贫困家庭心理资源对子女脱贫内生动力的影响

吴 娜 傅安国 黄希庭

[提要]提升贫困家庭子女的脱贫内生动力才能从根本上解决世代贫困问题。家庭内部建设能力和家长亲职能力这两项家庭心理资源的效能，能够催生子女产生积极向上的脱贫内生动力，并与外部扶持资源形成合力，使子女更加刻苦学习并跳出代际贫困的陷阱。本研究采取分层整群随机抽样的方法从某省贫困县抽取了1462名中学生作为调查对象，考察上述两项家庭心理资源对子女脱贫内生动力的影响。结果发现：(1)贫困家庭内部建设能力、家长亲职能力与子女脱贫内生动力都处于中等水平，其指标均有较大提升空间；(2)家长亲职能力在家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力之间起着部分中介的作用；(3)家长给予关注和家长实质陪伴在家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力的关系中均起到了部分中介作用，且家长实质陪伴的中介作用大于家长给予关注的中介作用。

一、引言

从脱贫攻坚的长期战略来看，重视并改善贫困家庭子女的教育问题，提升他们的脱贫内生动力和学业成绩，帮助他们成长、成才，进而积极参与家乡建设、带动并促进区域发展，能够从根本上解决世代贫困问题，也是实现脱贫攻坚衔接乡村振兴的重要抓手[1-3]。不少研究指出，家庭经济上的贫困并不能够充分地解释个体将来的学习状况和心理状态，隐藏在经济困难下面更具影响力的是：个体所知觉到的与周围他人的关系互动状况，如家庭关系、师生关系与同辈关系等，这些关系是造成个体在贫穷环境下仍能拥有良好学业成就与心理健康的关键[4-5]。因此，如何善用积极亲子关系这类家庭心理资源，协助贫困家庭子女拥有较高的脱贫内生动力，保持正向乐观的生命态度，在未来具有良好的工作表现与工作成就，是本文拟探究的方向。

家庭内部建设能力与家长亲职能力是两项关键的家庭心理资源。前者包括家庭创收的经济能力、提升人力资本的实际状况及家庭成员和睦相处的关系维护三个方面；后者包括对子女在学习和生活方面的关心、照顾，以及父母对子女投入情感的实质陪伴两个方面[6]。那么，家庭内部建设能力和家长亲职能力究竟是如何影响脱贫内生动力的？本文拟探讨这一问题。

二、研究假设

国外的实验研究发现，家庭社会经济地位较低的子女，容易出现消极和怀疑的态度，低自我概念、低自我效能以及缺乏对未来的期望等心理困扰，使得贫困家庭子女经常陷入负向的恶性循环，心理困扰导致其难以在学业上投入身心，未来亦无法改变自己原先的社会经济地位[7]。同样的，经济差距所带来的不同学习环境、对未来期待的不足和生活中存在的实际困难等因素，拉开了贫困家庭学生和一般学生之间的距离，进而可能演变成经济贫困者自成一群，导致其容易对社会不满意及贫穷循环[8]。国内的质性研究亦发现，贫困家庭尚蕴藏着一股从内部的推力——即家庭内部建设能力与家长亲职能力，它们是让子女摆脱贫困束缚的希望[6]。

不同于一般社会支持力量的人际互动，家庭内部建设能力与家长亲职能力是以家庭为单位，涵盖整个家庭次系统的支持性力量。从缓冲理论(buffering model)视角来看，系统性的支持能减缓负面事件对个体的伤害，家庭内部建设能力是家庭成员间系统支持的代表，家长亲职能力是子女获得向上力量的重要保障，它们均是避免子女出现负向症状的保护性因子[9]。例如，家境贫穷虽然会导致青少年的身心问题，但家庭内部的支持力量却能激发他们积极向上的成长动力，并维持家庭的动力平衡[10]。还有研究指出，青少年抑郁症状并不能预测家庭关系的好坏，反而是家庭关系主导了青少年抑郁症状的发展变化，家人之间的情感支持能减缓抑郁症状，并预测未来有较低的抑郁复发[11]。一项横跨六年的纵向研究显示，青少年时期若拥有较高的家庭凝聚力，未来在成年早期则有较高的主观幸福感、较低的情绪困扰、较高的学业成绩以及较低的攻击行为[12]。上述研究显示，比起家庭成员之间的个别关系(如亲子关系、手足关系)，整个家庭系统的内部凝聚力，更能促进青少年的身心发展[13-14]。

