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家庭社会经济地位与青少年教育期望父母参与的中介作用
摘要
通过分析2010年“中国家庭追踪调查”(CFPS)所收集的10~15岁青少年样本,本文考察了父母参与在“家庭社会经济地位影响青少年教育期望”这一关系中的中介作用以及这种作用的城乡差异。
基于结构方程模型的数据分析结果显示,父母受教育程度和家庭收入都通过父母参与这条路径间接作用于子女对自身的教育期望。
分城乡来看,本文所关注的父母参与的两个维度——学业期待和日常关怀——有效解释了城市家庭中父母受教育程度和家庭收入对青少年教育期望的影响;而在农村家庭中,父母参与也部分解释了父母受教育程度和家庭收入对青少年教育期望的影响。
本文还对父母参与在城乡样本中差异化的中介作用给出了可能的解释。
一、引 言
国外研究表明,个体早期学业阶段的教育期望(educationalaspiration/expectation)对其未来学业成绩和教育获得具有重要影响。
[1-5]虽然期望对于一个人的未来成就并不具有决定性作用,但作为激励性的心理能量,期望可以驱动年轻人积极谋求学业上的成功。
例如,多米娜(T.Domina)等基于美国中学生的一项研究发现,学生的教育期望对他们在校期间学业上的努力具有明显的促进作用。
[6]同时,青少年阶段又是认同建立和观念形成的重要社会化时期[7]。
因此,探索青少年教育期望的影响因素和形成过程,有助于引导个人在生命历程的早期阶段就树立良好的教育目标和教育规划,并进而促进其成长与发展。
家庭社会经济地位是青少年教育期望非常重要的预测性指标。
地位获得的一系列研究最初证实了父母社会经济地位对子代学业成绩和教育期望的强烈影响[8-10],后来的大量经验研究也印证了二者之间存在非常显著的正向关联[11-14]——父母经济状况越好,受教育程度越高,子女的教育期望就越高。
国内一些近期的研究也注意到家庭背景对于子女自身教育期望的影响[15],但是对于这种影响以及背后作用机制的探讨,尚缺乏基于中国数据的经验分析。
家庭社会经济地位影响着青少年的教育期望,二者之间的联系如何发生?
国外研究在检验家庭社会经济地位对青少年教育期望以及认知能力、社会行为、学业成绩等发展结果的影响机制时,发现父母观念、物质投入、养育活动等一系列父母参与因素发挥着重要的中介作用。
[16-19]近期的一些国内研究也开始关注到中国家庭教育中的父母参与(parentalinvolvement)问题,例如周皓[20]、张月云、黄国英和谢宇等人[21]的研究。
但是,这些研究的不足在于对父母参与这一概念的考察不够全面。
结合西方文献,本文认为父母参与包含父母的教育观念和养育行为两个维度。
下文分别用父母对子女的学业期待和日常关怀来表示这两个维度,并检验它们在家庭社会经济地位和青少年教育期望之间的中介作用。
此外,由于中国特殊的城乡二元社会结构,城乡家庭在社会经济水平、教育观念和父母教养方式上存在较大差异,本文也将尝试探讨父母参与的中介效应机制在城乡家庭中是否存在不同。
本文以下部分安排如下:
第二部分将就相关文献进行简要回顾,第三部分介绍研究设计和研究假设,第四部分介绍数据来源、变量和分析方法,第五部分详细报告模型分析的结果,第六部分是总结和讨论。
二、文献回顾
社会科学领域的研究普遍认为,家庭社会经济地位是影响儿童及青少年发展的重要因素。
[22]家庭为其子女提供经济、文化和智力资源,高收入家庭比低收入家庭更能够担负起教育的成本和物质保障,如居住条件、学习环境、学习费用等等[23],同时,具有较高受教育水平的父母,能够为子女创造更多教育文化资源上的优势,以促进子女的学业发展和教育成就[24]。
家庭社会经济地位和子代发展后果之间的联系如何发生,或者说家庭的资源优势如何实现转化?
