苏群 仲漫

摘要：基于贵州省黔东南地区的实际调查数据，将样本分为留守与未留守2组，利用倾向得分匹配方法比较了儿童的学习自我效能。结果表明，父母外出就业对儿童的自我效能有负面影响，留守组儿童的学业自我效能明显低于非留守儿童，其中，学习能力自我效能低1.191分，学习行为自我效能低3.114分。本结论给研究留守儿童与非留守儿童学习成绩差距提供一个合理的切入点，表明留守儿童的教育重点不在于学习能力，而在于学习行为，学校方面也应更关注其学习具体行为;家长需妥善安排“留守儿童”的生活，帮助学生养成阅读、书写、反思等良好习惯。

关键词：社会资本;留守儿童;自我效能;倾向得分匹配

中图分类号： G40-054;F323.89  文献标志码： A  文章编号：1002-1302（2019）05-0311-04

收稿日期：2018-12-19

基金项目：国家自然科学基金（编号：71503107、71203095、G030504）;江苏省高校优势学科建设工程项目（编号：PAPD）。

作者简介：苏 群（1968—），女，宁夏银川人，教授，博士生导师，主要研究方向为劳动与社会保障等。E-mail：suqunqun@njau.edu.cn。1 问题的提出

“留守儿童”是指我国广大农村地区，父母中至少有一方外出打工的未满18周岁的孩子。根据第六次人口普查数据得出，2013年全国农村留守儿童数量达到6 102.55万，占农村儿童的37.70%，占全国儿童的21.88%。在第五次人口普查中，通过估算留守儿童数量仅有2 443万，10年间不减反增[1]。由于分隔两地导致亲子教育弱化，留守儿童缺乏对环境的正确认识，容易产生学业、心理、行为等问题。

在儿童成长过程中，父母是至关重要的角色。科尔曼曾在“社会资本”理论中指出，在传统社会中，儿童的成长过程受到家庭和邻里的关注，这些构成了儿童成长的社会资本[2]。家庭社会资本指父母培养子女所花费的时间与努力、亲子之间的情感联系以及父母对子女社会化的影响等，是儿童成长过程中至关重要的社会资本[3]。但随着现代社会结构变化，父母工作压力增大，甚至外出就业，邻里人际关系逐渐淡漠，儿童所获得的社会资本越来越少[2]。国内外学者已广泛关注了父母外出就业对留守儿童产生的影响，着重探讨了其对学习及心理健康方面的影响。在学习方面，众多研究指出，父母智力卷入、行为管理和情感卷入与儿童学业成绩呈显著正相关[4]。而父母外出就业对儿童学业有显著负向影响，且母亲外出的影响大于父亲外出，数学和英语成绩的影响大于语文[5]。留守儿童由于情感支持的缺失、习得性无助感的形成、人际交往不良、师生互动失衡等因素的影响，容易出现自卑、孤僻、敏感、自我封闭问题，心理健康水平较低[6]。如何衡量儿童的总体心理状态在解决此类问题中极为重要，因此自我效能理论广泛应用于留守儿童身心健康以及学业方面的研究。

自我效能感是指人们对成功达成特定目标所需能力的预期、感知、信心或信念[7]，对心理弹性、社会适应性、学习成绩具有良好的预测作用。有研究表明，留守儿童的心理状况与一般自我效能感呈负相关，较多儿童对成长缺乏自信[8]。一般自我效能感越高的留守儿童，其心理韧性发展、社会适应水平也越好，在自我效能感作用下，留守儿童心理健康状态也可得到改善[9]。在学业方面，学者提出“学业自我效能感”的概念。自我效能影响学生的学业成绩，已得到相关研究的证明，Multon等对效能信念影响学业成绩进行了元分析，发现自我效能感与学业成绩之间的相关系数为0.38，自我效能感影响了14%左右的学业成绩变动[10]。学习成绩越好，越有自信，自我效能越高，越有利于学习，继而形成良性循环，多数研究认同此结论[11]。尽管到目前为止，已有众多研究探讨了自我效能对留守儿童的心理及学习的影响，但仍存在一些不足。一是概念上自我效能仍有争议，一部分人将其视为一般总体信心，一部分人视为特定领域信心，多数研究是将二者切割开，用一般自我效能量表示总体信心，具体问题上又用其他量表来表示某一特定领域的信心。二是大多研究仅用方差分析比较留守儿童与非留守儿童自我效能之间的差异，或者将自我效能作为中介变量去研究其对学习成绩、心理韧性的影响，而忽视了样本自身存在的异质性问题。留守儿童当前的自我效能除了对其身心健康、学习直接产生重要影响外，还可能会影响其最终的教育水平、社会适应、心理弹性以及在劳动力市场上的表现。因此，关注留守儿童的自我效能具有重要现实意义。本研究利用2016—2017年贵州省黔东南州实地调查数据，采用倾向得分匹配法（PSM），分析父母外出就业对留守儿童一般自我效能、学习能力自我效能、学习行为自我效能的影响。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

