父母教育期望對四年級學生數學成就的影響：多重中介效應分析

王燁暉　張纓斌　辛濤

摘要 以我國西部2745名四年級學生為被試，探究父母教育期望與學生數學成就的關系。結果如下：（1）父母教育期望正向預測學生的數學成就；（2）學生的自我期望、數學學習動機和數學焦慮起積極的中介作用，學習動機-數學焦慮起消極的鏈式中介作用；（3）父母教育期望對學生數學成就的影響存在民族差異，漢族群體父母教育期望對學生自我期望的預測作用小于少數民族群體，但對學生學習動機的預測作用大于在少數民族群體。

關鍵詞 父母教育期望，自我教育期望，學習動機，數學焦慮，數學成就。

分類號 G44

1引言

家庭是兒童成長最重要和基本的環境。父母教育期望（parent"s educational aspirations）是影響兒童發展的重要家庭因素之一，它指父母希望孩子獲得的受教育水平（Yamamoto&Holloway;，2010）。父母教育期望對學業成就有重要影響（Strand，201l；Zhang，Haddad，To～es，&Chen;，2011），甚至是家庭因素中對學業成就預測作用最強的一個（Jeynes，2007）。相較于低水平的父母教育期望，高水平父母教育期望的學生學業成就更好，能達到更高的教育水平（Davis-Kean，2005；Pearce，2006）。但父母教育期望并不直接影響學生學業的發展，而是通過例如父母投入等一系列中介因素起作用（sv&Schulenberg;，2005）。教育期望高的父母會投入更多時間到兒童的教育中，例如輔導功課、與教師溝通。已有研究較多探討的是外部因素的中介作用，從學生自身的角度考察個體特征的中介機制研究較少。而社會認知理論認為，外部因素可通過作用于內部因素影響到個體的行為表現（Bandura，1997）。

自我教育期望作為兒童的個體特征，在父母教育期望和學業成就之間起重要作用。大量研究表明父母教育期望在兒童自我教育期望形成和發展過程中具有重要作用（Goyette&Xie;，1999；Rutchick，Smyth，Lopoo，&Dusek;，2009）。Goyette和Xie（1999）發現，在控制種族、家庭社會經濟地位、父母受教育水平和學業成就等因素的條件下，父母教育期望能解釋自我教育期望40%的變異。Rutchick等人（2009）的研究表明，子女6歲時的父母教育期望與子女13歲時的自我期望密切相關，并且自我期望在父母教育期望與學業成就之間起中介作用，在控制了人口學變量和子女之前的學業成就后仍然如此。

父母教育期望反映了父母對教育的重視程度，在親子交流過程中，兒童可能把父母重視教育的價值觀念內化，當成一個規范或標準來要求自己，激發自己的學習動機。自我實現預言理論也認為，父母對兒童未來成就的期望會提高兒童的自我動機，從而促使兒童努力獲得較高成就（Reitzes&Mutran;，1980）。父母的教育期望也可能作為一種外在驅力促使兒童去達到父母的要求（Fan&Williams;，2010）。因此，兒童的學習動機可能是父母教育期望與學業成就之間的中介變量。

但若父母教育期望過高，帶給學生太大壓力，可能導致學習焦慮水平上升。而大量的研究都表明學習焦慮對學業成就有著不利影響（Macher，Paechter，Papousek，&Ruggeri;，2012；Wu，Barth，Amin，Malcarne，&Menon;，2012）。因此學習焦慮也可能是父母教育期望與學業成就之間的中介變量。同時，動機過強也會使學生的焦慮水平上升（Essau，Leung，Conradt，Cheng，&Wong;，2008；Khalaila，2015），學習動機學習焦慮可能作為一條中介鏈在父母教育期望與學業成就之間起作用。

父母教育期望對學業成就的影響存在族群和文化差異（sv&Schulenberg;，2005）。Yama—moto和Holloway（2010）指出，這種差異體現在父母教育期望影響學業成就的中介路徑上。例如，相較亞裔美國家庭，在歐裔美國家庭中，父母投入在父母教育期望與兒童學業成就之間起更強的中介作用（sv&Schulenberg;，2005）。我國是個多民族國家，漢族與少數民族的文化風俗不同，教育觀念也存在差異。董莉、陳尚寶和聞素霞（2009）研究表明，少數民族父母比漢族父母更傾向認為兒童的學習是一種自然的發展，不需要自己過多管教。因而，少數民族家庭中，學生的自我教育期望、學習動機和學習焦慮可能更不易受父母教育期望的影響。