科尔曼(J.S.Coleman)从家庭社会资本(familysocialcapital)的角度进行了阐释,他认为,家庭社会资本嵌入于家庭成员尤其是父母与子女之间的关系中,是联系父母经济资本、人力资本和子女成长的纽带,缺少了这种代际互动关系的传递,子女就难以从父母的经济和人力资本优势中获益。
[25]因此,在科尔曼看来,父母的经济资本优势和人力资本优势可以为子女的抚育培养和成长发展提供良好的物质资源和认知环境,而良性的亲子关系起到了“孵化器”的作用。
关于儿童及青少年发展领域的研究也显示了家庭互动及养育实践的重要中介作用。
[26-27]
国外研究认为,作为家庭社会资本的父母参与是青少年教育期望的重要预测变量。
[28-31]首先,代际间传递价值观、偏好和期望,子代通过家庭社会化会习得父辈珍视教育的行为、态度和观念。
其次,亲子互动的方式影响着子女对外部世界事件和环境的评估和应对,父母对其子女施加教育方面来自“重要他人”的积极鼓励,投入更多的教育资源和精力,重视学业成绩、参与子女教育实践、支持学校计划等,都有助于激发子女的教育期望。
[32-33]再次,父母参与对子女心理的发展也起到重要的干预作用,即父母更多地参与到孩子的生活和学习中,可以传递给孩子越多积极的信号,从而提升他们对未来的信心和被重视感。
[34]在代际互动中,当父母给予子女更多的关心、温暖与理解时,子女更容易形成较高水平的自尊(self-esteem)及自我效能感(self-efficacy),建立良好的学业自我观念(academicself-concept),往往会提高自身的教育期望。
[35-36]
父母参与受到家庭社会经济地位的影响,具有更高社会经济地位的父母会更多地涉入孩子教育实践中。
何瑞珠从家庭缺失论(FamilyDeficiencyTheory)和教育机构歧视论(InstitutionalDiscriminationTheory)两个方面总结了家庭阶层地位影响子女教育中家长参与的原因,持前一种观点的研究者认为,父母受教育水平低导致家庭缺少重视教育的传统或者观念,导致父母参与子女教育的不足;持后一种观点的研究者认为,教育机构的一些隐晦歧视作风或排斥措施,把来自低下阶层的父母排除于系统之外,而来自低下阶层的父母在与教师交往时又往往缺乏自信,甚至逃避某些与教师会面的机会。
[37]此外,西方的一些经验研究也表明,相较于家庭收入高和父母受良好教育的家庭,社会经济地位低的家庭在收入、教育上的劣势削弱了父母提供回应性教养方式(responsiveparenting)的能力,父母更倾向于权威主义且严厉的教养方式,更多进行体罚而非讲道理。
[38]由于受教育水平和认知能力的影响,在较高社会经济地位的家庭,父母在亲子沟通中也更擅长用适合的沟通词汇和认知刺激技巧。
[39]拉鲁(A.Lareau)在分析父母参与背后的社会阶层差异时认为还存在观念和制度上的差异,不同社会阶层的父母对他们以及学校教育在子女教育中的角色持有不同的价值观念。
[40]拥有高社会经济地位的父母对现行教育系统更加适应,懂得更好地与之协调,这些父母也更容易参与到“家庭合作”的教育实践中。
三、研究设计
本部分首先讨论“父母参与”这一概念的操作化问题。
父母参与一般指父母感兴趣、了解并愿意参加到子女日常生活中来的程度[41],它代表着一种重要的家庭社会资本[42-43]。
虽然父母参与的含义容易理解,但对这一概念的操作化使用却一直比较模糊,难以达成一致。
[44]过往学界关于父母参与的操作化指标很多,主要涉及父母对子女的学业成就期望[45-46];父母和子女的沟通,如讨论学校的事情 [47-48];对子女学业的监督、辅导和帮助,如督促、辅导完成家庭作业[49];对子女日常行为的监督和关注,如对收看电视的引导、对子女朋友圈子的了解、对平时活动范围的关注[50-51];多种形式的家校合作[52];等等。
越来越多的学者也同意,不能把父母参与简单化地归结为单一维度的因素,而应涵盖父母多方面的养育实践和教养方式。