还有研究发现，家庭内部建设能力与家长亲职能力是家庭关系质量的总和，是家人之间的情感连结[15]，而家庭适应性和凝聚力则是家庭内部建设能力和家长亲职能力的结果[14]。奥尔森(Olson)[15-17]曾多次编制和修订家庭适应性和凝聚力评价量表(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale, FACES)，并受到学者们的普遍关注[18-20]。家庭适应性和凝聚力根据得分由低到高，分别被定义为疏离(disengaged)、部分连结(somewhat connected)、连结的(connected)、非常连结(very connected)以及纠缠(enmeshed)，疏离与纠缠被视为极端的状态，而部分连结、连结的和非常连结则属于平衡状态。家庭若处于过度疏离状态，家庭成员之间则缺乏支持性的力量；若处于纠缠状态，过度的亲密会阻碍青少年发展自主性，甚至产生依赖家庭成员的风险[17]。当然，也有学者认为家庭凝聚力与纠缠是两个不同的概念，较高的家庭凝聚力并不必然导致家庭成员的功能丧失[21-22]。其原因在于，家庭凝聚力是指家庭成员之间的情感连结，强调的是关系的亲密程度，而纠缠却意味着家庭成员对个人心理上的控制。穆斯(Moos)[23]认为，家庭凝聚力是家庭成员对家庭的关注和投入，以及对彼此之间的帮助与支持。以此观点来看，家庭凝聚力是家庭内部建设能力与家长亲职能力的结果，家庭凝聚力越高仅代表家庭成员之间的协助功能越佳[6]。研究发现，若家庭内部建设能力与家长亲职能力越高时，青少年内外在的问题越少，其学业成就会越高[21-24]。

根据生态系统理论(the Ecological System Theory)，家庭内部建设能力这一外层系统要经过家长亲职能力这一微系统才能作用到儿童身上[25]。以往的质性研究发现，家长亲职能力在家庭建设能力对脱贫内生动力的过程中起着中介作用[6]。国内有研究发现，父母婚姻质量(内部建设能力)能影响家长教养方式(亲职能力)[26]。实证研究还发现，无论家庭社会经济地位水平如何，父母亲的接纳与参与能正向预测青少年当时及以后对教育和职业的探索和投入[27]，良好的亲子关系可以减少贫困儿童的问题行为[28]。在家庭内部建设能力与脱贫内生动力的因果关系中，家长亲职能力作为中介变量而存在[6]。然而，家长亲职能力到底是完全中介还是部分中介[29]，仍有待实证检验。

综上所述，本研究提出假设：家长亲职能力在家庭内部建设能力对脱贫内生动力的影响过程中起着中介作用，亦即贫困家庭的内部建设能力可以对子女的脱贫内生动力产生直接影响，也可以通过家长亲职能力的中介作用来影响脱贫内生动力(如图1所示)。

图1 研究假设模型

三、研究方法

(一)研究被试

本研究采取分层整群随机抽样的方法，从H省随机选取2个贫困县，再从每个贫困县随机选取2所初中和2所高中，在这4所学校的每个年级中再各随机抽取2个班级，一共抽取了24个班级。共发放问卷1500份，回收问卷1476份，其中有效问卷1462份，有效回收率97.5%。在被测人员中，高一学生263人、高二学生249人、高三学生175人，初一学生278人、初二学生263人、初三学生234人；贫困家庭学生629人、非贫困家庭学生833人；男生847人、女生615人。

(二)研究工具

1.脱贫内生动力

采用傅安国所开发的脱贫内生动力量表来测量贫困家庭子女的脱贫内生动力[30]。先将相关题项的表述方式做适当调整，使其符合贫困青少年的生活现状，如“我以后要让父母过上更好的生活”和“我不会服输，比我成绩出色的人我一定要赶上”等共20题构成《贫困家庭子女脱贫内生动力量表》。量表仍然采用5点计分，从“完全不同意”到“完全同意”。对调整后的量表进行验证性因素分析，结果如下：χ2/df为3.012，RMSEA为0.056，IFI为0.935，CFI为0.941，PNFI为0.907，PGFI为0.931。在本研究中，整个量表的Cronbach’s α值为0.862，价值观、自我观、脱贫行为倾向三个分量表的Cronbach’s α值分别为0.913，0.811和0.846。

