張要要

（南京大學政府管理學院，南京 210023）

一、引 言

家庭是孩子的第一所學校，父母是孩子的第一任教師，以父母為主導的家庭教育在青少年成長過程中發(fā)揮著關鍵作用，因此如何更好地發(fā)揮家庭教育在學生全面發(fā)展中的作用得到政策制定者的關注。黨的十八大以來，習近平總書記特別強調(diào)，要把“家庭教育提升到治國理政和社會治理的新高度。引導家長主動學習家庭教育方法，增加親子溝通交流，做好孩子的引路人”。教育部等部門聯(lián)合印發(fā)的《關于指導推進家庭教育的五年規(guī)劃（2016—2020）》中也明確提出，“要強化家長家庭教育主體責任，教育引導家長注重培養(yǎng)兒童的優(yōu)良品質(zhì)、健康人格和良好行為習慣”。在這一背景下，研究以父母為主導的家庭教育對青少年階段的初中生產(chǎn)生了哪些影響具有重要的現(xiàn)實意義。

一般認為，父母參與是指父母在子女成長過程中的情感投入、行為監(jiān)管等活動的統(tǒng)稱，其目的是通過履行家長角色以促進子女優(yōu)化發(fā)展。聚焦家庭內(nèi)部父母參與（Parental Involvement）的溢出效應上看，國內(nèi)外的一些研究發(fā)現(xiàn)，父母參與對子女的影響不僅體現(xiàn)在學業(yè)成績［1］、偏差行為［2］和認知能力［3］等行為特征上，還在心理健康［4］、教育期望［5］和自我效能感［6］主觀價值感知上有著深刻的影響。然而，父母參與對非認知能力的影響卻未能得到系統(tǒng)而嚴謹?shù)挠懻摗＠碚撋?，父母作為青少年成長過程中的重要他人，父母參與是教養(yǎng)行為最重要的因素，對子女的行為選擇和態(tài)度傾向產(chǎn)生了廣泛的作用，如改善子女的心理健康水平，引導并規(guī)范子女日常行為，增強嚴謹性、開放性和自我控制能力等，而這些特有的內(nèi)在品質(zhì)恰恰是非認知能力的典型反映。再者，子女如何看待父母參與及其所感知到的參與程度差異是認識父母參與對子女成長發(fā)展作用的關鍵所在。若是忽略了子女面對父母參與時的主觀感受，便難以為理解父母參與影響子女成長發(fā)展的路徑提供完整的解釋框架，因此有必要考慮子女面對父母參與時的主觀感受。為此，本文利用2014—2015 學年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Education Panel Survey，CEPS），在回答父母參與對非認知能力是否具有顯著影響的基礎之上，進一步引入子女面對父母參與時的壓力感知，考察父母參與影響非認知能力背后的作用機制。廓清父母參與對非認知能力的影響及其機制，一方面，在理論上可以為理解學生非認知能力的影響因素提供新的理論視角和經(jīng)驗證據(jù)；另一方面，實務層面也能夠引起家長充分重視建設緊密、融洽的親子關系，促進學生全面發(fā)展。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻體現(xiàn)在：第一，雖然有個別研究關注到父母參與對非認知能力的影響，卻忽略了子女面對父母參與時的主觀感受，本文引入壓力感知來解釋父母參與對非認知能力的影響，有利于拓展學界對學生非認知能力形成機理的研究。第二，不同于以“有無”“是否”這種簡單的二元對立方法對父母參與進行衡量，本文從認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與等四個維度刻畫了父母參與的類型及程度差異，能夠更好地捕捉家庭內(nèi)部父母參與的實質(zhì)內(nèi)容。第三，就實證策略而言，已有研究主要是利用傾向得分匹配法進行實證估計，但這無法解決遺漏變量和反向因果導致的聯(lián)立性內(nèi)生問題。本文基于工具變量法的識別策略，不僅能夠顯著提高父母參與對非認知能力的因果效應估計，增強研究結論的外部效度，也可為其他檢驗父母參與對子女影響的研究工作提供借鑒。

二、文獻評述與理論假說

（一）文獻評述

非認知能力（Non－cognitive Skills）是同認知能力相對的一種個人能力，自尊、信任、自我效能、情緒穩(wěn)定性、社會交往和社會融入等態(tài)度或行為特征均被認為是非認知能力的重要組成維度［7］。從起源上看，學界對非認知能力的關注可追溯至20世紀50年代，來自心理學的研究者最早展開對自尊感、自我效能感和情緒自控能力等典型非認知能力的測量。鮑爾斯（Bowles）和金蒂斯（Gintis）針對傳統(tǒng)人力資本理論的批判指出，個體能力應包括認知能力和非認知能力兩方面［8］，引起了更多學者對非認知能力的關注。不過，由于早期非認知能力無論是在概念界定還是測量方式上都存在較大爭議，相關研究進展較為緩慢。隨著認知心理學和人格心理學的發(fā)展，非認知能力的測量指標更趨完善，極大地推動了學界關于非認知能力的研究。比如，以戈德堡（Goldberg）設計的“大五人格”（Big Five Personality）量表為代表，從嚴謹性（Conscientiousness）、親和性（Agreeableness）、外向性（Extra－version）、開放性（Openness）和情緒穩(wěn)定性（Neuroticism）5 個維度對非認知能力進行測量［9］，在學界被廣泛使用。