例如,斯科特琼斯(D.Scott-Jones)认为父母参与包括四个主要内容:
重视、监督、帮助和共同从事 [53];帕克(H.Park)等人将父母参与区分为在家庭内部的活动以及与学校有关的活动[54]。
根据以往研究对父母参与的操作化定义,本研究将父母参与区分为观念和行为两个层面的影响,父母观念代表父母对子女学业的期望和态度,父母行为包括文化学习资料的提供、父母与子女的沟通、父母对子女的监督与帮助、父母对子女的关注等日常关怀行为。
这种操作化策略主要出于两个方面的考虑:
首先,本文将父母参与二分为观念和行为两个维度,既涵盖了以往研究对父母参与界定的主要内容,也有利于模型的简洁;其次,如上文文献综述部分的分析,父母参与对子女教育期望的影响主要是从观念和行为两个方面来施加的。
基于文献回顾,本文试图在家庭社会经济地位、父母参与和子女教育期望之间建立联系(见图1)。
父母受教育程度和家庭收入影响着子女教育期望,同时通过父母学业期待和日常关怀间接影响到子女教育期望。
此外,与西方不同,中国目前仍是一个城乡差别较大的国家,城乡家庭在社会经济状况、教育观念、教育方式等父母参与因素上存在较大差异;同时,城乡教育资源的不均衡分配,扩大了城乡教育机会的不平等,农村凭借可获得的优质教育资源实现向上代际流动的难度相对更大,这可能造成城乡家庭对获得教育机会感知上的差异。
因此,考虑到中国社会的“二元性”,家庭社会经济背景通过父母参与影响青少年教育期望的过程在城乡家庭中可能是不同的。
因此,本文提出如下假设:
假设1:
家庭社会经济地位对青少年教育期望具有积极的影响。
假设2:
父母参与是联系家庭社会经济地位和青少年教育期望的重要机制,是父母受教育程度和收入水平影响青少年教育期望的中介变量。
具体而言,家庭社会经济地位通过影响父母学业期待和日常关怀间接影响着青少年教育期望,其中学业期待又对日常关怀的行为产生影响。
假设3:
家庭社会经济地位通过父母参与间接影响青少年教育期望的路径在城乡家庭存在差异。
四、数据、变量和方法
(一) 数据与变量
本文使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心主持的“中国家庭追踪调查”(CFPS)2010年的数据。
CFPS样本覆盖了全国25个省、市、自治区的家庭,调查对象包含样本家户中的全部家庭成员,具有很好的全国代表性。
国内关于家庭的社会调查或综合性社会调查,缺少针对少儿成长与发展的调查内容。
CFPS(2010)回收有效少儿问卷8990份,并对少儿建立专门的数据库,收集了少儿成长过程中各个方面的信息,同时有翔实的家庭背景信息可供综合分析。
[55]其中,CFPS少儿问卷专门针对青少年进行了自我教育期望的测量,而以往全国性的社会调查没有收集这方面的信息。
关于分析样本,本文依次做了如下筛选:
第一,由于CFPS对部分地区进行了过度抽样,为了使样本具有更好的代表性,本文使用了CFPS的再抽样样本(CFPS在上海、辽宁、河南、甘肃、广东五个省市进行了过度抽样,使得这五个省市的样本具有独立的地区代表性;这五个省市的样本经过二次抽样获取的样本与其他省、市、自治区的样本合并后构成本文所使用的“再抽样样本”);第二,由于CFPS少儿问卷只对10~15岁人群进行了教育期望的测量,因此本文删除了这一年龄段之外的儿童样本。
同时,由于问卷中教育期望主要是询问在校正式就读的青少年的学历期望,因此由各种原因造成的目前已不再上学以及仍在就读幼儿园的样本也不符合研究需要,本文删除了这一部分样本。
经过以上处理,得到样本2176个,去除各分析变量的缺失值之后,最终进入分析模型的样本量为2006个。
本文的因变量是青少年教育期望,通过CFPS问卷中“你认为自己最少应该念完哪种教育程度”这一问题来测量,回答分为“不必读书”、“小学”、“初中”、“高中”、“大专”、“大学本科”、“硕士”、“博士”,本文将期望教育程度重新编码为期望教育年限:
“不必读书”=0、“小学”=6、“初中”=9、“高中”=12、“大专”=15、“大学本科”=16、“硕士”=19、“博士”=23。
本文用父母受教育程度和家庭收入水平两个指标来测量家庭社会经济地位,其中,用父母较高一方的受教育年限来表示父母受教育程度,用家庭人均年收入的对数来衡量家庭收入。
作为一个多向度和内容丰富的概念,在进行操作化时,应从多维度进行测量。
首先,针对父母对子女学业期待的测量。
以往研究通常采用父母教育期望(即期待子女获得何种程度的学历)来测量父母对子女的学业期待,戈雅蒂(K.Goyette)和谢宇(Y.Xie)的研究也发现,父母教育期望对子女自身教育期望具有较强的预测性。
[56]但由于CFPS只针对偶数岁子女的父母询问了他们期望子女获得何种程度的学历,为了避免样本量的损失,本文以父母对学业成绩的期待作为父母教育期待的替代变量。
此替代变量在问卷中对应的问题为“如果满分100分,您期望孩子本学期/下学期的平均成绩是多少”,回答区间为0~100分。
由于60分以下的回答很少,本文把60分以下的有效回答都编码为60分。
其次,本文使用三组变量来测量父母的日常关怀行为。
第一组变量为重视教育的家庭环境打分。
由访员观察受访者的家庭环境来对“家庭的环境(比如孩子的画报、图书或其他学习资料)表明,父母关心孩子的教育”这一问题作出判断,回答分为“十分不同意”、“不同意”、“中立”、“同意”、“十分同意”,分别赋值1~5分。
这一问题既反映了家庭是否为子女提供了更好的教育资源,某种程度上也反映了家庭是否提供了理想的学习激发环境,因为在拉鲁(A.Lareau)看来,家庭中图书等丰富的文化资料增加了子女接触认知刺激的机会,这种认知刺激有利于激发子女的学习兴趣、提高子女的认知能力。
[57]第二组变量为父母对子女的学习和生活关怀。
CFPS问卷中设计了一组问题来反映父母对子女的学习和生活关怀以及家庭沟通情况,共包含六个题项,即“当这个孩子在学习时,您会经常放弃看您自己喜欢的电视节目以免影响其学习吗”,“自本学年开学以来/上学期,您经常和这个孩子讨论学校里的事情”,“您经常要求这个孩子完成家庭作业吗”,“您经常检查这个孩子的家庭作业吗”,“您经常阻止或终止这个孩子看电视吗”,“您经常限制这个孩子所看电视节目的类型吗”,回答人需要根据过去一年的实际情况,从“从不”、“很少(每月1次)”、“偶尔(每周1~2)次”、“经常(每周2~3次)”、“很经常(每周6~7次)”中进行选择,分别赋值1~5分,本文视之为连续变量。
经过对此组问题的信度检验,Cronbach'sAlpha系数为0.71,内部一致性较好,因此本文把六个问题项的分数进行了累加并计算平均值。
第三组变量为父母对子女的行踪关注。
针对“当你不在家时,父母知道你和谁在一起吗”这一问题,回答分为“从不知道”、“偶尔知道”、“有时候知道”、“大部分时候知道”、“总是知道”五种程度,分别赋值为1~5分,同样,本文视之为连续变量。
(需要说明的是,以上选取的父母参与的问题在问卷中均由同住的照顾孩子最多的成年家人回答,因此严格来讲,本文的参与界定为“家长”参与更准确,不过考虑到父母通常是照顾孩子最多的人[通过对样本的数据匹配,城市样本中由父母其中一方作答的比例占87.89%,父母均不同住的比例为4.26%;农村样本中由父母其中一方作答的比例占85.19% 父母均不同住的比例为4.29%],本文依旧使用这些变量来反映父母参与的情况。
)
本文选取了三个青少年人口特征变量:
年龄、性别和户口(本文还尝试把家庭子女数和青少年学习成绩[用青少年自评学业情况进行测量]作为控制变量引入本文的模型,以检验模型的稳健度。
本文发现在控制了家庭子女数和青少年学习成绩的影响后,模型结果并未发生较大改变,只是模型的路径系数大小有所变动。
因此,为了保证模型的简洁性,本文并未呈现更复杂的模型)。
年龄是连续变量,其跨度为10~15岁。
性别是二分变量,男孩为1,女孩为0。
户口变量同样是二分变量,城市为1,农村为0。
各变量的基本特征详见表1。
