高功敬

（濟南大學 政法學院，山東 濟南 250022）

一、問題的提出

由邁克爾·謝若登（Michael Sherraden）所創(chuàng)立的資產(chǎn)為本的社會福利理論（Social Welfare Theory Based on Assets）自20 世紀90 年代韌始以來，因其突出的整合性、包容性、發(fā)展性特征，被學界普遍視為社會福利政策領域中的一場范式革命[1]viii[2]28-30[3]1488-1496。該理論對基于收入和消費為本的傳統(tǒng)社會福利政策進行了系統(tǒng)的批判，強調(diào)其由于忽視了貧困內(nèi)涵的復雜性以及貧困家庭的資產(chǎn)建設，只在一定程度上緩解貧困，沒有實質(zhì)性減少貧困或縮小貧富分化。[4]199-200傳統(tǒng)的社會福利政策理念與實踐把貧困狹隘地理解為消費與收入的匱乏，不鼓勵甚至抑制貧困家庭進行資產(chǎn)積累。貧困不僅僅是收入與消費匱乏，更是資產(chǎn)或財富匱乏[5]1-11、可行能力匱乏[6]23-25、權(quán)利匱乏或社會排斥導致的脆弱性[7]108-110以及稀缺性思維模式的表征[8]1-8，132?；趯ω毨КF(xiàn)象復雜性理解的多維整合視野成為有效反貧困的內(nèi)在要求。[9]132以資產(chǎn)為本的社會福利政策不僅能直接促進窮人進行資產(chǎn)積累，更重要的是，將會產(chǎn)生顯著的“資產(chǎn)效應”：促進家庭的穩(wěn)定；改變稀缺性思維模式；促進人力資本和社會資本的發(fā)展；增強專門化和專業(yè)化；提供承擔風險的基礎；增加個人效能、社會影響與政治參與等[5]180。顯然，資產(chǎn)為本的社會福利政策是建立在資產(chǎn)效應理論基礎之上的，然而，資產(chǎn)效應理論所提出的九大效應命題還普遍缺乏相應系統(tǒng)的經(jīng)驗驗證[5]1-11[10]1-9。更重要的是，作為靜態(tài)結(jié)果的資產(chǎn)本身與作為活動、行為、過程的資產(chǎn)建設之間存在著明顯差別——盡管二者也存在難以分割的內(nèi)在聯(lián)系。因此，資產(chǎn)效應并不等于資產(chǎn)建設效應，二者在理論邏輯與經(jīng)驗現(xiàn)實中都應有所區(qū)分。然而，謝若登所提出的資產(chǎn)效應理論傾向于模糊二者的區(qū)別，而不是清晰區(qū)分二者的不同，在很大程度上其把資產(chǎn)建設效應包括在資產(chǎn)效應之內(nèi)，但這樣做實際上嚴重忽略了資產(chǎn)建設行為與過程相對于擁有資產(chǎn)本身所具有的能動效應。本文擬正式提出資產(chǎn)效應與資產(chǎn)建設效應是雖有關(guān)聯(lián)但本質(zhì)不同的兩種效應，把資產(chǎn)建設效應理論從資產(chǎn)效應理論中區(qū)分出來，以期為資產(chǎn)建設福利政策提供更為堅實與直接的理論基礎。

兒童發(fā)展關(guān)乎國家未來和民族希望，關(guān)系社會公平正義，促進兒童發(fā)展尤其是貧困家庭兒童全面發(fā)展是建立反貧困長效機制的內(nèi)在要求，是切斷貧困代際傳遞的根本途徑。國內(nèi)學界對兒童發(fā)展的相關(guān)探討一直是近年來社會學領域的研究焦點[11-16]。關(guān)于資產(chǎn)以及資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的效應及其內(nèi)在機制的探討基本上還停留在理論假說層面，國內(nèi)相關(guān)的實證研究十分匱乏，個別相關(guān)研究依然停留在相關(guān)關(guān)系的探討上[17]。進入新世紀以來，國外基于資產(chǎn)效應理論對兒童發(fā)展的相關(guān)經(jīng)驗研究日趨增多，開始從不同的角度探討家庭資產(chǎn)對兒童學業(yè)成績、兒童行為表現(xiàn)、兒童心理等方面的效應[18-22]。這些基于不同國家或地區(qū)所做的相關(guān)實證研究從不同的時空情境中驗證了資產(chǎn)對兒童發(fā)展相應維度所具有的各種效應。然而，國外相關(guān)研究依然沒有對資產(chǎn)與資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的具體效應進行明確區(qū)分，相關(guān)資產(chǎn)效應是否對中國情境同樣適用也有待基于中國經(jīng)驗數(shù)據(jù)基礎上的檢驗。

基于上述理由，本文擬在區(qū)分資產(chǎn)效應理論與資產(chǎn)建設效應理論的基礎上構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，運用CFPS2018 數(shù)據(jù)實證研究家庭資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展主要維度的具體效應及其影響路徑，進而檢驗資產(chǎn)效應理論與資產(chǎn)建設效應理論在解釋兒童發(fā)展主要維度變異上的各自效應和能力。

