【摘 要】 青少年處于身心發(fā)展的關(guān)鍵階段，這一時(shí)期的發(fā)展與其成年社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位獲得密切相關(guān)，家庭教育期望既蘊(yùn)含外部期待，又承擔(dān)著內(nèi)部的引導(dǎo)作用，是影響其發(fā)展成果的重要因素。家庭教育期望涵蓋父代教育期望和子代教育期望，二者承載主體不同，其主要目標(biāo)和最終結(jié)果也會(huì)存在一定差異。厘清這種家庭教育期望的代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響，對(duì)促進(jìn)青少年發(fā)展具有重要意義。因此本文從家庭教育期望的視角出發(fā)，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，在構(gòu)建青少年發(fā)展綜合性指標(biāo)的基礎(chǔ)上，根據(jù)社會(huì)資本理論和自我決定理論的研究框架探討家庭教育期望代際偏差和青少年發(fā)展的關(guān)系，并采用線性回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證分析各類代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭教育期望水平普遍較高，而農(nóng)村家庭教育期望水平參差不齊，城鄉(xiāng)之間存在教育期望的隱性不平等；受制于家庭教育期望低水平和高偏差的束縛，農(nóng)村家庭的青少年發(fā)展處于明顯劣勢(shì)，父母情感缺位進(jìn)一步加深了其發(fā)展困境；家庭教育期望的代際偏差能夠顯著影響青少年發(fā)展，相較父代偏低型，一致偏高型有助于提升其發(fā)展水平，而一致偏低型和父代偏高型則呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用，且這種負(fù)向效應(yīng)在農(nóng)村家庭中影響更為深遠(yuǎn)；父母情感投入和家庭教育投入在家庭教育期望和青少年發(fā)展之間發(fā)揮了明顯的中介作用，其產(chǎn)生的效應(yīng)因代際偏差類型而異；當(dāng)父母和子女都具有較高的教育期望時(shí)，會(huì)更加注重家庭教育和父母情感的雙向投入，家庭內(nèi)部資本更容易有效傳遞，激發(fā)青少年發(fā)展?jié)摿?；?dāng)父代相較子代的教育期望偏高時(shí)則無法發(fā)揮中介變量的促進(jìn)作用。這一結(jié)果提示在諸如家庭教育指導(dǎo)服務(wù)建設(shè)的宏觀層面中著力均衡父母和子女的教育期望，構(gòu)建社區(qū)賦能、學(xué)校聯(lián)動(dòng)和家庭教育的多元育人體系，提升農(nóng)村弱勢(shì)家庭的教育回報(bào)預(yù)期并提供必要的教育資源支持，在家庭教育實(shí)踐的微觀層面中注重激發(fā)青少年的內(nèi)在自驅(qū)力，在其成長(zhǎng)過程中因人制宜、因時(shí)制宜地動(dòng)態(tài)調(diào)整家庭教育投入和父母情感投入，積極探索多渠道的家庭教育參與方式等將是促進(jìn)青少年發(fā)展的有效途徑。

【關(guān)鍵詞】 家庭教育期望；青少年發(fā)展；代際偏差；結(jié)構(gòu)方程模型

【中圖分類號(hào)】 C924.24 【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】 A doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.01.006

【文章編號(hào)】 1004-129X（2024）01-0053-14

一、引言

青少年是社會(huì)發(fā)展的人力資本，是國(guó)家和民族的未來和希望。促進(jìn)青少年更好成長(zhǎng)、更快發(fā)展作為中國(guó)基礎(chǔ)性和戰(zhàn)略性工程，不僅蘊(yùn)含著對(duì)青少年的期許與厚望，對(duì)指引中國(guó)教育事業(yè)發(fā)展和青少年健康成長(zhǎng)也具有深遠(yuǎn)意義。

中國(guó)高度重視教育在青少年發(fā)展過程中所起的關(guān)鍵作用，先后出臺(tái)了高考改革、教育“雙減”、普職分流等政策，營(yíng)造了相對(duì)公平的教育環(huán)境。《2021年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示：截至2021年底中國(guó)義務(wù)教育普及程度超過世界高收入國(guó)家（地區(qū)）平均水平，高中階段教育毛入學(xué)率為91.4%，相較10年前提高了6.4%?；A(chǔ)教育事業(yè)發(fā)展向好的同時(shí)，家庭對(duì)優(yōu)質(zhì)教育資源的追逐成為當(dāng)前教育競(jìng)爭(zhēng)的主要目標(biāo)之一，而優(yōu)質(zhì)教育資源的不平等分配和排斥性更加隱蔽化、復(fù)雜化?！坝行ЬS持不平等”理論指出優(yōu)勢(shì)家庭更重視子代教育價(jià)值，父母期望子女通過受教育所得維持階層優(yōu)勢(shì)，在獲取優(yōu)勢(shì)教育資源上可以付出更多成本，從而在教育機(jī)會(huì)上對(duì)弱勢(shì)階層的教育獲得進(jìn)行排斥。［1］另一方面，即使在教育機(jī)會(huì)均等的名義下，弱勢(shì)階層家庭受制于家庭資源和經(jīng)濟(jì)約束，對(duì)子女有較低的教育期望，其子女也可能因較高的試錯(cuò)成本不斷降低自我期望，在自愿的表象下隱蔽地實(shí)現(xiàn)階層排斥。［2］因此，隨著家庭資本的代際累積和優(yōu)質(zhì)教育的資源集聚，教育公平問題由最初的教育資源顯性不平等逐漸深化為涵蓋家庭教育期望在內(nèi)的隱性不平等。［3］