根据第六次人口普查报告，贵州省有超过300万的留守儿童，占该省儿童总数的40.26%[1]。此次调查采用分层整群抽样的方法，于2016年3月至2017年5月在贵州黔东南苗族侗族自治州的农村地区进行了问卷调查，该地区为贵州省贫困山区，农业人口占全县人口90%以上，留守儿童较为集中，具有很好的代表性。笔者所在课题组随机选择6所学校，每个年级随机抽选3个班级进行调查，问卷内容除了学生基本的个人情况、家庭情况外，还有一般自我效能量表、学业自我效能量表、师生关系量表，共发放问卷624份，收获590份有效问卷，其中，留守儿童344份，非留守儿童246份。

2.2 研究工具

2.2.1 一般自我效能量表 采用施瓦泽与助手于1981年编制的“一般自我效能量表”（general self-efficacy scale，简称GSES）评定儿童的自我效能感。GSES目前共10个问题，中文版是由王才康等修订[12]。1分为完全不正确，4分为完全正确的4级评分，评分越高，自我效能感越高。中文版的GSES適用性良好，量表内部一致性α信度系数为0.87，广泛应用在大、中学生的身心健康、学业水平中。

2.2.2 学业自我效能感量表 采用梁宇颂编制，包括学习能力自我效能感、学习行为自我效能感2个维度的量表[13]。学习能力自我效能感衡量的是学习信心，主要包括是否具有顺利完成学业、取得良好成绩和避免学业失败的学习能力的判断和自信;学习行为自我效能感主要考察学习习惯问题，包括能否运用一定的学习方法达到学习目标的判断和自信，共22题，5级评分，得分越高，学业自我效能越高。其α系数为0.878。

2.2.3 师生关系量表 原表由Pianta编制，包括23个题项，由学生评定，邹泓等在其基础上修订形成了中文版的《师生关系量表》[14]。因测试时间所限，本研究根据因素分析的因子载荷实际情况对其进行了删减，最终保留18个题项。共5级评分，最后计算总分。4个维度信度系数均在0.72～0.84之间。

2.3 模型选择

一般而言，选择外出就业的父母通常是那些主观上最想外出，同时客观上有能力外出并找到工作的人群。若仅运用简单的多元回归模型进行分析，由于自选择性因素的存在，会导致偏误的估计结果。因此，本研究采用倾向得分匹配方法（PSM）进行处理。先在协变量的每个观测值处计算处理组和控制组之间的平均差异，再用加权平均的方法将平均因果效应加总为总的因果效应。经过匹配处理后，处理组（即父母外出的家庭）和控制组（即父母不外出的家庭）的孩子在个人特征、父母特征、家庭特征以及学校特征等方面是一致的，因此减小了由于自选择导致的偏误问题。

倾向分数配对模型主要有2个步骤：建立倾向分数模型估计倾向分数、建立结果产出模型估计因果效应。具体而言，首先估计各个家庭外出倾向分数，然后根据倾向分数的共同支撑（common support）匹配处理组和控制组，计算3种平均处理效应，包括处理组即父母外出家庭的平均处理效应（average treatment effected for treated，简称ATT）、平均处理效应（average treatment effect，简称ATE）以及控制组即父母都没有外出家庭的平均处理效应（average treatment effected for untreated，简称ATU）。

在得到每个样本的倾向分数后，我们用多种方法结合构建结果产出模型进行对照。本研究选择最近距离配对法（K=1 与K=4）、核匹配（r=0.05）、马氏匹配及样条匹配构建结果产出模型。具体应用来说，我们假设父母外出对儿童的自我效能影响公式如下：

式中：yi代表第i个儿童自我效能的分数，xi则代表父母外出情况，x1=1代表外出，x1=0则代表父母没有外出。γxi代表其他特征变量及其系数矩阵，ui是扰动项。但由于父母外出就业存在一定的自选择性，因此，我们要将外出与未外出分开看，即：