二、文獻述評：資產(chǎn)效應、資產(chǎn)建設效應與兒童發(fā)展

（一）資產(chǎn)效應與資產(chǎn)建設效應

1991 年，謝若登在《資產(chǎn)與窮人》一書中提出了著名的“資產(chǎn)效應理論”，認為“資產(chǎn)具有各種重要的社會、心理和經(jīng)濟效應。人們在積累資產(chǎn)時會產(chǎn)生不同的思想和行為，社會也會對人們產(chǎn)生不同的回應。具體而言，資產(chǎn)改善經(jīng)濟穩(wěn)定性；將人們與可行有望的未來相聯(lián)系；刺激人力或其他資本的發(fā)展；促使人們專門化和專業(yè)化；提供承擔風險的基礎；產(chǎn)生個人、社會和政治獎賞；增強后代的福利”[5]180。簡言之，資產(chǎn)效應蘊含九個基本命題：“資產(chǎn)促進家庭穩(wěn)定、創(chuàng)造未來取向、刺激其他資產(chǎn)的發(fā)展、促使專門化和專業(yè)化、提供承擔風險的基礎、增強個人效能、提高社會影響、增強政治參與以及增進后代福利。”[5]180-181“資產(chǎn)效應理論”是謝若登在社會政策界備受贊譽的“以資產(chǎn)為基礎的福利理論”的前提，“作為具有包容性的以資產(chǎn)為基礎的政策的主要原理，資產(chǎn)效應至關(guān)重要”[10]7。

然而，關(guān)于“資產(chǎn)效應理論”一直存在著兩個方面的基礎問題：其一，“資產(chǎn)效應理論”蘊含的9個因果性命題還缺乏相應的經(jīng)驗驗證，現(xiàn)有經(jīng)驗研究僅停留在關(guān)聯(lián)性（相關(guān)性）探討上。謝若登指出“資產(chǎn)效應理論”的九個命題中，“每一個命題都是基于業(yè)已建立的理論和證據(jù)，然而，現(xiàn)在還沒有專門確認每一個命題的真實程度、前提條件以及相互之間的可能聯(lián)系……今后應當提出專門的經(jīng)驗性問題，并設計有針對性的研究來解答這些問題”[23]148。“多項研究均發(fā)現(xiàn)，擁有資產(chǎn)與大量各種不同的積極結(jié)果之間存在正相關(guān)，但是缺乏對因果關(guān)系的證明……如果這些效應（資產(chǎn)的九大效應）存在，并且假設其收益大于政策成本的話，那么這將是針對所有人的資產(chǎn)建設政策的一個強有力的案例。遺憾的是，本研究沒有直接解決這些關(guān)鍵問題?！盵10]7其二，“資產(chǎn)效應理論”強調(diào)了擁有“靜態(tài)的”資產(chǎn)本身的重要性，客觀上忽視了“能動的”資產(chǎn)建設及其過程的重要性，并沒有嚴肅區(qū)分強調(diào)擁有資產(chǎn)本身的“資產(chǎn)效應理論”和注重活動與過程的“資產(chǎn)建設效應理論”。事實上，盡管謝若登注意到了“資產(chǎn)效應”概念與“資產(chǎn)積累（資產(chǎn)建設）”概念之間的區(qū)別，但并沒有明確區(qū)分“資產(chǎn)效應理論”與“資產(chǎn)建設效應理論”之間的實質(zhì)性差別，而是傾向于在修辭時把二者混同在一起，或者認為后者并不重要。然而，二者之間的區(qū)別十分明顯。“資產(chǎn)效應”概念及其理論強調(diào)的是擁有資產(chǎn)的靜態(tài)結(jié)果，而“資產(chǎn)建設”強調(diào)的是資產(chǎn)積累的活動與過程。為突出作為活動與過程的資產(chǎn)建設本身和作為靜態(tài)的資產(chǎn)擁有之間的實質(zhì)性差異，本文認為有必要明確提出“資產(chǎn)建設效應”概念以及“資產(chǎn)建設效應理論”，以區(qū)別于“資產(chǎn)效應”概念及其“資產(chǎn)效應理論”。一個人或一個家庭一窮二白，但并不妨礙其開展資產(chǎn)建設或資產(chǎn)積累，而在這個行動或過程中所產(chǎn)生的資產(chǎn)建設效應并不比擁有資產(chǎn)本身所產(chǎn)生的各種效應弱。實際上，本文假設資產(chǎn)建設效應比資產(chǎn)效應更重要，而謝若登所提出的資產(chǎn)效應九大命題，資產(chǎn)建設效應不僅基本都具備，而且其本身更多地體現(xiàn)在資產(chǎn)建設或資產(chǎn)積累的行動與過程中。值得注意的是，資產(chǎn)效應與資產(chǎn)建設效應既有本質(zhì)區(qū)別但也存在內(nèi)在的密切聯(lián)系，除了個人或家庭繼承或接受贈與的資產(chǎn)外，家庭資產(chǎn)基本上都屬于家庭資產(chǎn)建設的結(jié)果，家庭資產(chǎn)建設效應在很大程度上也體現(xiàn)了資產(chǎn)效應。為此，可把資產(chǎn)建設效應作廣義與狹義之分，廣義的資產(chǎn)建設效應既包含資產(chǎn)建設過程與行為本身的效應，也包括了資產(chǎn)效應——作為資產(chǎn)建設行為的結(jié)果；狹義的資產(chǎn)建設效應僅指資產(chǎn)建設行為與過程所產(chǎn)生的各種效應。

（二）資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的效應研究

近二十年來，國內(nèi)外學界越來越多的實證研究表明持有資產(chǎn)會以積極的方式改變一個人的態(tài)度和行為[21]35-49。其中資產(chǎn)對兒童發(fā)展的效應研究逐漸成為相關(guān)實證研究的焦點之一。這不難理解，兒童作為家庭、民族與國家的未來，也作為斬斷代際貧困傳遞的關(guān)鍵，一直是資產(chǎn)建設效應關(guān)注的重點，同時，也因其可塑性強更易被用來驗證資產(chǎn)建設效用命題。學界關(guān)于資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的效應研究主要集中在資產(chǎn)建設對兒童教育程度、學業(yè)成績、心理健康、行為表現(xiàn)等方面。

