)會損耗大量有效樣本，故將樣本為0的教育支出加1再取對數(shù)，并將較大的異常值重新賦值為25000，隨后對數(shù)據(jù)進行0-1標準化處理。作為操作化定義。在CEPS中的問題為“父母為孩子上輔導班或興趣班所花費的費用”。

心理資本使用父母對子女的教育期望水平作為代理變量。將期望的受教育程度重新編碼為7-22的連續(xù)變量(現(xiàn)在就不要念了=7，博士畢業(yè)=22)。

文化資本主要從物質(zhì)化、身體化和制度化三個維度來測量。物質(zhì)化的文化資本包括家庭藏書和文化設施，其中文化設施包括“獨立書桌”“電腦和網(wǎng)絡”兩個問題。身體化的文化資本包括讀書行為和文化活動的頻率。制度化的文化資本為父母的受教育年限。通過主成分分析法對以上三個維度文化資本進行降維(KMO=0.76)，并進行0-1標準化處理。

根據(jù)社會資本的定義和操作化方式，主要從家庭內(nèi)部社會資本和家庭外部社會資本兩個維度進行分析。其中，家庭內(nèi)部社會資本又分為“家長參與”和“學校參與”兩個方面。具體來看，家長參與在CEPS中通過四組變量來測量：第一組為親子交流變量，包括家長主動與孩子交流“學校發(fā)生的事兒”“孩子與朋友以及老師的關系”“孩子的心事與煩惱”的頻率。第二組為親子互動變量，包括“家長與孩子一起吃晚飯、看電影、演出和體育比賽”的頻率。第三組變量為作業(yè)輔導變量，主要為“父母檢查孩子作業(yè)”的頻率。第四組為親子關系變量，主要詢問“子女與父母之間的關系如何”。學校參與在CEPS中通過“主動聯(lián)系過老師”和“老師是否主動聯(lián)系過家長”兩個問題來測量。家庭外部社會資本主要是指“代際閉合”，由“家長認識與孩子常在一起的朋友”以及“家長認識與孩子常在一起的朋友的家長”兩個問題來測量。綜合的社會資本由各維度子指標加總，使用主成分分析法進行降維(KMO=0.71)，經(jīng)0-1標準化處理后得到。

3.控制變量

控制變量包括個體特征變量、家庭特征變量和學校特征變量。其中，個體特征變量為性別、戶口、獨生子女、家庭結構、自評健康、認知能力(語言、圖形、計算與邏輯三個維度的測試得分)、2013—2014學年前測成績(語文、數(shù)學、外語的平均分)。家庭特征變量主要由客觀測算和主觀評價兩部分構成，客觀測算由父母的職業(yè)地位得分和是否為黨員組成，主觀評價為家長和學生對于自身家庭社會經(jīng)濟狀況的評分，最終家庭社會經(jīng)濟地位(SES)運用主成分分析方法合成，并根據(jù)均值生成一個虛擬變量。學校特征變量包括學校排名和學校區(qū)位。表1為各指標加權后的描述性統(tǒng)計結果。

表1 所有變量(加權后)的描述性統(tǒng)計結果(4)本研究對未加權的樣本同樣進行了描述性統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)兩樣本統(tǒng)計量之間并無明顯的差異。使用加權后的樣本不僅可以保留原始樣本的主要信息，也能考慮到學生的抽樣權重而保證計量結果更加準確。(N=9449)

(三)模型設定

本研究的實證分析分為三個部分。第一部分采用獨立樣本T檢驗和多元線性回歸模型分析家庭背景對于家庭四類資本投入的差異以及前者對后者的影響。第二部分使用多元線性回歸模型測算家庭四類資本對子女非認知能力綜合的影響；使用似不相關回歸模型(Seemingly Unrelated Regression Estimation，簡稱SUR)分析家庭四類資本投入對子女具體五大維度的非認知能力影響，主要用來克服無法觀測變量(如個體自我認知、行為偏好、內(nèi)在動機等)對模型估計所造成的偏誤。具體模型設定如下：

(1)

第三部分則通過交互模型分析家庭四類資本投入對子女非認知能力影響的異質(zhì)性，模型設定如下：

(2)

式(2)中，β1為家庭社會經(jīng)濟地位變量Z的估計系數(shù)；β2為家庭四類資本投入與家庭社會經(jīng)濟地位交互項的估計系數(shù)，其他變量的含義同式(1)。