赫克曼（Heckman）等將非認知能力引入新人力資本理論框架［10］，吸引了大量研究者致力于非認知能力影響因素的考察，并形成了基因稟賦、生活環(huán)境和外在干預三條解釋路徑。持基因稟賦觀點的研究者認為，個體的認知與非認知能力與生俱來，由其個體特征所決定。比如，陳雨露和秦雪征的研究指出，相貌對非認知能力有顯著正向影響，即個體相貌越好，越有助于提高其語言表達、人際交流和受信任程度［11］。相對而言，大量的研究則是關注家庭、社區(qū)和學校等生活成長環(huán)境對非認知能力的影響。有研究指出，在家庭生活中，父母與子女交流、互動的時間投入有助于改善子女非認知能力［12］。此外，家庭內(nèi)部的經(jīng)濟收入水平、父母教育程度以及家人關系融洽程度均對青少年非認知能力有顯著正向作用［13］。另有三本松（Sanbonmatsu）等指出，鄰里環(huán)境也會在個體非認知發(fā)展過程中起到重要作用［14］。從外在干預視角上看，相關研究指出學前教育經(jīng)歷、教育信息化、教師支持和班級規(guī)模都有助于促進青少年非認知能力的發(fā)展［15－17］。

綜上所述，本文利用具有廣泛代表性的2014—2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，使用工具變量法，探討父母參與對非認知能力的影響，以使研究結論更具有說服力。其中，父母參與從“知、行、情”和監(jiān)督四個維度出發(fā)，全面捕捉父母參與內(nèi)容及深度差異。非認知能力通過學界廣為使用的“大五人格”量表，構建非認知能力指標。同時，本文也將考慮子女面對父母參與的主觀感受，從而嘗試對父母參與影響非認知能力背后的條件機制作拓展性分析。

（二）理論假說

以往研究表明，無論是在留守、隨遷還是普通家庭中，父母陪伴都能夠顯著改善子女的心理健康水平，降低抑郁、失落、沮喪等情緒的出現(xiàn)［4，18］。作為青少年成長過程中最主要的陪伴者，高質(zhì)量的父母參與能夠引導并規(guī)范子女日常行為，促使其養(yǎng)成健康良好的生活習慣，進而增強自我控制能力［21］。父母參與也被視為解釋子女偏差行為重要的前因變量。比如，伯克（Burk）和布雷特（Brett）的研究指出，緊密的親子互動和情感關系有助于培養(yǎng)子女親社會行為，降低發(fā)生違紀、犯罪活動的概率［22］。與之相反的是，缺乏父母陪伴可能會導致子女沉迷網(wǎng)絡游戲，出現(xiàn)逃課、打架斗毆等不良行為，甚至出現(xiàn)反社會行為［23］。此外，父母參與還能夠提高子女人際溝通和社會融入能力，最終有利于其對學校等社會生活環(huán)境的適應［18］。

不僅于此，大量研究指出父母參與能夠通過提高子女自我教育期望、［24］自我效能感［6］以及自主性學習動機［25］等改善學業(yè)表現(xiàn)。無論是自我教育期望、自我效能感還是學業(yè)成績均被視為非認知能力嚴謹性特質(zhì)的重要體現(xiàn)。事實上，心理健康水平、自我控制能力和自尊水平以及人際溝通、社會融入能力又指示著非認知能力中情緒穩(wěn)定性、親和性和開放性等心理特質(zhì)。因此，本文認為父母參與影響非認知能力的邏輯關聯(lián)是存在的?；谏鲜隼碚摲治龊蛯嵶C結果，提出本文的第1 個研究假說。

研究假說1：父母參與對非認知能力有顯著正向影響。

雖然有不少研究關注到父母參與在子女成長發(fā)展中的作用，如心理健康、自我控制能力和人際溝通交流等，且相關研究多是認為，父母參與對青少年發(fā)展具有積極意義。那么，這是否意味著父母參與越多越好呢？ 其實不然，如果父母不考慮子女感受，過度參與則可能適得其反，產(chǎn)生負面影響。比如，現(xiàn)實生活中，因父母過度干涉引發(fā)青春期階段子女逆反情緒，產(chǎn)生親子矛盾、沖突，并導致逃課等一系列負面行為。故而本文認為，理解父母參與對非認知能力的影響應將子女所感受到的父母壓力納入“父母參與—非認知能力”分析框架中。