梅葉爾發(fā)現(xiàn)，家庭投資額比家庭收入可以更好地解釋兒童考試成績差異[24]1-15；奧爾利用國家青年縱向調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，即使控制了父母教育、職業(yè)和家庭收入，資產(chǎn)對兒童考試成績也有積極的影響[25]281-304。更多的研究表明，金融資產(chǎn)、住房所有權(quán)與孩子的教育程度、情緒和行為健康正相關(guān)，可能至少部分是因為資產(chǎn)改變了對未來的預期[20-21][26-29]。家庭開展教育儲蓄對兒童教育通常也具有顯著的積極影響。艾利奧等人的實證研究發(fā)現(xiàn)，兒童教育儲蓄對兒童的數(shù)學成績、大學升學率、大學畢業(yè)率等方面具有顯著積極效用[30-32]。一項來自烏干達的2000 名初中生參與的教育儲蓄實驗結(jié)果表明，參與教育儲蓄對于青年學生的入學率、學業(yè)成績具有積極的結(jié)果[33-34]。盡管許多實證研究發(fā)現(xiàn)家庭資產(chǎn)（財富）對兒童教育具有積極影響，但不同類型的家庭資產(chǎn)對兒童教育的效應也不同。有學者通過對坦桑尼亞具有全國代表性的面板數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)雖然非生產(chǎn)性資產(chǎn)（如家庭耐用品和住房質(zhì)量）與兒童教育成果呈正相關(guān)，但農(nóng)業(yè)資產(chǎn)對兒童的學業(yè)成績具有負面影響[22]14-28。

除了資產(chǎn)建設對兒童學業(yè)成績的相關(guān)實證研究，學界也日益重視資產(chǎn)建設對兒童心理行為方面的效應探討。凱爾尼運用加拿大統(tǒng)計局開展的全國人口健康調(diào)查數(shù)據(jù)（NPHS，1994—1995），研究發(fā)現(xiàn)住房形式的資產(chǎn)對青少年的心理健康具有重要的影響。生活在租賃房屋的兒童心理困擾水平顯著高于居住在自有住房的兒童，兒童抑郁癥患病率也高出三倍[18]。資產(chǎn)也被證明可以增強兒童的心理健康，埃辛和鄧肯運用底特律大都市地區(qū)867 個家庭的縱向研究數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，父母在子女一年級時為其大學預留金錢，子女23 歲時的自尊指數(shù)會顯著提高，這意味著資產(chǎn)可以增強兒童心理健康[19]。目前有兩種關(guān)于資產(chǎn)影響兒童心理健康的解釋：一是家長存在經(jīng)濟壓力，反過來向家人施壓，破壞了家庭關(guān)系，導致幸福感降低，影響孩子心理健康；二是因為經(jīng)濟資源影響后代社會經(jīng)濟地位，反過來又影響子女心理健康[35]。也有學者注意到資產(chǎn)對兒童行為表現(xiàn)也具有影響。波義耳綜合考察了兒童在社會參與過程中出現(xiàn)的反社會、注意力不集中、過度活躍、焦慮等反應，發(fā)現(xiàn)擁有房產(chǎn)的家庭兒童問題評分明顯低于租房家庭的孩子，且無論收入是否高于收入貧困線，這樣的效應依然存在[36]。

關(guān)于資產(chǎn)建設對兒童教育、心理健康、行為表現(xiàn)等方面影響機制探討，目前學界主要從兩個方面進行考量：一是認為資產(chǎn)建設對兒童教育、心理健康、行為表現(xiàn)等產(chǎn)生直接影響[5]1-11[37]1829-1878[29]3-16；二是資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展方面的影響更多是通過家長的教育期望、教育參與、教育機會以及家庭環(huán)境（包括家庭關(guān)系）等中介因素間接產(chǎn)生影響[21][26][38-40]。然而，關(guān)于資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的影響機制研究主要局限在理論探討層面，相關(guān)的實證研究或經(jīng)驗驗證依然付諸闕如。

三、因果模型與研究假設

本文主要目的是實證研究資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的具體效應及其影響機制，檢驗資產(chǎn)效應理論以及資產(chǎn)建設效應理論在兒童發(fā)展中的具體體現(xiàn)及其差異?；谏鲜鑫墨I探討和研究便捷考量，本文把資產(chǎn)建設效應作廣義與狹義之分：廣義的資產(chǎn)建設效應不僅包括了作為活動與行為的資產(chǎn)建設效應，也包括了作為資產(chǎn)建設結(jié)果以及家庭先賦資產(chǎn)積累結(jié)果的資產(chǎn)效應；狹義的資產(chǎn)建設效應僅指資產(chǎn)建設行為與過程所產(chǎn)生的各種影響，不包括資產(chǎn)本身的效應。兒童發(fā)展是一個多維概念，主要包括兒童身體維度、心理維度、行為維度、教育（學業(yè)）維度、信心維度等。本文主要從四個方面考察資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的影響，主要包括資產(chǎn)建設對兒童身心健康、兒童行為表現(xiàn)、兒童學業(yè)表現(xiàn)以及兒童自我期望的各自影響，這四個維度基本上涵蓋了兒童發(fā)展中的核心內(nèi)容。資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的影響機制不僅是直接的，更多的是通過一系列中介機制完成的。謝若登的資產(chǎn)效應理論以及學界現(xiàn)有的實證研究表明，資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的中介機制主要是通過影響家庭關(guān)系、家長參與、家長期望、教育機會、學校質(zhì)量等方面實現(xiàn)的。同時，相關(guān)研究與經(jīng)驗證據(jù)表明，家庭關(guān)系會對家長參與和家長期望產(chǎn)生影響，而家長參與也會對家長期望、教育機會以及學校質(zhì)量選擇產(chǎn)生影響?；谏鲜鑫墨I探討與理論假設，本文提出如下因果模型（見圖1）。

圖1 資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的因果模型圖

圖1 表明，本文關(guān)于資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的影響研究包括如下兩點假設：