家庭教育期望意指子女或父母對(duì)其未來最高學(xué)業(yè)成就的希望和期待，通過家庭環(huán)境、教養(yǎng)行為等影響青少年發(fā)展。［4-5］關(guān)于家庭教育期望的研究可追溯到威斯康星理論模型，該模型最早將父母教育期望、重要他人影響等因素作為中間機(jī)制解釋家庭背景影響教育獲得的過程，后繼學(xué)者圍繞這一理論多方驗(yàn)證了家庭中父母教育期望對(duì)子女未來的學(xué)業(yè)成就和教育獲得具有重要影響。［6-7］而家庭系統(tǒng)理論指出家庭作為一個(gè)互動(dòng)的系統(tǒng)，成員間的交往模式與關(guān)系格局不斷運(yùn)動(dòng)且相互影響，因此青少年對(duì)自身的教育期望同樣不容忽視。［8］根據(jù)家庭系統(tǒng)中的主體不同可將家庭教育期望劃分為父代教育期望和子代教育期望，兩種教育期望的承載主體不同，其主要目標(biāo)和最終結(jié)果也會(huì)存在一定差異，由此產(chǎn)生教育期望的代際偏差。從家庭系統(tǒng)的微觀視角解析家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響機(jī)制，推動(dòng)家庭教育期望動(dòng)態(tài)平衡，對(duì)促進(jìn)青少年均衡發(fā)展具有重要意義。為此，本文從家庭教育期望代際偏差的視角出發(fā)，結(jié)合中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以10-15歲青少年群體作為研究對(duì)象，采用線性回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型嘗試回答以下問題：第一，當(dāng)前家庭系統(tǒng)中教育期望是否存在不同類型的代際偏差？第二，家庭教育期望表現(xiàn)為代際一致時(shí)是否有助于青少年發(fā)展？教育期望代際不一致時(shí)又會(huì)對(duì)青少年發(fā)展產(chǎn)生什么影響？第三，教育期望代際偏差與青少年發(fā)展之間的作用機(jī)制是什么？通過回答以上問題，闡述如何改善家庭教育期望的結(jié)構(gòu)性偏差，進(jìn)而提高家庭資源投入的有效性，激發(fā)青少年發(fā)展?jié)摿Α?/p>

文章可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，基于家庭系統(tǒng)的代際視角，分析家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年的作用，相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)中聚焦家庭內(nèi)部單一主體的教育期望對(duì)青少年的影響，如父代教育期望同子女發(fā)展、子代教育期望同自身發(fā)展間的關(guān)系，［9-10］豐富了對(duì)于家庭教育期望與青少年發(fā)展關(guān)系的認(rèn)識(shí)；第二，構(gòu)建涵蓋教育發(fā)展和社會(huì)心理發(fā)展的綜合指標(biāo)，考察青少年發(fā)展的多維性。不同于現(xiàn)有研究側(cè)重個(gè)體學(xué)業(yè)成績(jī)、心理健康等單一結(jié)果變量，［11-12］文章系統(tǒng)分析家庭教育期望對(duì)青少年發(fā)展的影響，為青少年發(fā)展研究提供了新的視角。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）家庭教育期望的代際偏差與青少年發(fā)展

家庭教育期望的代際偏差能否影響青少年發(fā)展，科爾曼的社會(huì)資本理論對(duì)此進(jìn)行了解釋。該理論強(qiáng)調(diào)家庭系統(tǒng)中關(guān)系網(wǎng)絡(luò)閉合對(duì)青少年發(fā)展的重要性?？茽柭J(rèn)為良好的代際關(guān)系、代際一致的教育期望、父母與子女有效的交流互動(dòng)等都是閉合的表現(xiàn)形式，并將其視為家庭內(nèi)部的無形資本，即家庭內(nèi)部資本。就青少年發(fā)展而言，代際一致的教育期望作為一種無形資源存在于家庭關(guān)系中，這類資源在內(nèi)部互動(dòng)中產(chǎn)生，在情感信任中深化，通過這種認(rèn)知維度的一致性，青少年能夠得到更多使用其他形式資本的機(jī)會(huì)，這有助于提高他們的學(xué)業(yè)成就和社會(huì)心理發(fā)展水平。社會(huì)資本理論基于代際一致的整體考量構(gòu)建了家庭教育期望同青少年發(fā)展之間的關(guān)系，在此基礎(chǔ)上國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了驗(yàn)證，如Marcenaro-Gutierrez和Lopez-Agudo證明家庭教育期望在代際一致時(shí)對(duì)教育發(fā)展有強(qiáng)化作用，父代教育期望和自身教育期望一致的學(xué)生在閱讀和數(shù)學(xué)成績(jī)上表現(xiàn)更優(yōu)。［13］而Macher的研究則表明這種強(qiáng)化的作用效果取決于在代際一致時(shí)其具體的表現(xiàn)方向：只有父母與子女具有一致高的教育期望時(shí)，才會(huì)對(duì)學(xué)業(yè)產(chǎn)生積極影響。［14］一方面，當(dāng)父母的教育期望與孩子的教育期望一致且偏高時(shí)，父母和孩子之間更有可能形成共同的目標(biāo)和利益，從而增強(qiáng)他們的互動(dòng)和溝通，增強(qiáng)家庭內(nèi)部資本；另一方面，此類家庭基于一致偏高的教育期望更有可能投入更多教育資源和參加教育活動(dòng)，這些投入可以提供更好的環(huán)境和機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)孩子的發(fā)展。據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：家庭教育期望表現(xiàn)為代際一致且偏高時(shí)可以促進(jìn)青少年發(fā)展。

代際教育期望并不總是一致的，父代與子代出于認(rèn)知水平差異，在未來教育目標(biāo)上也表現(xiàn)出普遍的差異性。自我決定理論從成就動(dòng)機(jī)的角度進(jìn)一步解釋了家庭教育期望存在代際差異時(shí)對(duì)青少年發(fā)展的影響。對(duì)青少年而言，自身的教育期望為決定其學(xué)習(xí)行為的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，父代教育期望可視為影響其教育成就的外部動(dòng)機(jī)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)在青少年教育活動(dòng)中具有更強(qiáng)烈的驅(qū)動(dòng)性，自我決定理論認(rèn)為只有當(dāng)自主需求、勝任需求和歸屬需求這三種基本心理需求得到滿足時(shí)才會(huì)促進(jìn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)，受到阻礙時(shí)則會(huì)弱化內(nèi)部動(dòng)機(jī)，進(jìn)而影響其學(xué)業(yè)追求和心理發(fā)展的過程。