理論上，從父母參與過程中所感受到的壓力，可能會增加子女精神負擔，這往往體現(xiàn)在子女因擔心無法達到父母期待而產(chǎn)生失落、焦慮情緒，進而壓力感知便可能會抑制父母參與對非認知能力正向影響。實證上，徐章星的研究指出，學業(yè)壓力在家庭作業(yè)時間與學業(yè)成績二者關系中具有顯著負向調(diào)節(jié)作用，即隨著學業(yè)壓力的增大，家庭作業(yè)時間對學業(yè)成績的正向作用降低［26］。在國內(nèi)中小學教育現(xiàn)實場景下，青少年從父母參與過程中感受到的壓力往往集中在學業(yè)表現(xiàn)，且這種壓力會驅(qū)動其將更多的時間投入到課程作業(yè)、課外補習等專業(yè)學習上，從而擠壓青少年在人際交流、互動等非認知能力上的發(fā)展空間。而且，父母過度的壓力容易使子女產(chǎn)生不自信、挫敗感和畏難心理，甚至處于緊張不安并帶有恐懼的負面情緒狀態(tài)，最終也不利于個體情緒穩(wěn)定性和開放性等心理特質(zhì)的健康發(fā)展。因此，過度的壓力感知可能會對子女非認知能力產(chǎn)生負向作用，進而在“父母參與—非認知能力”的分析框架中，壓力感知便會發(fā)揮負向調(diào)節(jié)效應?；谏鲜隼碚摲治龊蛯嵶C結果，提出本文的第2 個研究假說。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)標準化程度提高。隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品的供給由數(shù)量型開始向質(zhì)量型轉(zhuǎn)變。伴隨著品牌經(jīng)營的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的標準化和規(guī)?；?。各無公害認證企業(yè)在發(fā)展無公害農(nóng)產(chǎn)品時，不再沿襲傳統(tǒng)的粗放式生產(chǎn)手段，而改為統(tǒng)一模式、統(tǒng)一規(guī)格、統(tǒng)一生產(chǎn)標準的標準化生產(chǎn)和規(guī)?；a(chǎn)，既降低了生產(chǎn)成本，也提高了生產(chǎn)水平。

研究假說2：壓力感知對父母參與和非認知能力二者關系具有顯著負向調(diào)節(jié)作用，即隨著壓力感知的增加，父母參與對非認知能力的影響降低。

三、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)為2014—2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CEPS），CEPS 數(shù)據(jù)由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設計與實施，調(diào)查對象包括青少年及其家長、任課教師和學校管理人員，以全面而系統(tǒng)地反映家庭、學校、社區(qū)以及宏觀社會結構對于個人教育產(chǎn)出的影響。在抽樣方法上，CEPS 基線調(diào)查以人口平均受教育程度和流動人口比例作為分層依據(jù)，通過概率與規(guī)模成比例（PPS）進行抽樣。先全國范圍內(nèi)選擇28 個縣級行政單位，再隨機選取112 所學校的438 個班級，最終完成了19 487 個七年級和九年級學生樣本的調(diào)查。2014—2015年，CEPS 數(shù)據(jù)進行了追蹤調(diào)查，在成功追訪到9 449 個樣本的基礎上，又新增471 個八年級學生樣本，故CEPS2014—2015年調(diào)查數(shù)據(jù)共有9 920 個觀測值?？紤]到父母參與和非認知能力的研究主題，本文將CEPS 數(shù)據(jù)庫中的學生、家長及學校問卷進行了合并，內(nèi)容涵蓋受訪者的基本人口統(tǒng)計學信息、行為規(guī)范以及父母行為、家庭教育內(nèi)容等諸多內(nèi)容。經(jīng)過剔除關鍵變量缺失值等樣本處理后，最終得到用于本文分析的觀測值有8 776 個。

（二）變量選取

1．因變量

本文的因變量為非認知能力。聚焦青少年階段非認知能力的衡量，學界尚未形成統(tǒng)一的標準?，F(xiàn)階段，有不少研究對青少年非認知能力的衡量主要從人際交往能力、堅毅品質(zhì)或是自尊水平等單一或特定幾個維度展開，但這往往具有隨意性特征，也無法全面衡量非認知能力的核心內(nèi)涵。鑒于非認知能力的多維復雜性特征，本文根據(jù)學界經(jīng)典的“大五人格”量表對初中生非認知能力進行操作化測量。本文參照愛華等的做法［27］，從5 個維度來衡量非認知能力，每個維度的衡量題目如下。

（1）嚴謹性。在CEPS 數(shù)據(jù)中，詢問了七年級受訪學生，對“就算身體有點不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會盡量去上學”“就算是我不喜歡的功課，我也會盡全力去做”和“就算功課需要花好長時間才能做完，我仍然會不斷地盡力去做”三道題目作出回答，答案選項1—4，分別代表“完全不同意”到“完全同意”。這三道題目可以分別用于衡量受訪者責任心、自律和勤奮等方面的人格特征，詮釋“大五人格”中的嚴謹意志。

