蔣 帆，姚 昊

(華東師范大學(xué) 教育學(xué)部，上海 200062)

一、問(wèn)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(guó)歷史，也是當(dāng)今世界各國(guó)教育高質(zhì)量發(fā)展的時(shí)代吁求。回溯歷史，我國(guó)古代便有“古之成大事者，不惟有治世之才，亦有堅(jiān)韌不拔之志”的名言，揭示了抗逆力在激勵(lì)個(gè)人保持韌性、克服挫折中的重要作用。展望當(dāng)下，隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)自動(dòng)化加速，數(shù)字化預(yù)計(jì)將深刻改變未來(lái)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(gè)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(jìng)爭(zhēng)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(shí)呼喚下，其是如何對(duì)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(huì)對(duì)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(guó)心理學(xué)界，維爾納(Werner)通過(guò)對(duì)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(zhǎng)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]?？鼓媪Ρ粡V泛接受的定義是，“個(gè)人或組織即使面對(duì)挑戰(zhàn)或威脅，也能成功適應(yīng)的過(guò)程、能力與結(jié)果”[3]?？鼓媪Ω嗟乇灰暈閭€(gè)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(dòng)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(gè)人與外部環(huán)境互動(dòng)的系統(tǒng)論，即從關(guān)注結(jié)果走向關(guān)注過(guò)程。研究者開始將抗逆力看作個(gè)人在逆境中的正向適應(yīng)歷程,這種“掙扎”過(guò)程是內(nèi)外部環(huán)境持續(xù)互動(dòng)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(cè)試數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，尤其對(duì)處于不利經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(zhǎng)效追蹤的教育系統(tǒng)有助于幫助弱勢(shì)學(xué)生克服不利背景，促進(jìn)教育機(jī)會(huì)更加平等[6]。同樣，對(duì)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(shì)學(xué)生成績(jī)低下的風(fēng)險(xiǎn)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(duì)家庭背景與抗逆力的關(guān)系描述尚不細(xì)致，盡管個(gè)體抗逆力的研究從未真正脫離過(guò)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(huì)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(guó)際視野來(lái)看,抗逆力的研究視角已從基于問(wèn)題轉(zhuǎn)向基于優(yōu)勢(shì)，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(guó)內(nèi)該領(lǐng)域的研究卻相對(duì)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(huì)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(duì)學(xué)生抗逆力影響機(jī)制的研究卻相對(duì)匱乏，且缺少基于代表性的中小學(xué)生大樣本的實(shí)證研究，不利于總體上揭示學(xué)生如何通過(guò)個(gè)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(duì)抗逆力生成的基本邏輯，以期為抗逆力理論的本土化實(shí)踐提供實(shí)證依據(jù)和政策借鑒。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目PISA 2018測(cè)試結(jié)果，測(cè)試對(duì)象為受邀國(guó)家的15歲中學(xué)生。其中，中國(guó)有四省市(北京、上海、江蘇、浙江)參與測(cè)評(píng)，由于抽樣誤差和測(cè)量誤差的存在，PISA測(cè)評(píng)賦予每個(gè)學(xué)生樣本一定的抽樣權(quán)重。為保障模型估計(jì)無(wú)偏誤，本研究將抽樣權(quán)重納入回歸模型中。選取PISA 2018中國(guó)大陸四省市的學(xué)生數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在對(duì)樣本變量缺失值處理后包括中國(guó)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(huì)流動(dòng)障礙》報(bào)告中，OECD將家庭背景指數(shù)居于本國(guó)最低1/4但其他各項(xiàng)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(cè)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(lè)于挑戰(zhàn)的能力，能夠在逆境中保持個(gè)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(kù)中是對(duì)一系列測(cè)量題項(xiàng)進(jìn)行加權(quán)的極大似然估計(jì)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(huì)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(huì)資本。PISA中測(cè)量了學(xué)生父母的職業(yè)，并將其轉(zhuǎn)化為國(guó)際通用的職業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(ISEI)，能夠反映了父母職業(yè)帶來(lái)的聲望和社會(huì)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(duì)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(duì)應(yīng)變量；客體文化資本是指文化資本在具體化的過(guò)程中，以物質(zhì)形式表現(xiàn)出來(lái)的書籍等教育資源，在PISA中選取家庭教育資源作為對(duì)應(yīng)變量；制度文化資本就是指通過(guò)合法的制度確認(rèn)下來(lái)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(duì)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(cái)富資產(chǎn)等來(lái)度量，選取PISA中相應(yīng)家庭財(cái)富的度量指標(biāo)。此外，在分析不同家庭背景總體指數(shù)對(duì)應(yīng)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)時(shí)，選取PISA測(cè)試中的家庭經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、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(gè)學(xué)習(xí)的場(chǎng)所”。[17]具體包括物理環(huán)境、師生情感與班級(jí)氛圍、親子支持、同伴關(guān)系等，從社會(huì)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(jìng)爭(zhēng)與合作、學(xué)生對(duì)學(xué)校歸屬感作為學(xué)校氛圍的重要指標(biāo)。