(二) 分析方法
根据研究设想,除一些简单的描述性结果外,本文主要采用结构方程模型(structuralequationmodeling,SEM)进行分析,使用amos17.0统计软件。
结构方程模型是探究理论、概念之间关系和结构的统计方法,它整合了因子分析、路径分析和多重线性回归分析的思想和方法。
[58]巴伦(R.Baron)和肯尼(D.A.Kenny)认为,中介效应存在的前提是两个变量之间存在相关关系。
[59]因此本文首先分析了主要变量之间的相关关系。
其后采用了两组结构方程模型对研究假设加以检验:
第一,基础模型在控制青少年年龄和性别的前提下,在家庭社会经济情况(父母教育与收入水平)和青少年教育期望之间建立直接的路径影响,以检验假设1;第二,中介模型在基础模型中再加入潜变量父母参与,考察家庭社会经济地位、父母参与和青少年教育期望之间的路径影响,以检验假设2;同时对基础模型和中介模型分别做城乡青少年多群组分析,考察两组样本在路径系数上是否存在显著差异,以检验假设3。
两组模型的方程具体设定如下:
基础模型只包含结构模型,其方程为:
其中,η1表示内生变量青少年教育期望,β1和β2分别表示外生变量父母受教育程度和家庭收入水平对青少年教育期望影响的路径系数,β3和β4分别表示控制变量青少年的年龄和性别对青少年教育期望影响的路径系数,ζ1代表青少年教育期望无法被完全解释的估计误差。
中介模型同时包含了测量模型和结构模型,其方程为:
测量模型线性方程式中各参数含义如下:
ξi表示潜变量日常关怀的各观测变量,η3表示潜变量日常关怀,λi为观测变量在潜变量上的因素负荷量,εi表示测量残差。
结构方程式各参数的含义为:
η2表示父母对子女的学业期待,η3代表日常关怀,η4代表青少年教育期望,β5~β19分别代表了每个影响变量对因变量的影响系数,ζ2、ζ3和ζ4表示因变量无法被其他影响变量解释的估计误差。
对结构方程模型拟合度的检验有很多指标,不同的研究者对这些指标的拟合标准的界定也不完全一样。
最常用的指标是拟合优度的卡方统计量检验,通常认为,当模型卡方与自由度之比(χ2/df)小于2时,可以认为模型拟合良好。
但由于卡方检验的值较易受到样本容量的影响,尤其在大样本的情况下,卡方值会变得比较大,不能很好地判定模型的拟合,因此有文献推荐了其他模型拟合检验的指标[60-62]。
依据温忠麟等人提出的原则[63],本文认为,如果分析模型在大多数评价准则上是好的拟合,就认为模型是可以接受的,但其他指数不能离界值太远。
五、结果分析
(一) 初步分析结果
根据表1,农村青少年的教育期望年限大约比城市青少年低2年。
家庭背景方面,父母受教育年限在城乡样本之间的均值差异超过了4年。
在一系列父母参与变量上,城市青少年的相应取值都显著高于农村青少年。
由于城乡间在以上这些变量上显著的分布差异,下文的分析结果将关注可能存在的城乡差异。
表2呈现了所有分析变量之间相关系数结果。
正如本文的理论假设一样,父母受教育程度、家庭收入和青少年教育期望之间具有显著的正向关联。
同时,父母受教育程度和家庭收入与父母参与之间、父母参与和青少年教育期望年限之间也具有非常显著的正向关系。
通过户口和其他变量的相关系数可以看到,在家庭社会经济背景和父母参与程度上,城市家庭都显著高于农村家庭(p<0.001)。
因此,本文理论模型里的研究变量彼此之间显著相关,可以分析父母参与的中介效应。
(二) 结构方程模型分析
按照理论模型,本文首先考察了无变量残差相关的模型,但理论模型与观察数据的拟合度欠佳,因此,本文又尝试进行了模型修饰(ModelModification),建立修正模型。
根据Amos软件修正指数(ModificationIndices)的指示,修正模型添加了四组变量的残差相关:
父母受教育程度与家庭收入、年龄与学习和生活关怀、年龄与行踪关注、性别与行踪关注。
修正模型拟合度良好。