（2）親和性。對親和性的測量是通過詢問受訪者過去一年是否做到以下三點，分別是“幫助老人做事情”“遵守秩序、自覺排隊”和“待人真誠友善”，答案選項1—5，分別代表“從不”到“總是”。這些問題可以用來衡量受訪中學生人際交往中的利他性、順從性以及和善的人格特征，反映“大五人格”中的親和性。

（3）外向性。CEPS 數(shù)據(jù)也詢問了受訪者對以下說法的態(tài)度?！拔页Ｗ约阂粋€人坐著，而不愿與別人在一起”“與同學或同伴在一起時，我不常講話，多數(shù)時間聽他們說話”和“對于需要完成的任務，我通常很有信心”，答案選項1—4，分別代表“完全不同意”到“完全同意”。前兩道題目為反向問題，具體處理時進行了反向編碼。這三道題目可以分別衡量受訪者人際關系中熱情性、樂群性和自我肯定等個體對待他人的人格特質(zhì)，符合“大五人格”特質(zhì)中的外向性要求。

（4）開放性。對于開放性人格特質(zhì)的衡量是根據(jù)問卷中受訪者對以下問題的態(tài)度來完成的。具體為“我經(jīng)常參加學校或班級組織的活動”“對于自己的興趣愛好，我能夠堅持下去”和“有一些我尊敬和崇拜的成年人”，回答選項1—4，分別代表“完全不同意”到“完全同意”。這些題目能夠較好地呈現(xiàn)受訪者在參與行動、藝術興趣和人生價值等方面的開放性特質(zhì)。

（5）情緒穩(wěn)定性。情緒穩(wěn)定性的目的在于把握受訪者的情緒狀態(tài)。詢問受訪者在過去的七天之內(nèi)，是否有如下感覺：“沮喪”“悲傷、難過”“緊張”“擔心過度”“生活沒意思”和“預感有不好的事情發(fā)生”，回答選項1—5，分別代表“從不”到“總是”。為衡量標準的一致性，本文進行了反向編碼。這些題目能夠較好地捕捉到受訪者內(nèi)心情緒中的焦慮、抑郁傾向和情感脆弱性，可以反映出“大五人格”中的情緒穩(wěn)定性特征。

在確定測量題目后，本文按照以下步驟計算本文的因變量非認知能力。首先，對上述各個維度下的測量題目按照零—均值規(guī)范化處理，使處理后的相關變量均值為0，標準差為1。其次，將“大五人格”各維度下經(jīng)標準化處理后的變量值加總求平均值，進而得到非認知能力五大維度的值。最后，相關性檢驗結果表明，①出于篇幅考慮，未在正文呈現(xiàn)，留存?zhèn)淙?。五個非認知能力的二級維度之間存在顯著相關性，可以使用主成分法擬合整合型指標——非認知能力。通過主成分法提取特征根大于1 的主成分，得到2 個特征根大于1 的主成分，再對2 個主成分進行加權求和，權數(shù)為每個主成分的方差貢獻率，最終得到非認知能力的整合型指標，所得分值越高，表示受訪初中生的非認知能力越高。

2．自變量

本文的自變量為父母參與。為彌補一些研究僅注重家庭或?qū)W校教育環(huán)境中父母參與特定維度的局限，本文對父母參與的衡量注重體現(xiàn)全面性，以整體方式來呈現(xiàn)初中生成長發(fā)展過程中父母參與的情況，這更加契合于實際。同時，不同于以是否與父母同住、共餐或是從陪伴時間測量父母參與情況，本文對父母參與的測量則充分借鑒格羅爾尼克（Grolnick）和斯洛維亞切克（Slowiaczek）［28］、欣德朗（Hindelang）［29］等學者對父母行為考察的研究成果，從認知把握、行為引導、情感投入和監(jiān)督過程四個維度展開。為行文的方便，本文將其分別命名為“認識參與”“行為參與”“情感參與”和“監(jiān)督參與”。在具體做法上，本文參照吳帆和張林虓的做法［2］，對認知參與的衡量是根據(jù)受訪學生對“你爸爸（媽媽）是否經(jīng)常與你討論以下問題：你與同學的關系（你與老師的關系、你的心事或煩惱）”，答案選項1—3，分別代表“從不”到“經(jīng)?！保灰约啊澳愫透改敢黄饏⒂^博物館、動物園、科技館等的頻率大概是”和“你和父母一起外出看電影、演出、體育比賽等的頻率大概是”等，回答選項1—6，分別代表“從不”到“每周一次以上”。將上述題目分別加總后取均值，分值越大，意味著父母認知參與程度越高。對行為參與的衡量主要通過詢問受訪學生“上個星期，你的父母有沒有每天檢查你的作業(yè)（指導你的功課）”和“你和父母一起吃晚飯的頻率大概是”三道題的回答來完成。其中前兩道題的回答選項1—4，分別代表“沒有”到“幾乎每天”；后一題目的回答選項1—6，分別代表“從不”到“每周一次以上”。將三道題加總后取平均值，分值越大，表示受訪初中生的父母行為參與程度越高。