表1 變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

(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(duì)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(kù)中是加權(quán)的極大似然估計(jì)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(jì)。研究的基本計(jì)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(gè)體i的抗逆力表現(xiàn)得分，social-capitali為家庭社會(huì)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(huì)資本、文化資本、經(jīng)濟(jì)資本與學(xué)校氛圍的交互項(xiàng)，旨在探究家庭背景與學(xué)校因素對(duì)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(dòng)項(xiàng)，β0表示截距項(xiàng)。

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(duì)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(duì)因變量邊際影響的絕對(duì)值，但卻無(wú)法分解出對(duì)被解釋變量變異來(lái)源的相對(duì)貢獻(xiàn)率，因此本研究使用Shapley值分解法對(duì)學(xué)生抗逆力總體變異的解釋率進(jìn)行相對(duì)貢獻(xiàn)度分解，估算家庭背景(家庭社會(huì)資本、文化資本和經(jīng)濟(jì)資本)、學(xué)校氛圍對(duì)學(xué)生抗逆力的相對(duì)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(jì)各個(gè)因素對(duì)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(jì)。分位數(shù)回歸的優(yōu)點(diǎn)在于能夠更加全面地描述自變量對(duì)不同分位點(diǎn)上因變量的條件分位數(shù)的邊際影響，從而精確地估計(jì)自變量對(duì)因變量的變化范圍及條件分布特征，判斷自變量對(duì)因變量影響的異質(zhì)性。對(duì)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(diǎn)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(lái)提升不同水平學(xué)生的抗逆力能力，實(shí)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(duì)學(xué)生抗逆力能力的線性影響。但實(shí)際上，家庭背景、學(xué)校氛圍對(duì)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(dòng)態(tài)變化的過(guò)程中。因此，為檢驗(yàn)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(dòng)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(dòng)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(jì)的真實(shí)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(huì)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(shí)，其他變量則被視為控制變量。當(dāng)qi≤φ時(shí)，則D(qi)=1，反之D(qi)=0。若家庭背景、學(xué)校氛圍變量對(duì)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(duì)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(shì)(估計(jì)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(gè)子維度指標(biāo)，需要濃縮合成單一門檻變量，因此，對(duì)家庭社會(huì)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(guò)相關(guān)矩陣的特征值計(jì)算方差貢獻(xiàn)率，再進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)并通過(guò)回歸估計(jì)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(shí)證分析

(一)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)的國(guó)際比較與中國(guó)階層差異

中國(guó)四省市抗逆力表現(xiàn)略低于國(guó)際水平，與其他國(guó)家差距不大。根據(jù)PISA測(cè)試結(jié)果，對(duì)抗逆力分值進(jìn)行歸一化法標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到中國(guó)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(cè)試國(guó)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(guó)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(guó)四省市學(xué)生抗逆力水平也不斷提高。通過(guò)學(xué)生家庭背景(社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化指數(shù))對(duì)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(huì)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(shì)。當(dāng)學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化指數(shù)處于最低四分位時(shí)，學(xué)生抗逆力均值為0.514，當(dāng)學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化指數(shù)處于最高四分位時(shí)，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(duì)應(yīng)學(xué)生抗逆力表現(xiàn)

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

研究首先通過(guò)OLS多元回歸來(lái)探討家庭背景、學(xué)校氛圍對(duì)學(xué)生抗逆力的影響，比較家庭社會(huì)文化資本、家庭文化資本和家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)學(xué)生抗逆力的差異化影響，并檢驗(yàn)家庭背景與學(xué)校氛圍的交互項(xiàng)對(duì)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(duì)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(guò)城鄉(xiāng)分樣本回歸比較城鄉(xiāng)模型的估計(jì)系數(shù)，模型估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 家庭資本、學(xué)校氛圍對(duì)學(xué)生抗逆力影響估計(jì)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(cái)富水平對(duì)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(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(ISEI)對(duì)學(xué)生抗逆力水平并無(wú)顯著影響。說(shuō)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(cè)學(xué)生抗逆力水平，但家庭社會(huì)資本并不能影響學(xué)生抗逆力水平。其次，學(xué)校層面的競(jìng)爭(zhēng)程度指標(biāo)、合作程度指標(biāo)和學(xué)校歸屬感對(duì)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(jì)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(xiàng)顯著正向影響學(xué)生抗逆力