第一，資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展（各個維度）不僅存在直接影響，而且通過家庭關(guān)系、家長參與、學校質(zhì)量、家長期望以及教育機會分別對兒童發(fā)展產(chǎn)生間接影響。

第二，盡管資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的各個維度（身心發(fā)展、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)、未來期望）的影響可能存在具體差異，但本文在模型建構(gòu)上假設資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展各個維度的影響路徑基本是同構(gòu)的。這樣做一方面主要基于資產(chǎn)建設理論以及相關(guān)經(jīng)驗研究中針對不同的兒童發(fā)展維度的總體框架是穩(wěn)定的；另一方面也是出于比較和簡化模型的考量，在檢驗時方便比較廣義與狹義資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展不同維度的效應差異。換言之，無論是廣義的資產(chǎn)建設（包括資產(chǎn)與資產(chǎn)建設行為）還是狹義的資產(chǎn)建設（僅指資產(chǎn)建設行為）對兒童發(fā)展的各個維度的因果機制基本是一致的，但具體效應可能會存在顯著性差異，尤其是狹義的資產(chǎn)建設與資產(chǎn)本身對兒童發(fā)展的各個維度的效應可能會存在明顯差異。

基于資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的因果模型圖以及上述因果模型圖所蘊含的兩個基本理論假設，本文提出如下系列待檢驗的具體研究假設：

研究假設1：資產(chǎn)建設（廣義與狹義）對兒童發(fā)展的各個維度（身心健康、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)、自我期望）均產(chǎn)生顯著的積極影響。

研究假設2：資產(chǎn)建設（廣義與狹義）對家庭關(guān)系、家長參與、家長期望、學校質(zhì)量與教育機會都具有顯著的積極效應，且分別通過這些中介變量進而對兒童發(fā)展的各個維度（身心健康、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)、自我期望）產(chǎn)生重要的正面效應。

研究假設3：家庭關(guān)系對家長期望、家長參與具有顯著的積極效應，家長期望對家長參與、學校質(zhì)量選擇以及教育機會產(chǎn)生顯著正面效應，進而資產(chǎn)建設通過這些中介通道對兒童發(fā)展各個維度產(chǎn)生積極的效應。

四、數(shù)據(jù)、測量與方法

（一）數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自北京大學中國社會科學調(diào)查中心的“中國家庭追蹤調(diào)查”（Chinese Family Panel Studies）2018 年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（以下簡稱CFPS2018），個別匹配變量使用了包括2010年基線調(diào)查數(shù)據(jù)以來的歷次追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS2012201420162018）。CFPS2018 在中國25 個省、市、自治區(qū)成功調(diào)查了約15000 戶家庭，并對每個樣本家庭戶進行了五份問卷調(diào)查：家庭經(jīng)濟問卷、家庭成員問卷、個人代答問卷、個人自答問卷（針對10 歲及以上個人）和少兒家長代答問卷（針對0—15 歲個人）。本文的研究對象是處于義務教育階段且完成了自填問卷的小學與初中階段的兒童（主要為10—15 歲兒童，其中包括30 個16 歲處在初中階段的兒童）。為了實現(xiàn)本文上述研究目標，本文把所需要的可觀測變量在不同數(shù)據(jù)庫中進行了匹配處理，具體為把少兒家長代答問卷、家庭經(jīng)濟問卷、家庭成員問卷、個人代答問卷、個人自答問卷進行了配對，成功匹配2860 個樣本。由于后期數(shù)據(jù)標準化處理中個別省份樣本過少導致關(guān)鍵變量的大量缺失，為此，經(jīng)過逐一核查剔除了北京（5 個）、天津（15 個）、新疆（4 個）、寧夏（2 個）4 個省份共計26 個樣本，其他樣本中變量存在的部分缺失值經(jīng)過插補處理，最終得到了2834 個有效樣本。

（二）測量

1.核心解釋變量：廣義資產(chǎn)建設與狹義資產(chǎn)建設

家庭資產(chǎn)建設是本文的核心解釋變量。根據(jù)上文探討，本文把家庭資產(chǎn)建設分為廣義的家庭資產(chǎn)建設與狹義的家庭資產(chǎn)建設，前者不僅包括資產(chǎn)建設行為與活動，而且包括了家庭擁有的資產(chǎn)——資產(chǎn)建設的結(jié)果，后者僅僅包括資產(chǎn)建設行為與活動本身。作為狹義的資產(chǎn)建設主要用如下三個變量進行測量：（1）是否為孩子教育存錢；（2）是否有住房出租；（3）是否進行金融投資；除此之外，作為廣義的資產(chǎn)建設還包括家庭已擁有的各種資產(chǎn)本身；（4）家庭現(xiàn)金及存款總額，對這一變量進行了對數(shù)處理；（5）耐用消費品總值，家庭耐用消費品不僅是消費品，而且具有直接提高家務勞動效率的功能，具有長期的生產(chǎn)性效應，屬于家庭重要的資產(chǎn)[41]；（6）家庭凈資產(chǎn)，這一變量來自家庭經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，將家庭凈資產(chǎn)這一變量進行了對數(shù)處理。