因此，當(dāng)家庭教育期望表現(xiàn)為代際一致時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)和外部動(dòng)機(jī)具有同一性，孩子可以充分感受到學(xué)習(xí)目標(biāo)的自主選擇性（自主需求）和學(xué)習(xí)能力的可勝任性（勝任需求）以及父代的關(guān)愛與接納（歸屬需求），從而實(shí)現(xiàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)良性發(fā)展，有助于青少年學(xué)習(xí)表現(xiàn)和心理健康發(fā)展。而當(dāng)家庭教育期望存在代際差異時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)和外部動(dòng)機(jī)出現(xiàn)背離，尤其是在父代期望高于子代的家庭環(huán)境下，子女往往感受到學(xué)習(xí)受到壓制或被迫（自主需求）、學(xué)習(xí)目標(biāo)超出自身能力（勝任需求），甚至質(zhì)疑父母的關(guān)愛（歸屬需求），從而削弱內(nèi)部動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致青少年轉(zhuǎn)向相應(yīng)防御和自我保護(hù)狀態(tài)，明顯不利于個(gè)體發(fā)展。

學(xué)者們?cè)趯?shí)證層面進(jìn)一步論證了家庭教育期望存在代際差異對(duì)青少年發(fā)展的影響，指出這種代際差異會(huì)對(duì)子代的學(xué)業(yè)和心理健康發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。［13］羅良等認(rèn)為這種代際偏差的負(fù)面影響源于認(rèn)知差異，青少年感知到自我評(píng)價(jià)與外部認(rèn)同出現(xiàn)背離時(shí)會(huì)產(chǎn)生壓力，影響健康發(fā)展。［15］張楠通過量化家庭教育期望的代際偏差程度發(fā)現(xiàn)當(dāng)家庭教育期望的差距過大時(shí)，不利于子女教育獲得與社會(huì)階層提升。［16］此外，有研究指出父代高期待會(huì)進(jìn)一步加劇家庭教育期望代際差異對(duì)青少年發(fā)展的負(fù)面影響，如一項(xiàng)基于美國(guó)青少年健康追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)相比感知一致組，無論是感知到源自父母哪方的偏高期待，都會(huì)加劇青少年抑郁狀況。［17］郭筱琳等通過考察親子教育期望差異對(duì)幸福感的影響同樣證實(shí)了這一結(jié)論，發(fā)現(xiàn)與代際一致的教育期望相比，當(dāng)感知到的父母教育期望高于子女教育期望時(shí)，會(huì)降低子女的自我效能感，導(dǎo)致積極情感水平更低而消極情感水平更高。［18］據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：家庭教育期望表現(xiàn)為代際不一致時(shí)，過高的父代期望會(huì)阻礙青少年發(fā)展。

（二）家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的作用機(jī)制

關(guān)于家庭教育期望的代際偏差是如何影響青少年發(fā)展的，Kim和Schneider認(rèn)為一致的教育期望會(huì)激勵(lì)父母提供更多的經(jīng)濟(jì)資源、時(shí)間和情感投入幫助孩子實(shí)現(xiàn)教育目標(biāo)；［19］李佳麗等通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)當(dāng)父母與子女具有一致偏高的教育期望時(shí)，家庭社會(huì)資本可以通過頻繁的親子陪伴、親子交流進(jìn)行代際間的有效傳遞。［20］即家庭教育期望的代際偏差主要通過兩種途徑對(duì)青少年發(fā)展產(chǎn)生影響：第一種途徑與家庭教育投入有關(guān)，家庭資源投入直接影響青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)；第二種途徑與父母情感投入有關(guān)。父母對(duì)子女關(guān)心程度會(huì)通過教養(yǎng)方式等形成一種代際傳遞行為，進(jìn)而影響孩子們學(xué)業(yè)成就高低和心理健康水平。

社會(huì)資本理論和自我決定理論中也有相應(yīng)的闡釋?？茽柭J(rèn)為家庭內(nèi)部資本是家庭經(jīng)濟(jì)資源和父母人力資本轉(zhuǎn)化為子代人力資本（如青少年發(fā)展的學(xué)習(xí)能力、學(xué)業(yè)成就的提升）的主要途徑。［21］一方面，父代與子代都擁有較高教育期望的家庭會(huì)傾向提供更多資源支持（如增加教育經(jīng)濟(jì)投入），通過發(fā)揮人力資本投資的結(jié)構(gòu)性作用，激發(fā)家庭內(nèi)部資本生產(chǎn)性功能，促進(jìn)共同期望達(dá)成。另一方面，家庭內(nèi)部資本有效傳遞的前提是成員間的彼此信任。當(dāng)代際間教育期望一致時(shí)，父母的情感關(guān)懷、親子陪伴等行為能夠傳遞價(jià)值觀念、增進(jìn)情感信任等，有效傳遞家庭內(nèi)部資本，促進(jìn)青少年發(fā)展。

自我決定理論將家庭教育投入和父母情感投入看作外部激勵(lì)，當(dāng)提供的外部激勵(lì)確為滿足青少年自主需要的選擇時(shí)，才能夠發(fā)揮這種外部激勵(lì)的正向作用，進(jìn)而促進(jìn)青少年發(fā)展。因此，當(dāng)代際間教育期望一致或子代教育期望更高時(shí)，青少年感到家庭教育投入與他們的愿景一致，會(huì)本能地自發(fā)參加這些教育活動(dòng)，此時(shí)才能發(fā)揮家庭教育投入和父母情感投入的激勵(lì)作用，強(qiáng)化內(nèi)部動(dòng)機(jī)，促進(jìn)青少年發(fā)展。當(dāng)父代教育期望更高時(shí)，家庭內(nèi)部的教育投入不再是子代的自我選擇，反而可能作為一種外部束縛，損害子女的自主感和勝任感，導(dǎo)致內(nèi)部動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)力降低，影響青少年健康發(fā)展；而出于歸屬心理的需要，父母情感投入有助于加深青少年對(duì)學(xué)習(xí)等活動(dòng)的價(jià)值理解，增進(jìn)子代對(duì)父代教育期望的感知和認(rèn)同，提升自身追求和發(fā)展目標(biāo)。