再者，情感參與側重于突出受訪學生對父母整體情緒感受，通過詢問受訪者對以下題目的回答來衡量?！澳愫桶职郑▼寢專┑年P系怎么樣”，兩道題的答案選項1—3，分別代表“不親近”到“很親近”。“你父母對你的未來是否有信心”，答案選項為1—4，分別代表“根本沒有信心”到“很有信心”。此外，CEPS 問卷中，還詢問了受訪者在以下三種情境下首先會找誰的問題，以呈現(xiàn)子女對父母的信任程度。具體題目為：“當你想跟人聊天”“遇到麻煩”和“需要幫忙”時，答案選項有：“同學”“好朋友”“父母”“某個親戚”“學校老師”和“沒人可找”。數(shù)據(jù)處理時，本文將選擇“父母”受訪樣本重新編碼為1，而選擇其他答案的樣本編碼為0，由此也形成了用來反映子女對父母信任程度的3 個虛擬變量。最終，本文將上述6 個指標進行加總，得到一個反映父母情感參與的指標，數(shù)值越大，表示父母情感參與越多。對監(jiān)督參與的衡量根據(jù)問卷中受訪者對“你父母在以下事情上管你嚴不嚴：作業(yè)、考試（在學校表現(xiàn)、和誰交朋友、穿著打扮、上網(wǎng)時間、看電視時間）”題目的回答，回答選項1—3，分別代表“不管”到“管的很嚴”，加總后取均值即可得到監(jiān)督參與指標，分值越大，表示父母監(jiān)督參與越多。

3．調(diào)節(jié)變量

根據(jù)前文理論分析，本文以子女對父母期望所感受到的壓力作為調(diào)節(jié)變量，并將之命名為壓力感知?？紤]中國教育現(xiàn)實，父母參與期望寄托了家庭教育的目標，可以反映出父母對于青少年教育的關注程度，并指示著父母參與的整體投入狀態(tài)，這使得子女面對父母教育期望所感受到的壓力能夠較好地彰顯出子女對父母參與的壓力感知。具體地，本文根據(jù)受訪學生對“你對父母的教育期望感到”這一題目的回答對壓力感知進行衡量，回答選項1—5，分別代表“毫無壓力”到“壓力很大”，分值越高，意味著青少年面對父母參與的壓力感知越高。

4．控制變量

為有效估計，也參考既有研究，本文還選擇了一些控制變量，包括受訪者個體層面、家庭層面和學校層面三個方面。在個體基本特征方面，有性別（男為1，否則為0）、戶籍類型（農(nóng)村為1，否則為0）、是否為獨生子女（是為1，否則為0）和健康狀況（1—5，分別代表“很不好”到“很好”）等常見的人口統(tǒng)計學信息特征?？紤]到非認知能力的影響因素，本文還控制住受訪者的學習態(tài)度（1—5，分別代表“很不好”到“很好”）和是否熱愛閱讀（是為1，否則為0）。家庭作為個體教育的重要環(huán)節(jié)，家庭基本特征也可能會影響到父母參與和學生非認知能力，特別是經(jīng)濟條件因素，還會產(chǎn)生諸多連帶效應，故而家庭層面的控制變量主要為受訪者父母職業(yè)（職業(yè)為“公務員、企業(yè)中高級管理人員、教師、工程師、醫(yī)生、律師”取1，否則為0）和家庭經(jīng)濟情況（1—5，分別代表“非常困難”到“很富?！保４送?，學校層面的教育質(zhì)量作為環(huán)境性因素也可能影響到學生非認知能力發(fā)展。為此，學校層面選擇的控制變量有學校類型（公辦學校為1，否則為0）、學校排名（1—5，分別代表“最差”到“最好”）和生師比（目前的生師比，教師為1）。綜上，本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果如下表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2報告了父母參與影響非認知能力的基準回歸檢驗結果。列（1）—（4）依次檢驗父母參與中認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與對非認知能力的影響，列（5）則是將父母參與的四個維度一并納入回歸模型。從簡單的線性回歸結果來看，在控制住個體、家庭和學校層面特征的變量后，列（1）—（4）中認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與對非認知能力均在1%統(tǒng)計水平上有顯著正向影響。列（5）將父母參與的四個維度一并納入回歸模型的實證結果顯示，父母參與維度下的認知參與、行為參與、情感參與、監(jiān)督參與和非認知能力始終保持著顯著正相關關系，即父母參與能夠顯著促進非認知能力發(fā)展。由此，本文的研究假說1 得到初步支持。