运用PSM方法可转换为：

处理组的处理效应即为外出家庭如果其父母不外出，他们的孩子自我效能和父母外出时候自我效能相比如何，用公式表示如下：

平均处理效应则是外出家庭孩子的自我效能和没外出家庭孩子的自我效能的比较，用公式表示如下：

控制组的处理效应则是没外出家庭的孩子自我效能和假如其外出时候自我效能的比较，公式如下：

运用不同的匹配方法，比较ATT与ATU的值。

2.4 变量选择与描述性统计

2.4.1 变量选择 应用PSM方法对匹配变量有最基本的要求：匹配变量应是影响父母外出就业决策与儿童自我效能感的协变量，不受到父母外出就业决策影响的变量不能用来估计倾向得分。在提及自我效能的影响因素时，以Bandura所提出的个体的直接经验、替代性经验、言语说服以及个体的情绪和生理状态4种因素为标准。已有的研究证明，对学生自我效能的发展影响因素包括家庭、学校教育以及学生的同伴群体[15-16]。结合调查数据，本研究用于估计儿童自我效能感与父母外出就业的倾向得分的协变量主要有4类。（1）个人特征。包括儿童性别和家中排行。有研究表明，男生更加相信自己的能力，而女生则较偏好向他人求助，高中男生的自我效能感显著高于高中女生[14];在农村多子女家庭中，不同排行的子女地位不同，往往也扮演不同角色。（2）父母特征。包括父母年龄、父母文化水平、教育观念。父母要抚养儿童长大成人、给予经济与情感上的支持、传授社会的道德规范等，在子女的成长过程中发挥多种作用。（3）家庭特征。包括家庭人口数和家庭收入。人口衡量家庭规模，也在一定程度上表示劳动力个数;由于教育需要较高成本，且目前子女受教育预期经济收益较低，导致低收入家庭子女受教育较少。（4）学校特征。包括学校所在区域和师生关系。位于城镇的学校拥有相对较好的教学硬件、教学环境和教学资源，同时也意味着更高的学习成本。教师与学生的学习、生活接触良多，通过替代性经验及言语说服影响了学生的自我效能。

2.4.2 描述性统计 从表2可以看出，留守儿童与非留守儿童在自我效能感上有明显差异。其中，一般自我效能感相差1分，学习能力自我效能相差1.36分，虽然差距较小，但统计学检验差异仍然显著;学习行为效能感相差3.34分，统计学检验在1%的水平上差异显著。

3 模型估计结果及平衡性检验

倾向分数模型是二元因变量回归模型（Probit或Logit模型）为基础，本研究选用Logit模型。除马氏匹配外，其他匹配方式损失样本数量均为12个，有效样本578个。总体来说，匹配结果较好。

3.1 父母外出就业对儿童学习能力自我效能的影响

本研究利用近鄰匹配、核匹配、马氏匹配、样条匹配5种方法，分别估计了“父母外出就业”对儿童所产生的因果效应。此外，在每种方法进行估计后，均使用Boot-strap重复抽样方进行稳定性检验，用以保证估计结果的稳定性，分别迭代了50、100、200次，发现100次之后趋向平衡。本研究采用迭代200次的结果，从表3可见，近邻匹配（K=1）不显著，K=4 估计量偏高，因此采取核匹配结果。学习能力效能感反映的是学生对自己学习能力的评价，学习能力自我效能感高的学生表现为相信自己有能力把学习搞好。父母外出就业对儿童学习能力自我效能也产生了负向影响，差距虽然较小，但是在5%的水平上仍然显著。父母外出就业对初中生留守儿童学习能力自我效能平均影响效应（ATT）为1191;若当前初中非留守儿童成为留守儿童，他们一般自我效能平均影响效应（ATU）为1.565;父母外出就业对所有学生一般自我效能总体影响效应（ATE）为1.346。也就是在中国西南农村地区，对于当前留守儿童群体而言，如果能和父母一起生活，他们一般自我效能能提高1.191分;对于当前的非留守儿童群体而言，如果父母外出就业，他们的自我效能将降低1.346分。由此也可以得出父母外出就业对非留守儿童潜在影响更大。

3.2 父母外出就业对儿童学习行为自我效能的影响

本研究用同样方法对儿童的学习行为自我效能进行了匹配估计，与上述结果不同，此次结果均在1%的水平上显著，本研究取接近于均值的结果，即取近邻匹配（K=4）的结果，从表4可以看出，学习行为效能感反映的是学生对自己学习行为的评价，学习行为效能感高的学生感到自己能对自己学习行为进行较好的控制。与上述情况稍有不同，父母外出就业对儿童学习行为自我效能影响较大，且极为显著。父母外出就业对儿童学习行为自我效能产生了负向影响，在1%的水平上仍然显著。父母外出就业对初中生留守儿童学习行为自我效能平均影响效应（ATT）为3.114;若当前初中非留守儿童成为留守儿童，他们一般自我效能平均影响效应（ATU）为3.263;父母外出就业对所有学生一般自我效能总体影响效应（ATE）为3.176。也就是说在中国西南农村地区，对于当前留守儿童群体而言，如果能和父母一起生活，他们学习行为自我效能能提高3.114分;对于当前的非留守儿童群体而言，如果父母外出就业，他们的自我效能将降低分3.176分。由此可以得出父母外出就业对儿童的学习行为自我效能的影响巨大。