通過梳理相關(guān)理論與經(jīng)驗(yàn)研究，可以歸納出家庭教育期望的代際偏差影響青少年發(fā)展的兩個(gè)主要機(jī)制，即家庭教育投入機(jī)制和父母情感投入機(jī)制，前者強(qiáng)調(diào)一致偏高的家庭教育期望會(huì)促使更多的家庭資源投入等結(jié)構(gòu)性作用，后者則關(guān)注青少年在家庭場(chǎng)域的社會(huì)化過程中，基于一致的家庭教育期望所提供的情感支持等過程性作用。基于上述分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：當(dāng)父代與子代具有一致偏高的教育期望時(shí)，可以通過促進(jìn)家庭教育投入和父母情感投入有效傳遞家庭資本，進(jìn)而對(duì)青少年發(fā)展水平產(chǎn)生正向影響。

假設(shè)4：當(dāng)父代教育期望偏高而子代教育期望偏低時(shí)，可能無法發(fā)揮家庭教育投入或父母情感投入的正向激勵(lì)作用。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies，簡(jiǎn)稱CFPS）。CFPS是一項(xiàng)全國(guó)性、綜合性、高質(zhì)量的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，調(diào)查范圍覆蓋25個(gè)省（市、自治區(qū)），涵蓋了個(gè)體、家庭和社區(qū)多層次的數(shù)據(jù)。CFPS2018年的調(diào)查問卷由家庭問卷、個(gè)人問卷和父母代答問卷三部分構(gòu)成。由于CFPS父母代答問卷中僅對(duì)10-15歲被訪者家長(zhǎng)進(jìn)行了教育期望的提問，考慮文章研究目的與數(shù)據(jù)庫(kù)間的可匹配性，將分析樣本限定為10-15歲青少年群體。剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本數(shù)據(jù)后，最終進(jìn)入分析的有效樣本量為1 813人。

（二）變量說明

1. 被解釋變量

青少年發(fā)展為被解釋變量。為綜合考量青少年發(fā)展?fàn)顩r，參考吳愈曉等人的研究，[21]構(gòu)建涵蓋教育發(fā)展和社會(huì)心理發(fā)展兩部分內(nèi)容的綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)。其中教育發(fā)展通過語文和數(shù)學(xué)兩門主干課程的考試成績(jī)衡量；社會(huì)心理發(fā)展通過青少年的心理健康水平、主觀幸福感、集體融入度和外化偏差行為等四個(gè)變量構(gòu)建（見表1）。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述變量作為青少年發(fā)展這一綜合指標(biāo)的測(cè)量手段是否適合，使用驗(yàn)證性因素分析模型（CFA）進(jìn)行檢驗(yàn)。模型擬合結(jié)果中，近似誤差均方根RMSEA為0.028<0.05，表明模型的適配度良好，GFI、AGFI、CFI均大于截?cái)嘀?.9，進(jìn)一步驗(yàn)證了模型擬合效果。測(cè)量模型的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于截?cái)嘀?.3且具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明模型的觀測(cè)變量都是可以接受的。綜合來看，考試成績(jī)、心理健康水平、集體融入度等觀測(cè)變量能夠很好地測(cè)量青少年發(fā)展?fàn)顩r。為便于后續(xù)分析家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響，在驗(yàn)證上述變量適配度較好的前提下，采用主成分分析方法提取上述變量的公因子，歸一化處理后得到一個(gè)取值在0-100的青少年發(fā)展綜合指數(shù)，數(shù)值越大表明青少年發(fā)展水平越高。

2. 解釋變ROHt5dHRZc7+vfI5idDOxw==量

家庭教育期望的代際偏差為核心解釋變量，通過匹配家庭中父代與子代的教育期望予以衡量。CFPS調(diào)查問卷中兩種教育期望對(duì)應(yīng)題項(xiàng)分別為“期望的受教育程度”和“希望孩子念書最少到哪個(gè)階段”，每個(gè)指標(biāo)涵蓋了不必念書以及從小學(xué)至博士各教育階段的選項(xiàng)，重新賦值后獲得一個(gè)取值在1-8之間的變量，數(shù)值越大表明期望值越高。為深入探究不同類型家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響效應(yīng)與作用機(jī)制，將代際偏差歸為“一致偏高型”“一致偏低型”“父代偏高型”和“父代偏低型”四類（見圖1）。

3. 其他變量

為考察家庭教育投入和父母情感投入的中介作用，選取兩個(gè)觀測(cè)變量衡量家庭教育投入：一是家庭全年的學(xué)校教育支出，包括支付的學(xué)雜費(fèi)，在校伙食、住宿及校車費(fèi)，書本及用具費(fèi)，學(xué)校組織的參觀、交流、活動(dòng)費(fèi)用，服裝費(fèi)和樂器、體育用品購(gòu)買或租用費(fèi)等；二是家庭全年的私人補(bǔ)習(xí)支出，包括課外補(bǔ)習(xí)、親子班、教育軟件及硬件費(fèi)、課外活動(dòng)費(fèi)等。操作過程中對(duì)兩類支出分別進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。父母情感投入是一個(gè)多維度的概念，選用父母代答問卷中與“對(duì)孩子學(xué)習(xí)的關(guān)懷”相對(duì)應(yīng)的四個(gè)題項(xiàng)來衡量，根據(jù)“與孩子學(xué)習(xí)沖突時(shí)放棄看電視”“談?wù)搶W(xué)校里的事”“檢查作業(yè)”等行為發(fā)生頻率進(jìn)行賦值，“很少，每月1次”=1，“很經(jīng)常，每周5-7次”=4，數(shù)值越大表示父母對(duì)孩子的情感投入越多。此外將個(gè)體層面的年齡、性別、戶籍等人口特征變量以及經(jīng)濟(jì)狀況、父母受教育程度和職業(yè)聲望等家庭背景變量作為控制項(xiàng)納入分析。