四、實證分析

(一)家庭四類資本投入的階層差異及回歸結果分析

針對前文提出的假設1a、2a、3a和4a，本研究按均值將家庭社會經(jīng)濟地位進行分組，高于均值的樣本設定為高SES家庭，低于均值樣本則為低SES家庭。運用獨立樣本T檢驗和多元線性回歸模型檢驗了兩組家庭在子女教育投入上的各類資本差異。實證結果如表2所示，低SES家庭經(jīng)濟資本、心理資本、文化資本、社會資本投入的均值均低于高SES家庭?；貧w結果表明在控制學生個體特征變量后，均值差異均有所減小，但兩組家庭各類資本的投入差異仍然顯著，再次證實以上假設全部成立。

表2 家庭四類資本投入的階層差異及回歸結果分析

由于四類資本均做了標準化處理，因而可以在同一尺度下做進一步的差異性比較。由數(shù)據(jù)可知，兩組家庭文化資本差異最大，而心理資本差異最小，表明低SES家庭對子女的教育投入往往表現(xiàn)出“心有余而力不足”，更多地受到物質(zhì)財富的約束。另外，文化資本維度下的受教育程度、家庭藏書、文化設施以及文化活動表現(xiàn)出較大差異，而這些因素往往需要經(jīng)濟投入作物質(zhì)保障，同時也反映出低SES家庭在教育投資上存在決策障礙，忽視文化資本的建設與運作。在社會資本中，不同社會經(jīng)濟水平家庭的父母在與子女的交流頻率上同樣存在明顯差異，主要表現(xiàn)在親子溝通、親子互動和作業(yè)輔導三個方面。

(二)家庭四類資本投入對子女非認知能力的影響

表3考察各類資本與子女非認知能力之間的關系。從估計結果來看，四類資本對子女非認知能力均產(chǎn)生了顯著的正向影響。由高到低依次排序為：社會資本(0.354)>文化資本(0.212)>心理資本(0.149)>經(jīng)濟資本(0.032)，假設1b、2b、3b和4b均通過檢驗。第(5)列將四類資本置于同一分析框架發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟資本系數(shù)變負且不顯著，文化資本由1%的顯著性降為5%?？赡茉蚴怯捎谒念愘Y本之間存在共線性而導致的估計偏誤，這一猜想也通過Person相關性檢驗得以證實。(5)結果表明四類資本均在1%的水平上顯著相關，其中文化資本和社會資本相關系數(shù)最高(0.538)，其次為文化資本和經(jīng)濟資本(0.391)。因篇幅所限，具體結果留存?zhèn)渌鳌?/p>

表3 家庭四類資本投入對于子女非認知 能力影響的多元回歸檢驗

表4匯報了似不相關回歸模型檢驗結果，用以揭示家庭各類資本投入與五大維度非認知能力之間的具體關系。各模型Breusch-pagan檢驗統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，表明各個方程之間的誤差項確實存在相關關系，因而使用SUR模型有效改進了模型的估計效率。細分五大維度來看，除經(jīng)濟資本投入對子女的社交能力和情緒穩(wěn)定性沒有產(chǎn)生顯著的正向影響之外，其余三類資本投入對子女非認知能力的五個維度均有著顯著的正向影響，其中社會資本的估計系數(shù)最大并有著較強的顯著性水平，從而再次證實社會資本投入對于子女的非認知能力塑造和發(fā)展的重要作用。

表4 家庭四類資本投入對于子女 五大維度非認知能力影響的SUR檢驗

(三)家庭資本投入對子女非認知能力影響的階層異質(zhì)性檢驗

為了考察四類資本對子女非認知能力影響的階層異質(zhì)性，本研究通過交互項檢驗為主、分樣本費舍爾組合檢驗為輔的方式進行。結果如表5所示，兩種檢驗的顯著性基本一致。其中，心理資本投入的兩類檢驗均在5%水平上顯著，表明父母心理資本投入對子女非認知能力的影響存在顯著的“階層再生產(chǎn)”特性。即心理資本投入每提高1個單位，高SES家庭比低SES家庭子女的非認知能力高出6.4%。文化資本投入的兩類檢驗均在10%水平上顯著，同樣存在著“階層再生產(chǎn)”特性，即文化資本投入每提高1個單位，高SES家庭比低SES家庭子女的非認知能力高出5.7%，假設2c和3c通過檢驗。證明了布迪厄的文化再生產(chǎn)理論不僅適用于學業(yè)成績和認知能力領域，也同樣適用于非認知能力領域。而經(jīng)濟資本投入和社會資本投入的兩類檢驗均不顯著，假設1c和4c未能通過檢驗。由此可知，通過提升低SES家庭經(jīng)濟資本和社會資本投入力度來培養(yǎng)子女的非認知能力，可以有效縮小不同階層之間的未來差距，進而實現(xiàn)社會階層持續(xù)性的向上流動。