2. 家庭内部建设能力

家庭内部建设能力问卷参考奥尔森编制的家庭适应与凝聚量表第三版(FACES III)[16]并结合家庭内部建设能力扎根理论的条目修订而成。问卷使用9个题项测量家庭内部建设能力，题目包含了“做决定时，家人会相互商量”“家人喜欢共同休闲玩耍”等。量表采用5点计分，从“完全不同意”到“完全同意”。采用主成分分析进行因素分析，结果显示家庭内部建设能力9个题项均为单一维度，各题项因素负荷量介于0.653至0.831之间，解释变异量达59.53%。信度分析显示，量表的Cronbach’s α值为0.921，显示本问卷9个题项具有良好的信度和效度，9个题项相加后得分越高表示家庭内部建设能力越强。

3.家长亲职能力

家长亲职能力问卷参照周玉慧[31]所编制的亲职能力问卷及相关学者对家长亲职能力的探究[6][32]编制而成。该问卷共6个项目，分为给予关注和实质陪伴2个维度，这两个维度各含3个项目，给予关注是指对子女生长营养上的重视、对子女学习和生活方面的教育引导，以及家人为孩子提供的情感支持等，包括“家长很关心我的营养和身体状况”等项目；实质陪伴是指为人父母的责任担当、承担家长的教养责任及投入情感陪伴子女等，包括“当我有需要时，家长就会尽力陪在我身边”等内容。量表采用5点计分，从“完全不同意”到“完全同意”。本研究中总问卷的Cronbach’s α值为0.786，给予关注和实质陪伴两个分问卷的Cronbach’s α值为0.764和0.803。问卷的验证性因素分析结果如下：χ2/df为2.542，RMSEA为0.048，IFI为0.919，CFI为0.937，PNFI为0.902，PGFI为0.927。

(三)共同方法偏差评估

鉴于自我报告法获取的数据均有可能存在共同方法偏差(common method biases)的问题，本研究采用过程控制和统计控制两个途径来降低可能存在的此类偏差[33]。首先，本研究采用具有较高信度和效度的测量工具、强调研究的匿名与保密性、题项采用反向计分等方法来控制调查程序。其次，完成收据收集后，再次采用Harman单因子检测法[34]检验共同方法偏差，结果发现，共有12个因子的特征值大于1，且排第一的因子变异量仅为19.35%，远低于40%的临界标准，这说明本研究的共同方法偏差问题属于可接受的范围。

(四)研究程序与统计方法

为保证测验的有效性，本研究与选取班级的班主任先行沟通后预约时间，由经过专门培训的研究生到各班进行施测，并统一宣读测验指导语，强调匿名性和保密性。完成整个测验用时约20分钟。采用SPSS20.0软件录入并管理数据，分别使用SPSS20.0与AMOS22.0两个统计软件完成相应的数据分析。

四、家庭建设能力、家长亲职能力对子女脱贫内生动力的影响

(一)学生脱贫内生动力与学业成就之间的关系

为了验证本研究调整后的20项脱贫内生动力量表确实能反映学生主动脱贫的动力，继而进一步对脱贫内生动力的效标关联效度加以分析。已有的研究发现，在学生样本上，积极的心理动力与学业成就呈正相关[35]。学业成就的测量，由班级排名(前段、中前、中后、后段)与及格状况(每次都是、时常、很少、从来没有)两个题目所组成。表1结果显示，内生动力三个分量表及总量表与班级排名、及格状况均有显著正相关。因此，效标关联效度成立，同时也说明脱贫内生动力在某种程度上能反映学生的学业成就。

表1 脱贫内生动力与学业成就的相关分析

(二)家庭建设能力、家长亲职能力与子女脱贫内生动力的关系

1. 家庭内部建设能力、家长亲职能力和子女脱贫内生动力之间的相关性

本研究首先对家庭内部建设能力、家长亲职能力和子女脱贫内生动力及其各维度进行描述性统计。由表2可知，子女体验到的家庭内部建设能力均值为2.68±0.68(李克特五点计分)，这表明家庭内部建设能力处于中等水平，并且分布比较均衡。子女体验到的家长亲职能力的均值为2.55±0.82，给予关注和实质陪伴的得分分别为2.86±0.78和2.38±0.84，这表明家长亲职能力处于中等水平，且给予关注水平普遍较高，实质陪伴水平普遍较低。子女的脱贫内生动力均值为2.69±0.68，价值观、自我观、脱贫行为倾向的得分分别为2.65±0.66、2.48±0.55和2.79±0.79，这说明贫困家庭子女的脱贫内生动力及其各维度为中等偏上水平，并且分布比较均衡。