（三）分析方法

第一步，采用線性回歸模型考察家庭教育期望的代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響，建立如下的基準(zhǔn)回歸方程：

[developi=α0+α1edu_expi+βXi+εi] （1）

[developi]表示第[i]個(gè)青少年的發(fā)展水平，[edu_exp]為家庭教育期望的代際偏差。[X]為控制變量，[α1]和[β]分別為核心解釋變量和控制變量的估計(jì)系數(shù)，[ε]為估計(jì)方程的隨機(jī)殘差項(xiàng)。

第二步，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)家庭教育投入和父母情感投入是否在家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響中發(fā)揮了間接效應(yīng)，依次構(gòu)建如下兩個(gè)方程：

[Mi=γ0+γ1edu_expi+βXi+μi] （2）

[developi=η0+η1edu_expi+λMi+βXi+νi] （3）

[Mi]表示在第[i]個(gè)青少年中家庭教育期望的代際偏差影響青少年發(fā)展的中介變量，其他變量與方程（1）相同，[μ]和[ν]為隨機(jī)殘差項(xiàng)。

四、研究結(jié)果

采用上文構(gòu)建的青少年發(fā)展綜合指數(shù)為被解釋變量，文章首先描述家庭教育期望的代際偏差在全樣本和城鄉(xiāng)間的分布狀況，并通過[t]檢驗(yàn)說明是否存在城鄉(xiāng)差異；其次使用Stata軟件進(jìn)行線性回歸模型分析，初步探究不同類型的代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響；最后采用AMOS26.0軟件進(jìn)行中介效應(yīng)分析，檢驗(yàn)家庭教育投入和父母情感投入在代際偏差與青少年發(fā)展間的中介作用。

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2描述了青少年發(fā)展、家庭教育期望的代際偏差等變量的基本情況，全樣本中城市占比約43.19%，城鄉(xiāng)間樣本分布相對(duì)均衡。青少年發(fā)展水平存在顯著城鄉(xiāng)差異，且通過了1%統(tǒng)計(jì)水平下的檢驗(yàn)。對(duì)比城鄉(xiāng)群體可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)青少年平均發(fā)展水平比農(nóng)村高3.08。

家庭教育期望的代際偏差方面，數(shù)據(jù)分布以“一致偏高型”為主，其次是“父代偏高型”，再次是“一致偏低型”，“父代偏低型”所占比重相對(duì)較少。城鄉(xiāng)對(duì)比中，農(nóng)村家庭教育期望處于明顯劣勢(shì)，表現(xiàn)為低水平與高偏差并存的局面：65%的城鎮(zhèn)家庭父代與子代持有一致偏高的教育期望，較農(nóng)村家庭高出14%，且85%的城鎮(zhèn)家庭中父代表現(xiàn)出偏高期望。

家庭教育投入方面，從私人補(bǔ)習(xí)投入看，在1%的統(tǒng)計(jì)水平下呈現(xiàn)出顯著的城鄉(xiāng)差異。城鎮(zhèn)家庭更加重視在非正規(guī)教育方面投入更多資本，私人補(bǔ)習(xí)支出明顯高于農(nóng)村家庭。農(nóng)村家庭在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位上往往處于弱勢(shì)，家庭教育資源欠缺、父母人力資本有限，難以發(fā)揮家庭社會(huì)資本的教育再生產(chǎn)功能。從學(xué)校教育投入看，同樣表現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)差異，農(nóng)村家庭在學(xué)校教育方面的基礎(chǔ)性支出更高。這種現(xiàn)象可能的解釋是由于研究對(duì)象年齡分布在10-15歲，多處于義務(wù)教育階段，農(nóng)村家庭子女由于戶籍限制等原因就讀于民辦學(xué)校，或因“撤點(diǎn)并?！钡脑虍a(chǎn)生額外生活費(fèi)用。這側(cè)面體現(xiàn)了城鄉(xiāng)間教育資源配置失衡會(huì)進(jìn)一步加大城鄉(xiāng)間的教育差距。［22］

父母情感投入方面，城鎮(zhèn)家庭更加重視親子互動(dòng)，而大多數(shù)農(nóng)村家庭表現(xiàn)為父母情感相對(duì)缺位。在“要求完成作業(yè)”“檢查作業(yè)”和“談?wù)搶W(xué)校的事”這種互動(dòng)型情感投入上城鎮(zhèn)家庭均顯著高于農(nóng)村，在“放棄看電視”這種犧牲型情感投入方面雖也表現(xiàn)出一定區(qū)別，但未通過城鄉(xiāng)差異檢驗(yàn)。城鎮(zhèn)父母基于偏高期望會(huì)傾向參與更多教育過程，農(nóng)村父母因教育意識(shí)相對(duì)薄弱或外出務(wù)工的客觀現(xiàn)實(shí)，在青少年成長(zhǎng)過程中容易產(chǎn)生父母情感缺位，導(dǎo)致子女社會(huì)心理發(fā)展方面的落后。

（二）家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響效應(yīng)

為考察家庭教育期望的代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響，文章以“父代偏低型”為參照組，利用線性回歸模型進(jìn)行分析。表3展示了全樣本和城鄉(xiāng)分組回歸的結(jié)果。