表2 基準回歸檢驗結果

上述結果表明，良好的父母參與能夠顯著改善初中生非認知能力，其中認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與均有助于促進非認知能力發(fā)展。青少年階段的認知與行為在很大程度上都是受父母言傳身教的影響，父母在認知與行為參與上的投入越多，越有助于子女樹立正確的世界觀和價值觀，如親和性、開放性等心理特質(zhì)能夠在與父母密切交流過程中逐步培養(yǎng)和發(fā)展。特別是在子女遇到學業(yè)或生活中的挫折時，來自父母的積極參與能夠及時發(fā)現(xiàn)問題，并為子女提供及時的引導，進而鍛煉其應對困難的心理素質(zhì)和實踐能力。此外，在與父母的互動過程中，子女感受到的來自父母的鼓勵、示范和指導也會影響他們的自我效能感、自尊水平、嚴謹性等心理特質(zhì)。親子關系是個體社會網(wǎng)絡關系中最為特殊的關系模式，也是個體接觸并建立社會關系的起點，透過親子互動、交流過程，青少年學會如何與他人進行溝通，這可以顯著提高個體社會交流、融入能力。與家長的密切相處中，子女的自我道德評價、感知與理解的“共情”能力也將得到顯著增強。父母的情感參與直接強調(diào)了親子間的情感聯(lián)系，與父母分享心中的喜悅或是煩惱，能夠緩解子女內(nèi)心失落、沮喪等不良情緒，增強情緒穩(wěn)定性。父母對子女未來的發(fā)展信心等，則是有助于培育子女的自信心。監(jiān)督參與側重于考察父母對子女在學業(yè)和生活娛樂等方面的管教程度。從內(nèi)容上看，監(jiān)督參與對非認知能力所發(fā)揮的積極效應更多的是保護性作用，即防止子女沉迷網(wǎng)絡、游戲等，并督促子女將時間用于學業(yè)，這能夠減少不良信息的干擾，提高子女自身專注力和嚴謹性心理特質(zhì)，從而促進非認知能力發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗

前面基準回歸結果初步證實了父母參與對非認知能力的正向促進作用，但利用最小二乘法的回歸檢驗結果僅是對二者關系的相關性分析，無法做出因果效應估計。具體到本文來看，父母參與對子女非認知能力發(fā)展的因果估計還會面臨測量誤差和反向因果等內(nèi)生性問題挑戰(zhàn)，這將直接沖擊著本文的基準回歸結果的可靠性。為此，本文將在穩(wěn)健性檢驗部分通過使用替換因變量法和工具變量法提高父母參與對非認知能力因果效應估計。

1．替換因變量法

前文表2中的因變量為整合型指標——非認知能力。為降低測量誤差的可能性，本文把因變量替換為嚴謹性、親和性、外向性、開放性和情緒穩(wěn)定性等“大五人格”分項維度進行實證檢驗，以指示青少年非認知能力的不同構面，估計結果匯報在表3中。Panel A—Panel D 依次報告了認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與對“大五人格”5 個分項維度的估計結果。計量結果表明，認知參與、行為參與和情感參與對嚴謹性、親和性、外向性、開放性和情緒穩(wěn)定性均在1%統(tǒng)計水平上有顯著正向作用。值得注意的是，監(jiān)督參與對嚴謹性、親和性、外向性和開放性在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，對子女情緒穩(wěn)定性卻是呈負向作用，但并未達到10%統(tǒng)計顯著性水平。這可能是由于父母的監(jiān)督參與指示著父母管教的嚴厲性程度，對子女非認知能力的作用更多的是保護性的，且過多的管教可能會導致“反作用”，加劇青春期階段子女叛逆心理，造成情緒穩(wěn)定性下降。由此，經(jīng)過替換因變量法的穩(wěn)健性結果與基準回歸基本保持一致，本文的研究假說1 再次得到驗證。

表3 （續(xù)）

表3 穩(wěn)健性檢驗：替換因變量法

2．工具變量法

雖然基準回歸結果表明，父母參與對非認知能力有顯著正向作用，但這一結果并未能夠處理由反向因果帶來聯(lián)立內(nèi)生性偏誤問題，即子女非認知能力的高低也會影響父母參與程度，從而難以對基準回歸結果做出因果推斷。為有效緩解這一內(nèi)生性問題，本文選取工具變量（Instrumental Variable），在兩階段最小二乘法（Two Stage Least Square，2SLS）回歸框架下，對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

經(jīng)篩選，本文最終選擇的工具變量為父母的教育期望，①對工具變量父母教育期望的測量是根據(jù)受訪學生對“你父母對你的教育期望時”這一題目的回答，本文對回答選項進行了重新編碼，將回答“現(xiàn)在就不要念了”編碼為1，“初中畢業(yè)”編碼為2，“中專／技?！本幋a為3，“職業(yè)高中”編碼為4，“普通高中”編碼為5，“大學?？啤本幋a為6，“大學本科”編碼為7，“研究生”編碼為8，“博士”編碼為9。這主要是考慮到以父母教育期望作為工具變量能夠較好地滿足相關性和外生性兩方面的條件。在相關性方面，父母教育期望會影響其對于子女生活、學習的關心和參與程度。一般而言，那些對子女學業(yè)發(fā)展抱有極大期許的家長會付出更多的時間陪伴子女學習，在子女成長過程中的參與程度明顯更深。在外生性方面，還沒有經(jīng)驗證據(jù)表明，父母的教育期望會對子女非認知能力產(chǎn)生直接影響，二者更多的是一種間接作用關系。基于上述考慮，本文認為選擇父母教育期望作為工具變量是適宜的。表4報告了應用兩階段最小二乘法（IV－2SLS）的穩(wěn)健性估計結果。