家庭内部建设能力、家长亲职能力和子女脱贫内生动力之间的相关分析发现(见表2)，家庭内部建设能力、家长亲职能力与子女脱贫内生动力之间均呈显著的相关(r=0.49，r=0.47),家庭内部建设能力与家长亲职能力也存在显著的正相关(r=0.58)。具体到家长亲职能力、子女脱贫内生动力各维度和家庭内部建设能力也都呈显著相关。

表2 家庭建设能力、家长亲职能力和子女脱贫内生动力之间的相关

2. 家长亲职能力在家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力之间的中介效应

假设家长亲职能力为家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力之间的中介变量，本文探究的子女脱贫内生动力属于显变量，家庭内部建设能力和家长亲职能力属于潜变量，验证家长亲职能力的中介效应需要建立结构方程模型。根据量表的维度归属模式，按照结构方程模型的建模要求建立模型：家庭内部建设能力，以及由给予关注、实质陪伴构成的家长亲职能力这两个变量为潜变量；价值观、自我观和脱贫行为倾向构成的脱贫内生动力为显变量。由此建立起这三个变量之间的结构方程模型(见图2)，并以此检验家长亲职能力、家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力之间的关系模型。采用AMOSS 22.0软件，运用方差极大似然法对结构方程模型的各个参数进行检验和统计，各个拟合指标情况见表3。

表3 家长亲职能力中介模型的整体检验

参照模型良好拟合的标准，当NFI、RFI、IFI、TLI、CFI等大于0.90，RMSEA小于0.08，χ2/df小于5时，认为模型拟合良好[36]，以此为基础进行下一步检验。继续使用 Bootstrap检验得到各个路径的间接效应、直接效应和总效应及各标准误[37]，详细结果如表4。

图2 家长亲职能力的中介效应模型

表4 家长亲职能力中介模型的效应分解

将上述路径系数按拜伦(Baron)和肯尼(Kenny)[38]提出的检验中介效应的三个步骤进行分解。尚未纳入家长亲职能力这一中介变量时，家庭内部建设能力到子女脱贫内生动力的总效应，即自变量对因变量的预测作用c=0.46，p<0.001，中介变量家长亲职能力到家庭内部建设能力的效应为0.33，p<0.001，满足检验中介效应的条件，再纳入中介变量后，家庭内部建设能力到子女脱贫内生动力的效应为0.38，p<0.001，效应亦显著，表明部分中介效应可能存在。为证明中介效应的统计显著性，再次对结果采用Goodman Ⅰ、Goodman Ⅱ和Sobel检验得到的结果依次为4.11(p<0.001)、4.08(p<0.001)、3.96(p<0.001)，中介效应的统计显著性同时为三种检验所证明。中介效应值为c'=0.25，占总体变异的百分比为c'/c=54.35%，表明中介效应可以解释家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力两者关系的54.35%。

(三)家长给予关注与家长实质陪伴的中介效应检验及比较

在本研究中，家长亲职能力包含家长给予关注和家长实质陪伴两个维度，这两个维度是否都在家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力的关系中起着中介作用？若是，它们的中介效应是否有差异？接下来继续厘清这些问题。

由于家庭内部建设能力这个自变量属于潜变量，故而仍然采用结构方程模型来对中介效应模型进行检验，将家长给予关注包括的3个项目之和与家长实质陪伴包括的3个项目之和算作各自的观测分数。有两种主要方法来针对数个中介变量的模型建模[38-39]，一种方法是构建数个仅包含唯一中介变量的模型，见图3、图4所示，再进行比较；另一种方法是，在同一个模型中同时比较两个中介变量，存在的缺点是两个中介效应往往互相抵消，进而导致模型的整体效应不显著。本文采用此方法得出的整体拟合指标难以接受，其TLI、RFI值均小于0.90，RMSEA值远大于0.08为0.23，χ2/df亦超过了5，为8.12。

1. 家长实质陪伴的中介效应检验

与家长亲职能力的中介效应检验相同，检验家长实质陪伴在家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力之间的中介作用(见图3)。整体模型的检验结果见表5，各个路径系数及标准误如表6。