結(jié)果表明家庭教育期望的代際偏差對(duì)青少年發(fā)展具有顯著影響，不同類型代際偏差的作用方向及效果也有所差別。具體而言，相較“父代偏低型”家庭，“一致偏高型”家庭的青少年發(fā)展水平顯著提升2.799。而“一致偏低型”對(duì)青少年發(fā)展表現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用，使青少年發(fā)展水平下降7.609。可見當(dāng)父代與子代的教育期望表現(xiàn)一致時(shí)，會(huì)在“一致偏高型”和“一致偏低型”的家庭中產(chǎn)生方向相反的疊加效應(yīng)：二者同時(shí)擁有偏高的教育期望時(shí)，可以顯著促進(jìn)青少年發(fā)展；同時(shí)擁有偏低的教育期望時(shí)，則會(huì)顯著抑制青少年發(fā)展。因此假設(shè)1得到驗(yàn)證，即教育期望表現(xiàn)為代際一致時(shí)并非都有助于青少年發(fā)展，只有“一致偏高型”才會(huì)產(chǎn)生正向作用。

“父代偏高型”對(duì)青少年的負(fù)向效應(yīng)為-3.139，優(yōu)于“一致偏低型”，這表明偏高型的教育期望對(duì)青少年發(fā)展具有一定的提升效用。與“父代偏低型”相比，“父代偏高型”不利于青少年綜合水平發(fā)展，說明當(dāng)父母與子女的教育期望存在差異時(shí)，子代持有更高期望對(duì)自身發(fā)展的形塑作用更大，過高的父代期望不利于青少年發(fā)展，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

城鄉(xiāng)分組回歸的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展影響的城鄉(xiāng)差異。城鎮(zhèn)樣本中父代與子代教育期望一致偏高時(shí)對(duì)青少年發(fā)展具有顯著的正向作用，在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著提升了青少年發(fā)展水平4.774個(gè)單位，但這種作用在農(nóng)村青少年中并不明顯。而無論在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，父代與子代教育期望一致偏低時(shí)都會(huì)顯著抑制青少年發(fā)展，其回歸系數(shù)分別為-6.677和-8.095，表明這種負(fù)向效應(yīng)在農(nóng)村群體中更為深遠(yuǎn)。此外，家庭背景對(duì)青少年發(fā)展的影響也表現(xiàn)出城鄉(xiāng)差異。對(duì)城鎮(zhèn)青少年而言，父母受教育程度發(fā)揮了較為顯著的支持作用，而在農(nóng)村地區(qū)，父母的職業(yè)聲望對(duì)青少年發(fā)展的影響則更加關(guān)鍵。有研究指出農(nóng)村地區(qū)父母職業(yè)聲望可能直接關(guān)系家庭所擁有的資源，［23］而這些資源對(duì)于青少年的發(fā)展和機(jī)會(huì)可能具有更為直接的影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

線性回歸模型的無偏估計(jì)依賴于函數(shù)形式的正確設(shè)定，而傾向得分匹配法可以通過減少對(duì)線性關(guān)系設(shè)定的依賴，緩解可能出現(xiàn)的有偏估計(jì)問題，因此選用傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體操作如下：先通過Logit模型估計(jì)不同類型代際偏差的條件概率，即“傾向得分”，再根據(jù)最近鄰匹配、半徑匹配等匹配方法將處理組和控制組進(jìn)行配對(duì)并檢驗(yàn)匹配后的處理組與控制組是否實(shí)現(xiàn)了數(shù)據(jù)平衡。

匹配結(jié)果顯示匹配時(shí)僅損失少量樣本，大多數(shù)觀測(cè)值均在共同取值范圍內(nèi)，說明傾向得分值在處理組和控制組的分布大致平衡，同時(shí)匹配后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，通過了平衡性檢驗(yàn)，說明匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)。［24］接下來選用多種匹配方法得到不同類型代際偏差下平均處理效應(yīng)估計(jì)值（見表4）。

傾向得分匹配法結(jié)果表明使用最近鄰匹配、半徑匹配、局部線性匹配和核匹配對(duì)平均處理效應(yīng)的度量均在至少5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，四種匹配方法得到的估計(jì)結(jié)果在作用方向和影響程度方面基本一致，這驗(yàn)證了配對(duì)后估計(jì)結(jié)果的有效性。結(jié)果表明在更替回歸模型后核心解釋變量的影響效應(yīng)與基準(zhǔn)回歸得到的結(jié)果無異，這進(jìn)一步說明了家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展影響效應(yīng)的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（四）家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的作用機(jī)制

為進(jìn)一步探究不同類型的代際偏差如何影響青少年的發(fā)展，以“父代偏低型”作為參照組，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型分別驗(yàn)證父母情感投入與家庭教育投入的中介作用。圖2呈現(xiàn)了具體的影響路徑。

研究表明不同類型代際偏差下，家庭對(duì)于教育和情感方面的投入存在差異。相較于“父代偏低型”家庭，當(dāng)父代與子代擁有一致偏高的教育期望時(shí)，注重教育和情感的雙向投入，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.588和0.157；當(dāng)父代教育期望偏高而子代偏低時(shí)，家庭教育投入和父母情感投入分別顯著降低0.336和0.058，并主要體現(xiàn)在私人補(bǔ)習(xí)領(lǐng)域和互動(dòng)型情感投入方面。這表明部分家長(zhǎng)盡管持有偏高期望，但與子女之間的代際偏差可能導(dǎo)致溝通不暢和投入不足，進(jìn)而影響青少年發(fā)展。當(dāng)父代與子代擁有一致偏低的教育期望時(shí)，同樣會(huì)降低這兩方面的投入。

就家庭教育投入和父母情感投入對(duì)青少年發(fā)展的直接效應(yīng)而言，父母情感投入和家庭教育投入對(duì)青少年發(fā)展均有顯著的正向作用，其產(chǎn)生的效應(yīng)大小因代際偏差類型而異。其中父母情感投入在“一致偏高型”“父代偏高型”和“一致偏低型”中對(duì)青少年發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.056、0.083和0.070，家庭教育投入的標(biāo)準(zhǔn)化路徑分別為0.458、0.419和0.542。