接下来,本文对基础模型和中介模型分别进行了多群组分析(Multiple-GroupAnalysis),以检验城乡两组样本在回归系数上的差异是否显著。
经过适配度检验,本文发现基线模型(Unconstrainedmodel,即不考虑结构路径系数的模型)和结构系数模型(Structuralweightsmodel)均与数据拟合情况较好。
进一步通过χ2检验,基础模型中两组样本在结构模型系数上无显著差异,说明在未考虑中介效应的前提下,城乡家庭社会经济地位对青少年教育期望的影响系数不存在显著差异。
中介模型中两组样本的结构模型系数存在显著差异,说明家庭社会经济地位、父母参与对城乡青少年群体教育期望的影响路径具有明显的组间差异。
因此,对城乡两组样本的估计分别拟合了理论模型。
通过两个模型对比,可以发现家庭社会经济地位和青少年教育期望之间的关系以及父母参与的中介作用。
表3中基础模型仅考虑了家庭社会经济地位和控制变量对青少年教育期望年限的影响,中介模型在基础模型之上加入了父母学业期待和日常关怀的影响。
对比逐步回归的结果,在基础模型中,家庭社会经济地位显著影响着青少年教育期望,城市家庭父母的受教育程度的非标准化路径系数为0.167,即在控制其他变量的条件下,父母受教育程度每提高6年,城市青少年的自身教育期望随之提高1年,家庭收入对城市青少年教育期望的正向作用不显著,可能的原因是父母受教育程度部分解释了家庭收入的作用;农村家庭收入和父母受教育程度的非标准化路径系数分别为0.552和0.159。
在加入父母参与影响的中介模型中,城市家庭父母受教育程度对青少年教育期望年限的影响的非标准化路径系数,由基础模型中的统计显著变为中介模型中的不显著,农村家庭父母教育程度和收入的影响在中介模型中的统计显著性也有不同程度的降低,其系数值分别由0.159和0.552下降为0.067和0.339。
为了更好地展现本文中介变量的影响以及这种影响过程的城乡差异,图2和图3分别呈现了基于城乡两组样本的中介模型的路径。
图中列出了显著的标准化路径系数,不显著的路径用虚线标示。
同时,表5呈现了包括控制变量在内的所有影响变量对因变量标准化的直接效果、间接效果和总效果。
从检验结果上看,两个模型的多个检验指标值基本符合标准,获得了可以接受的拟合度。
城乡两个群体父母参与的观察变量与其潜变量父母参与之间的路径系数参数(因素负荷量)也均在0.001水平上统计显著。
在城市家庭中(见图2),父母受教育水平通过影响学业期待(0.09)和日常关怀(0.37)间接影响着青少年的自我教育期望(0.56)。
城市家庭的收入水平通过影响学业期待(-0.15)并进而影响日常关怀,最终间接影响着青少年的自我教育期望(0.56)。
虽然家庭收入情况对父母学业期待表现出了负的效应,但其对青少年教育期望的总效应(0.07)仍为正向效应。
在控制了家庭背景和父母学业期待影响的前提下,父母的日常关怀对青少年教育期望具有显著的直接效应(0.56)。
尤其值得注意的是,在引入学业期待和日常关怀这两个方面的父母参与因素后,父母受教育程度和家庭收入对青少年教育期望的直接影响作用在0.1的显著水平上都不具有统计显著性,这说明模型中所关注的父母参与因素有效地解释了家庭社会经济地位对青少年教育期望的积极作用。
对于农村家庭来说(见图3),父母受教育程度同样显著影响着他们的学业期待(0.11)和日常关怀(0.32),并通过学业期待(0.11)和日常关怀(0.23)间接影响着青少年教育期望。
家庭收入则通过显著影响父母的日常关怀(0.20)间接影响着青少年教育期望(0.23)。
与图2基于城市样本所呈现的结果不同,图3显示,在加入了父母参与的影响之后,农村家庭父母受教育程度和家庭收入对农村青少年教育期望仍具有显著的直接影响(标准化效应为0.07和0.08),这说明,学业期待和日常关怀两个层面的父母参与未能完全解释农村家庭社会经济地位对青少年教育期望的影响。
通过图2和图3分城乡的路
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