表5 家长实质陪伴中介模型的整体检验

图3 家长实质陪伴的中介模型

从表5结果可知模型整体拟合良好，均符合相应的拟合良好标准[36]。参考拜伦和肯尼[38]建议的中介效应检验步骤来分解上述路径系数，在尚未纳入家长实质陪伴这一中介变量时，家庭内部建设能力到子女脱贫内生动力的总效应，亦即自变量对因变量的预测作用为c=0.46，p<0.001，家长实质陪伴这一中介变量到家庭内部建设能力(自变量)的效应为0.45，p<0.001，满足检验中介效应的条件，把中介变量纳入之后，家庭内部建设能力到子女脱贫内生动力的效应为0.23，p<0.001，导致效应降低，表明了部分中介效应的存在，继续检验其统计显著性，Goodman Ⅰ 检验的结果为5.46(p<0.001)，Goodman Ⅱ 检验的结果是5.61(p<0.001)，Sobel检验的结果是5.18(p<0.001)，三种检验均表明存在显著的中介效应。中介效应值为c'=0.19，中介效应能解释总变异的百分比为c'/c=41.30%，亦即中介效应能解释总变异的41.30%。

表6 家长实质陪伴中介模型的效应分解

2.家长给予关注的中介效应检验

与家长亲职能力的中介效应检验相同，检验家长给予关注在家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力之间的中介作用(见图4)。整体模型的检验结果见表7，各个路径系数及标准误如表8。

表7 家长给予关注中介模型的整体检验

图4 家长给予关注的中介模型

从表7结果可知模型整体拟合良好，均符合相应的拟合良好标准[36]。再参考拜伦和肯尼[38]建议的中介效应检验步骤来分解上述路径系数。在尚未纳入家长给予关注这一中介变量时，家庭内部建设能力到子女脱贫内生动力的总效应，亦即自变量对因变量的预测作用为c=0.46，p<0.001，家长给予关注这一中介变量到家庭内部建设能力(自变量)的效应为0.21，p<0.001，满足检验中介效应的条件，将中介变量纳入后，家庭内部建设能力到子女脱贫内生动力的效应为0.15，p<0.001，效应量有所降低，表明部分中介效应存在，再次检验其统计显著性发现，Goodman Ⅰ 检验的结果是4.64(p<0.001)，Goodman Ⅱ 检验的结果是4.70(p<0.001)，Sobel检验的结果为4.68(p<0.001)，三类检验均显示存在着显著的中介效应。其中介效应的值为c'=0.05，中介效应占总变异的百分比为c'/c=10.87%，亦即中介效应能解释总变异的10.87%。

表8 家长给予关注中介模型的效应分解

3. 家长实质陪伴和家长给予关注中介效应比较

经检验，家长实质陪伴和家长给予关注均对家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力具有中介作用，但中介效应大小有所不同。

首先，比较整体模型发现，家长实质陪伴作为中介的模型，其各项拟合指标皆优于家长给予关注的中介效应，如RMSEA值为0.019小于家长给予关注模型的0.029，家长实质陪伴模型的χ2/df为1.209，小于2.355，家长给予关注的拟合指标IFI、TLI、NFI、RFI、CFI和GFI也皆小于家长实质陪伴模型的值。因此从模型效应比较可知，家长实质陪伴的中介模型优于家长给予关注的中介模型。

随后比较两者的中介效应，家长实质陪伴的中介效应为0.19，能解释总变异的41.30%，但家长给予关注的中介效应为0.05，仅能解释总变异的10.87%。给予关注的中介效应比实质陪伴的中介效应少解释了总变异的30.43%，因此，实质陪伴更能有效地解释家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力之间的关系。

五、家长实质陪伴是子女脱贫的关键

本研究首先对家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力进行了描述性统计分析，结果显示，家庭内部建设能力的得分为2.68，说明家庭内部建设能力处于中等水平，并且分布较为均匀，这反映家庭内部建设能力还有较大的提升空间。子女脱贫内生动力的得分为2.69，脱贫内生动力三个维度的得分分别是：价值观2.65、自我观2.48、脱贫行为倾向2.79，这也说明子女的脱贫内生动力普遍处于中等水平。