2.主要被解釋變量：身心健康、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)、自我期望

兒童發(fā)展的主要維度包括兒童身心健康、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)、自我期望等。（1）兒童身心健康，主要包括身體健康和心理狀況兩部分。身體健康在CFPS 2018 問卷中對應的問題是“健康狀況”，心理狀況主要問題為抑郁程度量表（CESD）得分。健康狀況為連續(xù)型變量。CESD 得分在CFPS2018 問卷中對應的問題是N4A（抑郁程度量表），CFPS 將選項依次賦值為1-4，數(shù)值越大表示該感受或行為的發(fā)生頻率越高。其分為CESD 構(gòu)建分數(shù)，連續(xù)型變量。用主成分分析法對八個問題進行因子分析，得到CESD20sc 變量。CESD 構(gòu)建分數(shù)的取值范圍為22～72，數(shù)值越大表示兒童心理健康狀況越差。（2）兒童行為表現(xiàn)，主要包括生活行為表現(xiàn)與學習行為表現(xiàn)兩部分。生活行為指標包含“孩子做事時注意力集中”“孩子遵規(guī)守紀”“一旦開始就必須完成”“孩子喜歡把物品擺放整齊”四個變量。學習行為指標包含“孩子學習很努力”“孩子完成作業(yè)后會檢查”“孩子完成作業(yè)后才玩”三個變量。（3）學業(yè)表現(xiàn)，主要用主觀學業(yè)評價和客觀測試表現(xiàn)兩個方面測量兒童的學業(yè)表現(xiàn)。主觀學業(yè)評價指標包含“語文成績評價”和“數(shù)學成績評價”兩個變量?？陀^測試表現(xiàn)指標包含“詞組測試得分”“數(shù)學測試得分”和“班級排名”三個變量。（4）自我期望，兒童自我期望是兒童發(fā)展的重要內(nèi)容，具體包括自我職業(yè)期望、自我教育期望以及優(yōu)秀程度自我評價三個變量，均為連續(xù)性變量。

3.主要中介變量：家長期望、家長參與、家庭關(guān)系、學校質(zhì)量、教育機會

（1）家長期望，具體包括家長對孩子的教育期望和孩子的成績分數(shù)期望兩個方面。（2）家長參與，具體包括為孩子學習放棄看電視、常與孩子談學校里的事、要求孩子完成作業(yè)、檢查孩子作業(yè)四個變量。（3）家庭關(guān)系，具體包括“婚姻/同居”生活滿意度、與配偶關(guān)系親密度、家庭美滿和睦程度三個變量。（4）學校質(zhì)量，本部分主要參照了李忠路教授[11]的相關(guān)研究設計，依據(jù)CFPS 數(shù)據(jù)庫，采用四個觀測變量對學校質(zhì)量這一潛變量進行測量：對學校的滿意程度、對班主任的滿意程度、對語文老師的滿意程度以及對數(shù)學老師的滿意程度。（5）教育機會，本文主要采用兩個指標對教育機會進行測量：孩子是否參加輔導班、過去12 個月教育總支出的對數(shù)。

4.主要控制變量

本文的主要控制變量為省份、年級、就讀階段、性別、民族、城鄉(xiāng)變量、家庭社會經(jīng)濟地位①家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)是由父母最高教育程度、父母最高職業(yè)威望以及家庭人均純收入對數(shù)三個指標所構(gòu)建的，并據(jù)此進一步劃分了高社會經(jīng)濟地位與低社會經(jīng)濟地位兩類。。對于兒童學業(yè)表現(xiàn)而言，省份與年級之間的差異是實質(zhì)性的，學生學業(yè)成績的比較在中國只有在同一省份、年級內(nèi)進行才有實際意義。為了使學業(yè)成績具有可比性，并基于對省份、年級控制的簡潔性考量，本文通過對兒童學業(yè)成績表現(xiàn)在內(nèi)的主要被解釋變量、解釋變量等進行省份與年級的分組標準化操作，以實現(xiàn)統(tǒng)計控制省份與年級的目的[11]。

本文研究的樣本分布中，男生樣本為54.0%，女生樣本為46.0%；城市樣本占42.0%，農(nóng)村樣本占58.0%；就讀于小學階段的兒童占60.0%，就讀于初中階段的兒童占40.0%；漢族的比例為87%，少數(shù)民族的比例為13.0%。表1 報告了上述變量的描述性統(tǒng)計情況。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計 n=2834

（三）研究方法：結(jié)構(gòu)方程模型

由于本文主要研究潛變量與潛變量之間的因果關(guān)系以及估計可測變量與潛變量之間關(guān)系，需要采取結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）來估計變量間的關(guān)系，所運用的分析軟件為Amos26.0 與Stata17.0?；谏鲜隼碚撃Ｐ团c變量測量描述，本文對結(jié)構(gòu)方程模型（包含測量模型與結(jié)構(gòu)模型）分別進行了具體設定，參見圖2 至圖5。潛變量和測量指標的對應關(guān)系請參照表1。

圖2 資產(chǎn)建設對兒童身心健康影響的結(jié)構(gòu)方程模型（M1）

圖3 資產(chǎn)建設對兒童行為表現(xiàn)影響的結(jié)構(gòu)方程模型（M2）

圖4 資產(chǎn)建設對兒童學業(yè)表現(xiàn)影響的結(jié)構(gòu)方程模型（M3）

圖5 資產(chǎn)建設對兒童自我期望影響的結(jié)構(gòu)方程模型（M4）

上述模型中，除了依照上文理論模型與研究假設設定外，還假定了測量指標的誤差項之間暫不存在相關(guān)性，個別測量指標的誤差項之間的相關(guān)性屆時同時根據(jù)具體模型修正指標與理論解釋的合理性進行調(diào)整。當然，在模型的設定中，變量之間的關(guān)系均假設為線性關(guān)系，這也是結(jié)構(gòu)方程模型的基本要求。另外，行為表現(xiàn)與學業(yè)表現(xiàn)所在的模型中，運用了高階潛變量模型設定，分別用生活行為與學習行為兩個潛變量估計行為表現(xiàn)，分別用客觀測試表現(xiàn)與主觀學業(yè)評價兩個潛變量估計學業(yè)表現(xiàn)。最后需要說明的是，針對外生潛變量資產(chǎn)建設，本文還分別用廣義的資產(chǎn)建設（標識為“資產(chǎn)建設”）、狹義的資產(chǎn)建設（標識為“資產(chǎn)建設1”）以及資產(chǎn)本身（標識為“資產(chǎn)建設2”）進行依次替換，進而在同一模型結(jié)構(gòu)假定下比較資產(chǎn)效應理論與資產(chǎn)建設效應理論在兒童發(fā)展各個維度上的差異。