3.3 平衡性检验

经过匹配后， 处理组和控制组的协变量不能存在显著的

差异，因此需要进行平衡性检验。经过匹配后，所有协变量的偏误比例都降到8%以下，经过匹配后偏误比例得到了降低，一半协变量达到了80%左右，分析结果见表5。这意味着通过PSM方法，处理组和控制组之间的差异被显著降低了。其中人口数、父亲年龄、母亲文化水平、母亲年龄、学校的区域差异是显著不为零的。匹配后这些特征变量上处理组和控制组之间不再有显著差异。代表着本研究用来降低处理组和控制组之间由于可观测的异质性导致的偏误的倾向分数匹配方法具有可行性。表5结果表明，虽然匹配前处理组与控制组在一系列特征变量（如父亲文化、教育观念、家中排行、师生关系、收入水平）上差异不显著，匹配后偏误比例均降低，说明匹配后2个样本组之间在协变量上的差异进一步降低，由于自选择性引致的估计偏误也得到了改善。以上分析结果表明，样本匹配后能够通过平衡性检验，在2个样本组之间进行匹配使用的协变量不再存在显著差异或差异很微小，相当于达到了类似于随机试验的效果。这在很大程度上降低了自选择性所导致的估计偏误。

4 结论与讨论

学业自我效能感是指一种对个人学习能力、学习习惯的信心[17]，无论是对学习目标的选择、学习动机的强弱，还是对待学习困难的态度与行为、对学习结果的认知与归因等方面都有重大影响，甚至比智力带来的影响更大[18]。父母外出就业如何影响孩子的成长是一个很重要的家庭和社会问题，本研究应用倾向分数匹配方法，重点从2个维度分析了父母外出对儿童学业自我效能感的影响。

父母外出就业对留守儿童的学业自我效能感的影响存在显著影响。在学习能力自我效能上，留守儿童的得分表现低于非留守组，但相差甚小。学习能力自我效能感衡量的是诸如可以学以致用、能够学习比较广泛的知识等能力，一方面有先天因素影响，另一方面老师的教导在一定程度上可弥补家长的缺失。

最值得注意的是，学习行为自我效能感上，留守儿童得分明显低于非留守儿童。学习行为自我效能衡量的多为学习习惯方面，诸如能否集中注意力听讲、能否记笔记、能否按时完成学习任务等。有研究表明，父母在外务工时间越长，儿童就越缺少父母亲的帮助、教导，大多数留守儿童都存在着不明白学习的目的，没有科学的学习方法、良好的学习态度及学习习惯等问题[3]，这也一定程度上解释了上述的研究结论，父母外出就业对留守儿童学习行为效能影响达到3.114分，且在1%的水平上显著。此结论同时也给研究留守儿童与非留守儿童学习成绩差距提供一个合理的作用机制切入点。

除了教育的数量之外，我们更要考虑到教育的质量。本研究结果表明，留守儿童的教育重点不在于学习能力，而在于学习行为，而学习行为是后天习得，著名教育家叶圣陶所言教育就是要养成良好的学习习惯。最好的老师是家长、最好的学校是家庭。家长要树立榜样，帮助学生养成良好的阅读、书写、反思、定计划等习惯，同时需妥善安排留守儿童的生活，选择切合的代理监护人，关注儿童的学习行为。当父母外出时，学校方面也应更加重视留守儿童的学习行为，培养优秀的学习习惯，激发其学习兴趣，对其进行学习方法的指导，教师也要成为其学习楷模。从长远来看，父母外出对孩子的教育和发展可能有持续的不利影响，虽然提供了经济保障，但是精神陪伴却缺失严重，就儿童个人而言不利于其优化自身能力，不利于其提高未来在人才市场的竞争表现;就国家来说，不利于培养出高素质的劳动力，不利于缩小城乡收入差距。当然，最根本的问题是留守现象，这需要社会、家庭等多方面共同努力，任重而道远。

本研究未加入成績因素，已有研究将自我效能作为学习成绩的中介变量，即自我效能提高有助于学习提高，学习提高反过来又促进自我效能，内生性强。考虑内生变量会导致估计结果有偏，因此本研究并没有将成绩作为协变量。

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