相关分析显示，学生的脱贫内生动力与其学业成就显著正相关，说明脱贫内生动力亦能作为学业成就的一个反映指标。本研究发现，家庭内部建设能力能够直接正向预测家长亲职能力，已有研究很少关注这一议题。在家庭内部建设方面做得好的家庭，父母更愿意给孩子更多的关注与实质陪伴，表现出更高的亲职能力。因此，引导和帮助贫困家庭，尤其是新婚家庭进行家庭规划，做好家庭内部建设，可能会对他们作为父母的亲职能力产生积极影响。本研究还发现，家庭内部建设能力能够对子女的脱贫内生动力产生直接作用，并且家长亲职能力亦能正向预测子女的脱贫内生动力。这一发现与生态心理学的观点较为吻合。生态心理学指出，个体的行为是人(主要指个体的心理活动)与环境交互作用的结果[40]。家长亲职能力能给子女带来心理的支持感，而家庭内部建设能力在此作为一种关键的家庭环境资源，这两者必然直接影响到子女的脱贫内生动力。

本研究最为重要的发现是，家庭内部建设能力不仅能够直接影响子女的脱贫内生动力，而且能借助家长亲职能力的中介路径来间接促进子女的脱贫内生动力。父母的亲职能力包括是否给予关注及是否实质陪伴两项重要指标：前者是指对子女生长营养上的重视、对子女学习和生活方面的教育引导以及家人为孩子提供情感支持；后者是指为人父母的责任担当、承担家长的教养责任及投入情感给子女实质上的陪伴[6]。家庭内的心理资源使子女与父母的人力资本连结起来，为子代提供了摆脱世代贫困的契机。家庭内部建设能力与家长亲职能力这两个因素具有向上流动的正向力量，可作为世代贫困家庭优势累积的心理资源。基于此结果，对于贫困家庭子女来说，通过提升家庭内部建设能力与家长亲职能力，确实可以提升脱贫内生动力及其隐含的自我效能、价值观、自我观与脱贫行为倾向等心理因素，进而使贫困家庭子女保持着较佳的心理素质，以及在未来愿意追求卓越，并朝着正向积极的人生发展，因此得以扭转其家庭的贫困处境，在未来成为更为优秀、杰出的人物[41]。

最后，本研究检验了家长亲职能力的两种成分——家长给予关注和家长实质陪伴的中介作用，结果显示两者的中介效应皆亦达到显著水平，表明家庭内部建设能力对子女脱贫内生动力的影响有两条途径可以实现，一个是提升家长给予关注而促进子女的脱贫内生动力；另一个是提升家长实质陪伴进而促进子女脱贫内生动力的提升。亦即，家庭内部建设能力既可以提升家长亲职能力，也可以提升家长实质陪伴，而对子女的脱贫内生动力影响可以通过家长亲职能力和家长实质陪伴两种途径实现。从效应大小和整体模型拟合程度两个角度来比较家长给予关注与家长实质陪伴的中介效应后发现，家长给予关注在家庭内部建设能力与子女脱贫内生动力之间的中介效应更小，比家长实质陪伴少解释了30.43%的变异；并且，同时把两个变量纳入中介模型后，其效用可能会相互抵消，导致整体效果不佳。根据家庭内部建设能力与两者的相关分析亦可知，家长给予关注(0.54)的相关系数比家长实质陪伴(0.65)的相关系数要小；在与子女脱贫内生动力的关系中，家长实质陪伴的相关系数较大(0.45-0.49)，家长给予关注的相关系数较小(0.33-0.45)。国内的诸多研究亦发现，亲情陪伴和深度关爱给予的积极心理资源，远比一般性的给予关注对贫困家庭的留守子女更加重要[42-44]。可见与家长给予关注相比，家长实质陪伴与家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力的关系强度更大。正是家长对子女的实质陪伴代表的是一种实质性、链接性的支持关系，从实质性的支持关系中，个体受到生活上实质的照顾、行为上正向的指引，生存安全与成长发展获得保障[6]；反之，因缺乏实质陪伴给儿童青少年必然会带来负面的影响，甚至还会影响到其将来作为父母后的育儿选择[45]。因而，有研究者指出，现有的户籍制度不利于贫困家庭留守儿童的教育获得和健康成长，应完善劳动力及其子女自由流动的相关政策，使其在父母的陪伴下获得全面发展[42]。

综上，本研究发现：(1)贫困家庭内部建设能力、家长亲职能力与子女脱贫内生动力都处于中等水平，从脱贫攻坚衔接乡村振兴的抓手来看，这些指标还有较大的提升空间；(2)家长亲职能力在家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力之间起着部分中介作用；(3)家长给予关注和家长实质陪伴在家庭内部建设能力和子女脱贫内生动力的关系中起到了部分中介作用，且家长实质陪伴的中介作用大于家长给予关注的中介作用。