五、數(shù)據(jù)分析

（一）模型擬合度評價

模型的擬合度評價是解釋測量模型和潛變量之間關(guān)系的前提，通常把絕對擬合度指標和相對擬合度指標看作模型擬合好壞的標準。絕對擬合優(yōu)度指標包括規(guī)范性卡方值（CMIN/DF）、近似誤差均方根（RMSEA）、標準化均方根殘差（SRMR）、擬合優(yōu)度指標（GFI）和調(diào)整后擬合優(yōu)度指標（AGFI）。其中，CMIN/DF 的值在1 至5 之間表示模型配適度很好，但在大樣本研究中，參考意義不大；RMSEA 和SRMR 的值均要小于0.05；GFI 和AGFI 的值要大于0.9。規(guī)范化擬合優(yōu)度指標（NFI）、非規(guī)范化擬合優(yōu)度指標（NNFI/TLI）、增量適合度指標（IFI）和比較適合度指標（CFI）等相對擬合優(yōu)度指標也可以用來檢驗模型的擬合程度。相對擬合度指標通常要求大于0.9，并且越接近1 代表模型的擬合度越好。

本文模型評價結(jié)果顯示，在絕對擬合度指標中，12 個模型的CMIN/DF 的值均在1 至5 之間；RMSEA 和SRMR 的值均小于0.05；GFI 和AGFI的值均大于0.95；在相對擬合度指標中，12 個模型的各相對擬合度指標基本都大于0.9，僅模型M2、模型M2.1、模型M2.2 的NFI 和TLI 指標小于0.9，模型M3 和模型M3.1 的TLI 指標小于0.9，但這些模型的指標也均接近0.9。因此，綜合各項模型擬合指標的結(jié)果來看，可以認為最終模型擬合效果很好。模型最終輸出的擬合優(yōu)度情況如表2 所示。

表2 結(jié)構(gòu)模型適配度指標一覽表 n=2834

（二）測量變量擬合情況

在資產(chǎn)建設—身心健康模型、資產(chǎn)建設—行為表現(xiàn)模型、資產(chǎn)建設—學業(yè)表現(xiàn)模型以及資產(chǎn)建設—自我期望模型的測量模型中，大多數(shù)因子載荷系數(shù)大于0.5，這說明可測變量具有較高效度，較好地測量了潛變量①“測量模型情況一覽表（資產(chǎn)建設—兒童發(fā)展）”因表格較大，受篇幅所限沒有列出，具體請向作者索要（sl_gaogj@ujn.edu.cn）。。但需要注意的是，在測量模型中，個別因子負載小于0.5，表明相應的指標測量存在著一定的瑕疵。比如“2010—2018 年是否為孩子教育存錢”“是否持有金融產(chǎn)品”“是否有住房出租”測量指標的因子負載均小于0.5，但是作為外生觀測變量，因子載荷系數(shù)并不是反映該指標在多大程度上測量了家庭資產(chǎn)建設潛變量，而是表明2010—2018 年是否為孩子教育存錢、是否持有金融產(chǎn)品、是否有住房出租可以在多大程度上解釋家庭資產(chǎn)建設潛變量，并且這三個測量指標也是本文理論解釋所需要的，因此不是本研究聚焦的測量問題。

（三）資產(chǎn)建設影響兒童發(fā)展的路徑分析

關(guān)于資產(chǎn)建設對兒童身心發(fā)展、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)和自我期望的影響各涉及三個結(jié)構(gòu)方程模型，分別是廣義資產(chǎn)建設（記為資產(chǎn)建設）對兒童身心發(fā)展、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)和自我期望的影響模型（分別記為M1、M2、M3、M4），狹義資產(chǎn)建設（記為資產(chǎn)建設1）對兒童身心發(fā)展、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)和自我期望的影響模型（分別記為M1.1、M2.1、M3.1、M4.1），以及家庭所有的資產(chǎn)財富本身（記為資產(chǎn)建設2）對兒童身心發(fā)展、行為表現(xiàn)、學業(yè)表現(xiàn)和自我期望的影響模型（分別記為M1.2、M2.2、M3.2、M4.2）。圖6 至圖17①圖6 至圖17 中路徑系數(shù)標注*、**、***分別表明對應系數(shù)在0.05、0.01、0.001 水平上顯著。和資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展影響的路徑系數(shù)表②“資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展影響的路徑系數(shù)”因表格較大，受篇幅所限沒有列出，具體請向作者索要（sl_gaogj@ujn.edu.cn）。報告了結(jié)構(gòu)模型M1、M1.1、M1.2、M2、M2.1、M2.2、M3、M3.1、M3.2、M4、M4.1、M4.2 潛變量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)路徑圖、路徑系數(shù)的檢驗結(jié)果及解釋力。