表5 家庭四類資本投入對子女非認知能力影響的階層異質(zhì)性檢驗

五、結論與討論

本研究利用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了家庭資本投入與子女非認知能力之間的關系以及階層異質(zhì)性，研究發(fā)現(xiàn)：(1)高SES家庭經(jīng)濟資本、心理資本、文化資本和社會資本存量均明顯高于低SES家庭，其中文化資本差異最大，心理資本差異最小。(2)家庭四類資本投入均對子女的非認知能力產(chǎn)生顯著的正向影響，其中社會資本投入的影響最大。在非認知能力五大維度的分析中，社會資本同樣穩(wěn)健顯著且系數(shù)最高。(3)階層異質(zhì)性檢驗顯示，心理資本和文化資本投入對于子女非認知能力的發(fā)展存在階層差異。社會經(jīng)濟地位越高的家庭，兩類資本投入回報更大，體現(xiàn)出明顯的“階層再生產(chǎn)”性質(zhì)，而經(jīng)濟資本和社會資本投入?yún)s并沒有表現(xiàn)出明顯的階層異質(zhì)效應。另外，社會資本相較于其他資本具有即時、便捷、低成本、效益高等優(yōu)勢，這意味著低階層父母若能加強社會資本的投入力度將有助于其子女非認知能力的快速發(fā)展，進而實現(xiàn)社會階層的向上流動以切斷不平等的代際傳遞，因此，本研究擬從政府和家庭兩個方面提出相應的政策建議：

第一，政府層面。首先，縮小不同群體之間的貧富差距?？衫枚愂崭軛U增加低收入家庭的財富水平，或者發(fā)放教育支出經(jīng)費補貼來減輕家庭對子女教育的投資約束，讓父母有更多的時間和精力去陪伴子女、了解子女，創(chuàng)設雙方溝通互動的基礎條件。其次，構建完善的政策體系和法律法規(guī)。保障父母在教育子女時有策可依、有法可循，為鄉(xiāng)村家庭和貧困家庭的父母提供科學的教育指南，以避免出現(xiàn)錯誤的甚至違法的育兒方式。最后，加強“家校社”協(xié)同合作?？梢詫W?；蛏鐓^(qū)為單位定期組織開展家庭教育等相關主題的培訓和公益活動，或者通過互聯(lián)網(wǎng)技術、廣播、電視等方式傳播科學、優(yōu)質(zhì)的育兒理念，同時為家庭教育提供咨詢服務并實行動態(tài)監(jiān)管，保障家庭教育的科學性和專業(yè)性，有效轉變低階層父母的教育觀念。

第二，家庭層面。首先，理性決策教育支出。家庭教育支出雖一定程度上能夠提升子女的非認知能力，但也與投資的方向、力度有關，低階層父母在做教育決策時，不應過分地看重子女的學習成績提升，而應充分了解孩子的先天稟賦與后天興趣，積極培養(yǎng)子女的非認知能力品質(zhì)。其次，樹立優(yōu)質(zhì)行為榜樣。家庭作為父母與子女發(fā)生教育互動的微觀單元，對子女的行為指引和塑造至關重要。經(jīng)上文推證，父母日常的言談舉止都將潛移默化地影響子女的非認知能力發(fā)展，因而低階層的父母更應注重并提升自身的行為素質(zhì)，成為子女的學習榜樣。再次，強化親子情感構建。家庭社會經(jīng)濟地位并非一時就能改變的，而提升教育期望、日常關懷、參與指導的頻率卻能對子女的非認知發(fā)展產(chǎn)生即時性的積極影響，所以低階層的父母在與子女的交流中應注重每一次互動的質(zhì)量，穩(wěn)固親子之間的情感紐帶。

本研究還存在以下不足：第一，非認知能力的培養(yǎng)是一個長期、動態(tài)且連續(xù)的發(fā)展過程，但由于后續(xù)數(shù)據(jù)未能及時更新，故難以考察家庭資本投入對子女非認知能力發(fā)展的長期影響。第二，相關研究證明教養(yǎng)方式和投入時間也是影響子女非認知能力發(fā)展的重要因素，因此探討家庭資本存量、投入時間與教養(yǎng)方式之間的關系以及三者對子女非認知能力發(fā)展的聯(lián)合影響，可成為未來研究關注的重點。