利用偏差校正的百分位Bootstrap方法對(duì)家庭教育期望的代際偏差影響青少年發(fā)展的中介效應(yīng)進(jìn)行分析（見表5）。研究表明相較參照組，“一致偏高型”家庭在教育投入和父母情感投入方面均有顯著的中介效應(yīng)，且家庭教育投入的中介效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，約占總中介效應(yīng)的96.9%（7.800/8.053）。“一致偏低型”和“父代偏高型”家庭在教育投入和父母情感投入方面有顯著的負(fù)向作用。這表明只有在家庭教育期望表現(xiàn)為一致偏高時(shí)，家庭內(nèi)部資本才能通過增加家庭教育投入和父母情感投入的方式進(jìn)行有效傳遞，且家庭教育投入的正向激勵(lì)起主導(dǎo)作用。由于父母情感投入側(cè)重在青少年發(fā)展過程中的逐步滲透，需要一定時(shí)間才能顯化，而家庭教育投入在青少年發(fā)展的人力資本投資中具有短期沖擊效應(yīng)。因此在父母與子女具有一致偏高的教育期望時(shí)，會(huì)更多依賴家庭經(jīng)濟(jì)資源投入的結(jié)構(gòu)性作用。

五、結(jié)論與討論

本文通過社會(huì)資本理論和自我決定理論構(gòu)建家庭教育期望代際偏差對(duì)青少年發(fā)展影響的理論模型，利用線性回歸模型和結(jié)構(gòu)方程模型探究家庭教育期望的代際偏差對(duì)青少年發(fā)展的影響效應(yīng)和具體機(jī)制，研究結(jié)論與討論如下：

第一，城鎮(zhèn)家庭相較于農(nóng)村家庭擁有更高的家庭教育期望，城鄉(xiāng)之間存在教育期望的隱性不平等。農(nóng)村家庭的青少年發(fā)展處于明顯劣勢(shì)，體現(xiàn)為家庭教育期望的低水平和高偏差的多維制約，城鄉(xiāng)教育資源配置失衡和父母情感缺位的疊加效應(yīng)進(jìn)一步加深了農(nóng)村學(xué)生的發(fā)展困境。同時(shí)，受制于鄉(xiāng)村背景的成長(zhǎng)環(huán)境，農(nóng)村家庭對(duì)后代發(fā)展的預(yù)期不足，城鄉(xiāng)教育期望存在差異，65%的城鎮(zhèn)家庭無論是父代或子代都對(duì)未來發(fā)展有良好預(yù)期，而農(nóng)村家庭中對(duì)青少年發(fā)展預(yù)期不足或代際間期望存在偏差的現(xiàn)象居多。因此，教育主管部門應(yīng)通過教育宣傳提高農(nóng)村家庭對(duì)教育價(jià)值的認(rèn)識(shí)，樹立高校畢業(yè)生就業(yè)創(chuàng)業(yè)模范典型以提升農(nóng)村家庭的教育回報(bào)預(yù)期。還應(yīng)對(duì)弱勢(shì)家庭提供必要的教育資源支持，并結(jié)合助學(xué)貸款、學(xué)費(fèi)減免等政策補(bǔ)償保障弱勢(shì)家庭子女的教育機(jī)會(huì)。同時(shí)應(yīng)注重優(yōu)化教育環(huán)境，增設(shè)智慧圖書館、文化服務(wù)站等普惠性設(shè)施供青少年自主學(xué)習(xí)。

第二，父代與子代擁有一致偏高型教育期望時(shí)能夠助力青少年發(fā)展，而父代教育期望偏高會(huì)在一定程度上阻礙青少年發(fā)展，這突出了子代教育期望在自身成長(zhǎng)中的重要性。只有家庭教育支持與子代愿景協(xié)同起來，青少年才能由被教育的外部束縛邁入?yún)⑴c自我教育的情境中。因此要重視青少年發(fā)展中自我期望發(fā)揮的積極作用，通過家校聯(lián)動(dòng)科學(xué)引導(dǎo)青少年樹立正確價(jià)值觀念，并依據(jù)個(gè)人特點(diǎn)、綜合能力等通過群體指導(dǎo)與個(gè)別指導(dǎo)相結(jié)合的方式為青少年提供有針對(duì)性的發(fā)展規(guī)劃支持，促進(jìn)其在追求自我價(jià)值中實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。尤其是弱勢(shì)家庭子女，在教學(xué)活動(dòng)中應(yīng)重視鼓勵(lì)其發(fā)揮主觀能動(dòng)性，通過課堂互動(dòng)等方式激發(fā)青少年的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力。需要注意的是，推動(dòng)青少年發(fā)展的教育責(zé)任不能僅依賴學(xué)校的努力，還要強(qiáng)化父母的責(zé)任意識(shí)?！吨腥A人民共和國(guó)家庭教育促進(jìn)法》中明確要求父母雙方共同履行家庭教育義務(wù)，家長(zhǎng)應(yīng)強(qiáng)化自身角色定位和身份意識(shí)，自覺履行教養(yǎng)義務(wù)，外出務(wù)工等家庭可以利用現(xiàn)代網(wǎng)絡(luò)技術(shù)探索多渠道的家庭教育參與模式，避免青少年成長(zhǎng)過程中的情感缺位。