圖6 廣義資產(chǎn)建設對兒童身心發(fā)展影響的路徑（M1）

圖7 資產(chǎn)建設1 對兒童身心發(fā)展影響的路徑（M1.1）

圖8 資產(chǎn)建設2 對兒童身心發(fā)展影響的路徑（M1.2）

圖9 廣義資產(chǎn)建設對兒童行為表現(xiàn)影響的路徑（M2）

圖10 資產(chǎn)建設1 對兒童行為表現(xiàn)影響的路徑（M2.1）

圖11 資產(chǎn)建設2 對兒童行為表現(xiàn)影響的路徑（M2.2）

圖12 廣義資產(chǎn)建設對兒童學業(yè)表現(xiàn)影響的路徑（M3）

圖13 資產(chǎn)建設1 對兒童學業(yè)表現(xiàn)影響的路徑（M3.1）

圖14 資產(chǎn)建設2 對兒童學業(yè)表現(xiàn)影響的路徑（M3.2）

圖15 廣義資產(chǎn)建設對兒童自我期望影響的路徑（M4）

圖16 資產(chǎn)建設1 對自我期望影響的路徑（M4.1）

圖17 資產(chǎn)建設2 對自我期望影響的路徑（M4.2）

首先，從模型的解釋力來看，（1）結(jié)構(gòu)模型M1、M1.1、M1.2 分別解釋了兒童身心健康差異的88.1%、90.1%、87.0%，均具有極高的解釋力，其中核心解釋變量廣義資產(chǎn)建設、狹義資產(chǎn)建設以及家庭資產(chǎn)對兒童身心發(fā)展變異的解釋力分別為57.3%、37.3%、51.9%，均具有較高的解釋力。（2）結(jié)構(gòu)模型M2、M2.1、M2.2 分別解釋了兒童行為表現(xiàn)差異的29.7%、34.1%、29.0%，解釋力均一般，其中核心解釋變量廣義資產(chǎn)建設、狹義資產(chǎn)建設以及家庭資產(chǎn)對兒童行為表現(xiàn)變異的解釋力分別為0.23%、3.5%、0.006%，除了狹義資產(chǎn)建設外，廣義資產(chǎn)建設與家庭資產(chǎn)本身對兒童行為表現(xiàn)差異的解釋力可忽略不計。（3）結(jié)構(gòu)模型M3、M3.1、M3.2 分別解釋了兒童學業(yè)表現(xiàn)變異的96.4%、96.3%、97.0%，均具有極高的解釋力，其中核心解釋變量廣義資產(chǎn)建設、狹義資產(chǎn)建設以及家庭資產(chǎn)對兒童身心發(fā)展變異的解釋力分別為：4.9%、4.24%、7.8%。（4）結(jié)構(gòu)模型M4、M4.1、M4.2分別解釋了兒童自我期望變異的64.8%、65.0%、64.6%，均具有較高的解釋力，其中核心解釋變量廣義資產(chǎn)建設、狹義資產(chǎn)建設以及家庭資產(chǎn)對兒童自我期望變異的解釋力分別為9.5%、8.9%、1.6%。

其次，從路徑系數(shù)及其檢驗來看，（1）廣義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設）對兒童身心健康既具有直接的顯著正效應，也通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望產(chǎn)生間接的顯著正效應。狹義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設1）對兒童身心健康不僅具有直接的顯著正效應，而且通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望產(chǎn)生間接的顯著正效應。（2）廣義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設）以及家庭資產(chǎn)本身（資產(chǎn)建設2）均對兒童行為表現(xiàn)不存在直接的顯著性影響，而狹義的資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設1）則對兒童行為表現(xiàn)具有直接的顯著負效應。這一方面可能主要反映了家庭的資產(chǎn)建設行為本身擠壓了對兒童生活行為與學習行為培養(yǎng)所需要投入的大量時間與精力的現(xiàn)實狀況，另一方面反映了家庭社會經(jīng)濟地位對兒童行為表現(xiàn)的負面影響。無獨有偶，有學者研究發(fā)現(xiàn)家庭社會經(jīng)濟地位對兒童學習行為具有顯著負效應（路徑系數(shù)為-0.15）[11]，盡管家庭社會經(jīng)濟地位變量與家庭資產(chǎn)建設變量有明顯差異，但二者無疑具有較強的相關(guān)性。（3）廣義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設）、狹義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設1）、家庭資產(chǎn)本身（資產(chǎn)建設2）均對兒童學業(yè)表現(xiàn)不存在直接的顯著性影響，各自對兒童學業(yè)表現(xiàn)的顯著性效應都是通過中介渠道實現(xiàn)的。（4）廣義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設）、狹義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設1）、家庭資產(chǎn)本身（資產(chǎn)建設2）均對兒童自我期望既存在直接的顯著性影響，也存在顯著的間接影響。

再次，從具體影響路徑來看，（1）值得強調(diào)的是，家庭資產(chǎn)本身（資產(chǎn)建設2）對兒童的身心健康產(chǎn)生了顯著的負效應，不僅如此，在中介效應通道中，通過家庭關(guān)系、家長參與對兒童身心健康的影響也是顯著負效應。（2）雖然狹義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設1）對兒童行為表現(xiàn)的直接效應顯著為負，廣義資產(chǎn)建設（資產(chǎn)建設）、家庭資產(chǎn)本身（資產(chǎn)建設2）對兒童行為表現(xiàn)的直接效應不存在，但三個模型對行為表現(xiàn)的間接效應是存在的，均通過家庭關(guān)系、家長期望對兒童行為表現(xiàn)產(chǎn)生積極的正效應。（3）家庭資產(chǎn)建設對兒童學業(yè)表現(xiàn)的顯著效應均是通過家庭關(guān)系、家長期望、教育機會、家長參與來實現(xiàn)的。需要注意的是，其中通過家庭關(guān)系、家長期望與教育機會中介渠道實現(xiàn)的是顯著性正效應，而通過家長參與中介渠道實現(xiàn)的是顯著負效應。這主要是因為家庭資產(chǎn)建設實質(zhì)性影響到家長參與的方式與內(nèi)容所導致的，也可能是因為家長參與對學業(yè)成績的影響模型并不是線性的，而是非線性的，不當?shù)幕蜻^度的家長參與方式會對兒童尤其是對剛剛進入青春期的兒童產(chǎn)生強烈的逆反心理，進而影響學業(yè)表現(xiàn)。無獨有偶，另一項利用學生調(diào)查數(shù)據(jù)所作的相關(guān)研究也表明家長參與對兒童學業(yè)成績表現(xiàn)具有顯著負效應[42]。（4）就中介機制而言，資產(chǎn)建設主要通過家長期望對兒童自我期望產(chǎn)生顯著正效應，家長參與、教育機會、教育質(zhì)量中介通道均對兒童自我期望不具有顯著性影響，而家庭關(guān)系對兒童自我期望具有顯著負效應。