從表4兩階段最小二乘法的估計結果來看，列（1）—（4）的第一階段檢驗結果顯示，父母教育期望對父母參與（認知參與、行為參與、情感參與、監(jiān)督參與）均在1%統(tǒng)計水平上有顯著正向影響，符合工具變量相關性要求。再者，認知參與、行為參與、情感參與、監(jiān)督參與的第一階段F值分別為66．553、15．594、81．211 和140．313，均高于一般學界所認為的第一階段F值應大于10 的安全閥值［30］，即說明不存在弱工具變量的問題。同時，Durbin－Wu－Hausman 內(nèi)生檢驗結果表明，可以在1%的統(tǒng)計水平上拒絕“所有變量均為外生變量”的假設。因此，本文選擇的工具變量是合適的。再到列（4）—（6）因變量為整合型指標非認知能力的第二階段估計結果，認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與等4 個父母參與的分項維度均在1%統(tǒng)計水平上有顯著正向作用，且估計系數(shù)比OLS 估計的系數(shù)更大。應用IV－2SLS 估計結果與表2基準回歸中的作用方向和顯著性水平保持一致，意味著在緩解反向因果問題后，父母參與能夠顯著促進子女非認知能力發(fā)展。由此，本文的研究假說1 得到充分驗證。

表4 穩(wěn)健性檢驗：IV－2SLS 回歸結果

3．調(diào)節(jié)效應檢驗

根據(jù)理論機制梳理，本文認為子女對父母期望的壓力感知可能在父母參與和非認知能力之間發(fā)揮負向調(diào)節(jié)作用。表5列報告了調(diào)節(jié)效應檢驗結果。考慮到交互項容易引起多重共線性問題，事實上，本文利用方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）檢驗結果表明，交互項的VIF 值大于10，確實存在多重共線性問題。為此，本文將自變量和調(diào)節(jié)變量進行中心化處理后，再生成交互項。①經(jīng)過中心化處理后，四個模型的方差膨脹因子檢驗中各變量的VIF 值均小于2。列（1）—（4）依次為壓力感知在認知參與、行為參與、情感參與、監(jiān)督參與和非認知能力之間的調(diào)節(jié)效應檢驗結果。統(tǒng)計結果表明，核心自變量父母參與（認知參與、行為參與、情感參與、監(jiān)督參與）對非認知能力均在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，進一步驗證基準回歸的穩(wěn)健性。此外，在調(diào)節(jié)變量壓力感知上，列（1）—（4）的計量結果表明，壓力感知在1%統(tǒng)計水平上對非認知能力有顯著負向影響，即子女從父母參與中感知到的壓力水平越高，越不利于非認知能力的發(fā)展。

表5 壓力感知的調(diào)節(jié)效應檢驗結果

就本文最為關注的交互項檢驗結果而言，列（1）和（4）中，認知參與和壓力感知的交互項（認知參與×壓力感知）、監(jiān)督參與和壓力感知的交互項（監(jiān)督參與×壓力感知）在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。列（2）中，行為參與和壓力感知的交互項（行為參與×壓力感知）則是在10%統(tǒng)計水平上有顯著負向影響。這表明壓力感知對父母參與（認知參與、行為參與、監(jiān)督參與）和非認知能力的正向影響中具有抑制作用，即子女的壓力感知具有顯著負向調(diào)節(jié)作用。再到列（3）的估計結果來看，情感參與和壓力感知的交互項（情感參與×壓力感知）雖為負向作用，但并未達到10%統(tǒng)計顯著性水平，說明壓力感知在情感參與和非認知能力之間不具備顯著調(diào)節(jié)作用。究其實質(zhì)，與認知參與、行為參與和監(jiān)督參與不同，父母情感參與更多的是強調(diào)了父母和子女之間的情感交流、心事分享，具有緩解焦慮、失落、抑郁等負面情緒的積極作用，并不會增添子女所感受壓力，進而情感參與和壓力感知的交互項不具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。

為直觀地呈現(xiàn)調(diào)節(jié)效應檢驗結果，圖1報告壓力感知的調(diào)節(jié)效應檢驗結果。圖1中（a）、（b）、（c）、（d）依次為壓力感知在父母參與（認知參與、行為參與、情感參與、監(jiān)督參與）和非認知能力之間的調(diào)節(jié)效應檢驗結果。從圖1的結果來看，圖（a）、（b）、（d）中均呈現(xiàn)出較為顯著的負向調(diào)節(jié)作用，且相比于圖（b），圖（a）和（d）負向調(diào)節(jié)作用明顯更強，這與表5中的交互項的估計結果相互印證。綜上，本文的研究假說2 基本得到支持，壓力感知在父母參與（認知參與、行為參與、監(jiān)督參與）和非認知能力有顯著負向調(diào)節(jié)作用，即隨著子女感知到的壓力增加，父母參與對非認知能力的影響降低。