進(jìn)一步考察學(xué)校氛圍對(duì)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(gè)交互項(xiàng)，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(xiàng)不顯著的模型，模型2報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。其中，學(xué)校氛圍與家庭教育資源的交互項(xiàng)系數(shù)為0.032(p<0.01)，說(shuō)明提升學(xué)校氛圍對(duì)于家庭文化資本優(yōu)勢(shì)的學(xué)生促進(jìn)作用顯著高于對(duì)家庭文化資本劣勢(shì)學(xué)生的作用。同時(shí)，學(xué)校氛圍與家庭財(cái)富水平的交互項(xiàng)為0.026(p<0.05)，說(shuō)明營(yíng)造良好的學(xué)校氛圍對(duì)于家庭經(jīng)濟(jì)資本優(yōu)勢(shì)的學(xué)生促進(jìn)作用顯著高于對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)資本劣勢(shì)學(xué)生的作用。交互項(xiàng)系數(shù)為正向顯著，即學(xué)校氛圍和家庭背景對(duì)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(duì)于城市學(xué)生，提升學(xué)校氛圍對(duì)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(jì)結(jié)果見模型3和模型4，統(tǒng)計(jì)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(duì)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(xiàng)系數(shù)顯著為正，但學(xué)校歸屬感與家庭財(cái)富水平的交互項(xiàng)系數(shù)不再顯著，而農(nóng)村樣本中交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正。可以推測(cè)，城市地區(qū)家庭財(cái)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(cái)富水平偏低才能更有效的與學(xué)校氛圍形成“聯(lián)動(dòng)效應(yīng)”，而表征文化資本的家庭教育資源交互項(xiàng)均顯著，說(shuō)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(duì)學(xué)生抗逆力影響的估計(jì)系數(shù)要高于城市樣本，農(nóng)村樣本的競(jìng)爭(zhēng)程度指標(biāo)估計(jì)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(jì)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(jì)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(duì)促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的效益更高。

4.家庭背景對(duì)學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額相對(duì)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(duì)學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額相對(duì)較小。在全樣本中家庭背景對(duì)學(xué)生抗逆力差異來(lái)源的貢獻(xiàn)份額為28.82%，而學(xué)校氛圍對(duì)學(xué)生抗逆力差異的解釋力度高達(dá)71.18%。具體來(lái)看，家庭背景中家庭文化資本對(duì)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(huì)資本對(duì)學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額最低。學(xué)校氛圍中，學(xué)生對(duì)學(xué)校的歸屬感對(duì)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(duì)學(xué)生抗逆力的shapley分解

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

通過(guò)城鄉(xiāng)分樣本的夏普利值分解，比較各變量對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生抗逆力形成的貢獻(xiàn)度差異。對(duì)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(duì)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(shuō)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(guò)多種政策工具來(lái)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(duì)抗逆力的解釋度略微下降。

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

研究通過(guò)分位數(shù)回歸和門檻回歸探究家庭資本和學(xué)校氛圍對(duì)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(duì)因變量邊際影響，從而有助于針對(duì)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(duì)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(duì)標(biāo)邊際最優(yōu)值。

1.提升家庭文化資本、營(yíng)造良好學(xué)校氛圍對(duì)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(duì)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(jì)得到0.1、0.3、0.5、0.7、0.9這五個(gè)分位數(shù)點(diǎn)的回歸結(jié)果，并將五分位點(diǎn)估計(jì)系數(shù)連線形成趨勢(shì)圖(見圖2)，以此反映對(duì)不同抗逆力水平學(xué)生帶來(lái)的效益變化差異。在標(biāo)準(zhǔn)分位數(shù)回歸模型QR中，無(wú)論對(duì)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(duì)學(xué)生抗逆力的提升都呈顯著正向影響，即會(huì)對(duì)所有抗逆力水平的學(xué)生帶來(lái)“普適性”的提升效益。同時(shí)，隨著抗逆力水平百分位點(diǎn)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(duì)學(xué)生抗逆力的影響估計(jì)系數(shù)呈倒U型關(guān)系，即對(duì)學(xué)生抗逆力的影響效果隨抗逆力分位點(diǎn)的增加而先增后減，但家庭情感支持、學(xué)校競(jìng)爭(zhēng)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(shì)。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(duì)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(duì)學(xué)生抗逆力的分位數(shù)回歸估計(jì)系數(shù)圖