六、主要發(fā)現(xiàn)與相關(guān)討論

本文試圖在資產(chǎn)效應理論與資產(chǎn)建設效應理論的基礎上構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，運用2018CFPS數(shù)據(jù)實證研究資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展主要維度的具體效應及其影響路徑，進而檢驗資產(chǎn)效應理論與資產(chǎn)建設效應理論在解釋兒童發(fā)展主要維度變異上的各自能力。本文主要研究發(fā)現(xiàn)概述如下：

第一，資產(chǎn)建設對兒童身心健康、行為表現(xiàn)、學業(yè)成績以及自我期望等兒童發(fā)展的關(guān)鍵維度都具有顯著的正效應。不僅如此，廣義資產(chǎn)建設、狹義資產(chǎn)建設以及家庭資產(chǎn)本身對家庭關(guān)系、家長參與、家長期望也都具有顯著正效應。這在一定程度上驗證了資產(chǎn)效用理論與資產(chǎn)建設效應理論中“促進家庭穩(wěn)定”“創(chuàng)造未來取向”“增進后代福利”等關(guān)鍵命題。

第二，資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展主要維度效應的具體路徑存在顯著的不同。具體而言，（1）廣義資產(chǎn)建設與狹義資產(chǎn)建設對兒童身心健康存在著直接的正效應，也通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望產(chǎn)生間接的正效應；（2）廣義資產(chǎn)建設與資產(chǎn)建設本身對兒童行為表現(xiàn)不存在直接效應，主要是通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望對兒童行為表現(xiàn)產(chǎn)生間接的正效應，而狹義資產(chǎn)建設則不僅對兒童行為表現(xiàn)具有直接的正效應，而且也通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望對兒童行為表現(xiàn)產(chǎn)生間接的正效應；（3）無論是廣義資產(chǎn)建設，還是狹義資產(chǎn)建設，抑或是家庭資產(chǎn)本身對兒童學業(yè)都不存在直接效應，而均是通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望對兒童學業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響；（4）廣義資產(chǎn)建設、狹義資產(chǎn)建設以及家庭資產(chǎn)本身對兒童自我期望的影響不僅具有顯著的直接正效應，而且也通過家長期望對兒童自我期望產(chǎn)生正效應，但通過家長參與則對兒童自我期望產(chǎn)生顯著負效應。

第三，就資產(chǎn)建設對兒童身心健康、行為表現(xiàn)的效應而言，資產(chǎn)建設效應與資產(chǎn)效應之間存在著顯著的差別，區(qū)分資產(chǎn)建設效應與資產(chǎn)效應是有效的。值得注意的是，廣義資產(chǎn)建設與狹義資產(chǎn)建設對兒童身心健康、行為表現(xiàn)都具有顯著的正效應，也通過家庭關(guān)系、家長參與、家長期望中介機制發(fā)揮積極效應；而家庭資產(chǎn)本身對兒童身心健康具有顯著的直接負效應，不僅如此，在中介效應通道中，家庭關(guān)系、家長參與對兒童身心健康的影響也是顯著負效應。這說明資產(chǎn)建設對兒童身心健康的積極效應主要是由狹義的資產(chǎn)建設行為所貢獻的，所擁有的家庭資產(chǎn)本身并沒有對兒童身心健康產(chǎn)生預期的積極效應，相反，還產(chǎn)生了顯著的負效應。另外，狹義資產(chǎn)建設盡管對兒童行為表現(xiàn)總體上具有顯著的正效應，但在直接效應通道中具有顯著負效應，而家庭資產(chǎn)本身對兒童行為表現(xiàn)的直接效應不顯著。資產(chǎn)建設行為與資產(chǎn)本身對兒童身心健康、行為表現(xiàn)的效應差異（尤其是直接效應差異）驗證了資產(chǎn)建設效應與資產(chǎn)效應之間存在著顯著的差別，表明資產(chǎn)建設效應理論與資產(chǎn)效應理論在解釋兒童行為表現(xiàn)方面具有較大的差異，在解釋兒童身心健康、行為表現(xiàn)方面具有顯著不同的解釋路徑。就資產(chǎn)建設對兒童身心健康、行為表現(xiàn)的效應而言，有充分的理由區(qū)分資產(chǎn)建設效應與資產(chǎn)效應概念，進一步區(qū)分資產(chǎn)建設效應理論與資產(chǎn)效應理論。

最后，有如下幾點需要進一步探討：第一，結(jié)構(gòu)方程模型預設了各變量間的關(guān)系為線性，從實證結(jié)果來看，家長參與對兒童學業(yè)成績的顯著負效應很可能表明家長參與對兒童學業(yè)成績的因果效應是非線性的。第二，通過截面數(shù)據(jù)探討因果效應有自身的局限性。如何從截面觀測數(shù)據(jù)中進行更精確的因果效應分析，接下來可進一步采取“Do演算”（Do-Caculus）、“反事實算法”（Counterfacual Agorithm）等“因果革命”（Causal Revolution）新思維、新思路、新方法進行相應演算與驗證[43]，繼續(xù)深入探討資產(chǎn)建設對兒童發(fā)展的具體效應。第三，對資產(chǎn)效應理論與資產(chǎn)建設效應理論的驗證及其對兒童發(fā)展效應的探討，應拓展到其他相應經(jīng)驗數(shù)據(jù)中展開，以求多方對比交叉驗證。