圖1 調(diào)節(jié)效應檢驗結果

五、結論與討論

本文利用2014—2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，考察父母參與對非認知能力的影響及機制。通過將父母參與分解為認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與四個維度，并根據(jù)“大五人格”量表構建衡量個體非認知能力的指標，本文得到如下研究結論。第一，來自父母的認知參與、行為參與、情感參與和監(jiān)督參與均對子女非認知能力有顯著正向影響，即父母參與能夠促進子女非認知能力發(fā)展。第二，在考慮了測量誤差和反向因果等潛在的聯(lián)立內(nèi)生性問題后，本文的研究結論在替換因變量法和利用工具變量法等穩(wěn)健性檢驗下依然成立。第三，引入壓力感知的調(diào)節(jié)效應檢驗結果表明，壓力感知在父母參與（認知參與、行為參與、監(jiān)督參與）和非認知能力之間有顯著負向調(diào)節(jié)作用，即隨著感知到的壓力增加，父母參與（認知參與、行為參與、監(jiān)督參與）對非認知能力的影響降低。

本文的研究表明，父母參與還能夠?qū)ψ优钦J知發(fā)展產(chǎn)生積極效應，但這并不意味著父母參與的頻度越高或力度越深越好。子女從父母處感知到的壓力水平實際上發(fā)揮著負向調(diào)節(jié)作用，如果子女在父母參與過程中感受到的壓力過大，將削弱父母參與在非認知能力發(fā)展中的積極作用。具體到不同類型的父母參與比較來看，父母情感參與具有一定特殊性，并不會受到壓力感知負向調(diào)節(jié)，意味著保持和強化親子間的情感交流能夠在一定程度上減輕子女從父母處所感知到的種種壓力。

本文還具有一定的實踐含義。首先，父母作為子女成長過程中最重要的陪伴者和支持者，應積極同子女進行互動、交流，注重對嚴謹、勤奮、熱情參與、協(xié)作、開放和融入等價值理念的培育，引導子女樹立健康向上的社會價值觀。父母在日常生活中應以身作則，踐行正確的社會規(guī)范，為子女樹立榜樣。對正處于青少年階段的子女，父母應主動在學習、人際交往等方面給予適當意見。針對子女在學校和家庭生活中的行為變化及時掌握，妥善解決其遇到負面問題。親子關系間必要的情感溝通是降低子女抑郁、失落情緒的關鍵，因此父母應關注子女心理情緒變化，提供愛與包容的軟性支持，增強青少年的情緒穩(wěn)定性。而且，青少年階段自我控制能力相對較差，往往會沉迷游戲、電視娛樂等，父母也應發(fā)揮監(jiān)督作用，督促子女將時間用于學業(yè)或是體育鍛煉等內(nèi)容上。就現(xiàn)實來看，在城鄉(xiāng)二元體制下，農(nóng)村地區(qū)青少年往往不得不面臨留守等問題，極大地削弱了父母參與非認知能力發(fā)展中的作用。因此，外出務工的父母需利用視訊技術等多種方式與子女保持一定頻率的交流，實現(xiàn)“遠程參與”，使子女感受到來自家庭的關愛和支持就在身邊。

其次，適度降低子女感知到的父母壓力也是提升非認知能力的一個可行辦法和路徑選擇。子女從父母處感知到的過度壓力會抑制父母參與對非認知能力發(fā)展的積極效應，這意味著無論是父母的認知參與、行為參與還是監(jiān)督參與等都應該保持在適度水平，給子女留出一定的個人空間。比如，在監(jiān)督參與上，不應該過度增加子女的學業(yè)負擔，造成子女壓力過大。同時，在可控范圍內(nèi)，父母也應該給予子女適當時間與同伴游玩或是進行網(wǎng)絡娛樂。特別地，增加親子之間的體育運動和休閑活動，在親子活動參與過程中，實現(xiàn)親子緊密聯(lián)系，從而達到降低壓力感知并促進非認知能力發(fā)展的目的。

最后，青少年應正確理解父母的參與過程，并主動向父母尋求支持。由于青少年心智發(fā)育尚未完全成熟，需要父母的引導或干預，但過多的干預又可能引發(fā)“逆反”情緒。面對這些問題，青少年一方面應正確認識父母參與的重要性和必要性，避免過多的壓力；另一方面，青少年也應該主動與父母溝通，在面對學習或是生活方面的困擾時，獲取父母對相關問題的意見，就自身想法進行分享，同父母建立起適度參與關系。特別是留守兒童群體，更應該積極同父母保持交流，最大程度上發(fā)揮父母參與在非認知能力發(fā)展中的積極作用。