第三，只有父代與子代都擁有一致偏高的教育期望時(shí)，才能充分發(fā)揮兩類投入的聯(lián)動(dòng)作用，有效傳遞家庭內(nèi)部資本，促進(jìn)青少年發(fā)展。平等互信的代際關(guān)系、溫馨和諧的家庭氛圍是形成一致教育期望的基礎(chǔ)，家庭內(nèi)部應(yīng)注重成員間平等交流并建立明確的獎(jiǎng)懲規(guī)則，增強(qiáng)互動(dòng)型情感投入，優(yōu)化教養(yǎng)方式。青少年成長(zhǎng)具有多變性，知識(shí)教育與生活教育同等重要，父代要定期開展家庭活動(dòng)、勞動(dòng)教育等促進(jìn)青少年積累生活經(jīng)驗(yàn)和獲取情感支持，在此過程中對(duì)青少年的需求及時(shí)反饋，堅(jiān)定且持續(xù)地賦予其心理安全感和支持感。部分家庭受制于文化資本有限在教育知識(shí)等方面存在困惑，為此學(xué)校應(yīng)積極開展公益性教育指導(dǎo)，組織專家講座、家長(zhǎng)交流會(huì)等增強(qiáng)家校溝通，強(qiáng)化家校共育；社會(huì)要建立專門教育指導(dǎo)服務(wù)機(jī)構(gòu)，利用數(shù)字媒體等搭建家長(zhǎng)自我教育的有效學(xué)習(xí)平臺(tái)，面向父母廣泛開展多層次、系統(tǒng)化、科學(xué)化的家庭教育指導(dǎo)、培訓(xùn)及咨詢。通過構(gòu)建“家庭-學(xué)校-社會(huì)”協(xié)同育人網(wǎng)絡(luò)提升家庭教育質(zhì)量，依托良好家庭氛圍促成一致型教育期望，激發(fā)青少年發(fā)展活力。

第四，子代教育期望偏低而父代寄予過高期望時(shí)，無法發(fā)揮家庭教育投入和父母情感投入的正向激勵(lì)作用。此類家庭中青少年可能面臨學(xué)業(yè)、家庭的雙重壓力，［25］會(huì)一定程度地制約青少年發(fā)展。因此需要關(guān)注青少年與父代教育期望的異同，防范和規(guī)避長(zhǎng)期化的差異型教育期望可能引致的不良后果。父代應(yīng)樹立成長(zhǎng)性思維，正確認(rèn)識(shí)教育過程中青少年發(fā)展的多維性和長(zhǎng)期性，摒棄重智輕德的狹隘功利思想，克服期望偏差，將家庭教育重心轉(zhuǎn)向促進(jìn)孩子的全面發(fā)展。父代教育期望過高在一定程度上反映出家長(zhǎng)的教育焦慮，易派生出“校內(nèi)減負(fù)，校外增負(fù)”等過度教育問題。為此應(yīng)重塑多元化的教育評(píng)價(jià)體系，引導(dǎo)家長(zhǎng)形成平等的職業(yè)觀念，逐步改變對(duì)職業(yè)教育的偏見。［26］另外學(xué)校要通過教師輪崗制度、學(xué)校課后托管等保障基礎(chǔ)教育公平性，社區(qū)搭建心理疏導(dǎo)平臺(tái)輔助紓解家長(zhǎng)的焦慮情緒，社區(qū)賦能、學(xué)校教育和家庭紓解多方聯(lián)動(dòng)，構(gòu)建以一致型教育期望為追求的育人導(dǎo)向，形成青少年發(fā)展的助推合力。

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［責(zé)任編輯 王曉璐］

Research on the Effects of Intergenerational Disparity

in Family Expectations for Education on Adolescent Development

YANG Xue，WEI Yaxin

（Northeast Asian Research Center，Jilin University，Changchun Jilin，130012，China）

Abstract：Adolescent development is closely tied to the acquisition of socioeconomic status in adulthood. Family educational expectations significantly influence developmental outcomes during this critical phase. These expectations encompass both paternal education and child education，each carried by different subjects，with varying objectives and outcomes. Understanding the impact of this intergenerational disparity in family education expectations on adolescent development is important for promoting adolescent development. Hence，this article employs data from the China Family Panel Studies to explore the relationship between intergenerational disparity in family education expectations and adolescent development. It constructs comprehensive indicators for adolescent development and empirically analyzes the effects of these disparities using linear regression and structural equation models. The findings reveal that urban families tend to hold generally high educational expectations，whereas rural families display varied expectations，contributing to hidden inequalities between urban and rural areas. As a result of low-level constraints and high disparity in family educational expectations，adolescents in rural families face significant disadvantages，exacerbated by the absence of parental emotional support. The intergenerational disparity in family educational expectations significantly impacts adolescent development. Compared to low paternal disparity，consistently high disparity contributes to higher levels of development，whereas consistently low disparity and high paternal disparity show a significant negative effect，and this negative effect is more profound in rural households. Parental emotional and educational inputs play a significant mediating role in this relationship，their effects varying based on the type of intergenerational disparity. When both parents and children have high educational expectations，they will pay more attention to the two-way input of family education and parental emotion，and the capital within the family can be more effectively transmitted to stimulate the development potential of adolescents；When the father’s educational expectations are higher compared to those of the children，the mediating variable loses its facilitating role. This finding suggests that，on a macro level within the framework of family education guidance services，efforts should be made to balance parental and children’s educational expectations. Establishing a multidimensional parenting system encompassing community empowerment，school collaboration，and family education is vital. Moreover，it is crucial to elevate the educational prospects for disadvantaged rural families by providing essential support for educational resources. At the micro level of family education practice，emphasis should be placed on nurturing adolescents’ internal drive and dynamically adjusting their developmental resources in line with their evolving needs and stages of growth. Adapting family education and parental emotional inputs to suit changing circumstances，alongside a proactive exploration of diverse channels for family education participation，emerges as effective strategies to foster adolescent development.

Key Words：Family Expectations for Education，Adolescent Development，Intergenerational Disparity，Structural Equation Model

【收稿日期】 2023-11-07

【作者簡(jiǎn)介】 楊 雪（1969-），女，吉林長(zhǎng)春人，吉林大學(xué)東北亞研究中心教授；魏雅鑫（1996-），女，河北石家莊人，吉林大學(xué)東北亞學(xué)院博士研究生。