2.家庭背景與學(xué)校氛圍對(duì)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(yàn)家庭背景和學(xué)校氛圍對(duì)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(yàn)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(duì)學(xué)生抗逆力影響的確存在非線性影響。家庭社會(huì)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(wú)效。具體而言，家庭社會(huì)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(huì)資本水平在全樣本中處于56.6%之前，對(duì)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(huì)資本跨越56%水平的拐點(diǎn)后，對(duì)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(duì)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(shí)，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(duì)學(xué)生抗逆力產(chǎn)生顯著影響且估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但當(dāng)學(xué)校氛圍水平達(dá)到30.3%的拐點(diǎn)后，推動(dòng)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(huì)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(duì)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(dòng)學(xué)?？鼓媪λ降娜姘l(fā)展。

表4 門檻回歸估計(jì)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(duì)學(xué)生抗逆力提升的聯(lián)動(dòng)機(jī)制。

(一)結(jié)論與討論

第一，對(duì)標(biāo)OECD國(guó)家進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)中國(guó)四省市抗逆力表現(xiàn)略低于國(guó)際水平，相比過(guò)去各參測(cè)國(guó)(地區(qū))在學(xué)科相同的不同輪次測(cè)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(guó)推進(jìn)教育結(jié)果公平的成效。國(guó)內(nèi)比較發(fā)現(xiàn)，不同家庭背景對(duì)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(yàn)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(shuō)，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(shì)，家庭處境有利的學(xué)生還能通過(guò)經(jīng)濟(jì)資本在抗逆力養(yǎng)成中獲得相對(duì)優(yōu)勢(shì)。

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(huì)資本無(wú)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(cè)，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(wèn)題的能力，“圈子”“人脈”這種集體資本對(duì)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(duì)學(xué)生抗逆力的作用機(jī)制是“相互加強(qiáng)”的效應(yīng)；相對(duì)于城市學(xué)生，提升學(xué)校氛圍對(duì)促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的邊際效益更高；家庭背景對(duì)學(xué)生抗逆力的貢獻(xiàn)份額相對(duì)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(guò)鼓勵(lì)學(xué)習(xí)中的競(jìng)爭(zhēng)與合作，建立有效的學(xué)校資源補(bǔ)償機(jī)制來(lái)增強(qiáng)家庭背景欠優(yōu)的學(xué)生對(duì)學(xué)校的歸屬感，以更好地促進(jìn)教育公平。這也與國(guó)外已有研究的結(jié)論存在部分一致性，已有研究驗(yàn)證了提供更多課外活動(dòng)、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(shuō)，學(xué)校因素對(duì)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(yíng)造良好學(xué)校氛圍對(duì)抗逆力處于中高水平學(xué)生更有效；對(duì)于家庭背景較低水平家庭，提升家庭資本對(duì)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(duì)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(zhǎng)。而營(yíng)造良好的學(xué)校氛圍，并有效介入學(xué)生成長(zhǎng)，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(shuō)明了，學(xué)生抗逆力等非認(rèn)知能力的提升產(chǎn)生了對(duì)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(duì)上述研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)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(duì)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(duì)于城市學(xué)生，提升學(xué)校氛圍對(duì)促進(jìn)農(nóng)村學(xué)生抗逆力的邊際效益更高。我國(guó)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(wèn)題處理上要注意因地制宜，完善社會(huì)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(duì)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(guò)社會(huì)工作專業(yè)手法幫助構(gòu)建農(nóng)村學(xué)生抗逆力社會(huì)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(zhǎng)，只有這樣才能更好地發(fā)揮“學(xué)校教育作為社會(huì)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(shì)家庭父母文化資本。研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)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(duì)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(huì)化會(huì)影響兒童在教育體系中的優(yōu)勢(shì)，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(gè)課堂，父母是孩子的第一任老師，通過(guò)增強(qiáng)父母開展家庭教育的能力，讓父母從“參與”走向“會(huì)參與”。例如，地方政府和學(xué)?？梢蚤_展家長(zhǎng)培訓(xùn)項(xiàng)目，引導(dǎo)家長(zhǎng)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(yíng)造宜人的學(xué)校氛圍作為學(xué)校評(píng)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(huì)流動(dòng)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(píng)估角度看，學(xué)校評(píng)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(huì)系統(tǒng)環(huán)境以及社會(huì)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(cè)，以學(xué)校氛圍評(píng)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。