本研究以小學生為研究對象，采用結構方程建模的方法考察自我教育期望、數學學習動機和數學學習焦慮在父母教育期望與數學成就關系中的作用和機制，分析這種機制是否存在漢族和少數民族間的差異。綜合以上分析，本研究假設：（1）兒童的自我教育期望、數學學習動機和數學學習焦慮在父母教育期望與兒童數學成就之間起中介作用，數學學習動機一學習焦慮起鏈式中介作用，假設模型見圖1；（2）父母教育期望影響兒童數學成就的中介路徑存在民族差異。父母教育期望對兒童自我教育期望、數學學習動機和數學學習焦慮的預測作用，在少數民族家庭中比在漢族家庭中更弱。

2研究方法

2.1研究對象與施測

研究對象為西部五省的2885名小學4年級學生，有效樣本量為2745。其中漢族學生1125名（男生604名，女生521名），少數民族學生1620名（男生838名，女生782名）。平均年齡10.1歲，標準差為0.9。

測試流程為：主試進入教室，向學生說明研究目的，然后讀指導語。學生先作答45分鐘數學成就測驗，休息10分鐘后，再作答背景問卷。

2.2研究工具

2.2.1教育期望

父母教育期望。單題，改編自Zhang等人（2011）的研究中測量父母教育期望的題目。對原題做了修改，使之適應我國的教育體系。題干為“父母親希望我上學上到”，選項及對應分值為：1=小學，2=初中，3=高中（包括職高和中專），4=大學（包括大專和本科），5=研究生（包括碩士和博士）。此外還有一個選項為“不清楚”，選擇該選項的被試，本題的作答會被視為缺失。

自我教育期望。單題，改編自Zhang等人（2011）用于測量學生教育期望的題目。對原題做了修改，使之適應我國的教育體系。題干為“我希望我上學上到”，選項及計分方式同父母教育期望。

2.2.2數學學習動機

數學學習動機量表改編自PISA2012數學學習動機量表（OECD，2014），考察學生學習數學的動機水平。量表共6道4級計分題（1=非常不同意，4=非常同意），4道原題，2道新題。為使量表適合施測于4年級學生，修改了原題的措辭。本研究中，該量表的內部一致性系數為0.73，驗證性因素分析表明量表擬合良好（x²/df=7.57，RMSEA一0.05，CFI=0.97，TLI=0.94）。在結構方程模型（SEM）中作為潛變量處理。

2.2.3數學學習焦慮

數學學習焦慮量表改編自PISA2012數學焦慮量表（OECD，2014），考察學生學習數學時的焦慮水平。量表共3道4級計分題（1=非常不同意，4=非常同意），修改了原題的措辭以使之適合施測于4年級學生。本研究中，該量表內部一致性系數為0.60，驗證性因素分析表明量表擬合良好（X²/df=0，RMSEA 0.00，CFI=1.00，TLI=1.00）。在SEM中作為潛變量處理。

2.2.4數學成就

根據《義務教育階段數學課程標準》由一線教師和教育測量專家共同編制數學成就測驗，從數與代數、空間與圖形、統計與概率、實踐與綜合應用四個內容方面對學生的數學能力進行測查。測驗共23道選擇題，內部一致性系數為0.80。邀請兩位數學學科教育專家和三位從事小學數學教學實踐的專家對試題取樣的代表性作出評價，得到的內容效度指數（S-CVI/AVE）為0.93。試題難度（通過率）均值為0.55；區分度（題總相關系數）均值為0.34。采用項目反應理論的三參數模型（3PL model）估計，將估計值轉化為均分為500，標準差為100的量尺分數作為度量值。

2.2.5家庭環境

家庭環境在SEM中作為潛變量處理，由父母受教育水平、家庭擁有物、家庭藏書量三個指標構成：父母受教育水平取父母受教育水平的最高值作為度量值；家庭擁有物指標反映了家庭財富，共8道題，內部一致性系數為0.70，以總分為度量值。

2.3數據分析

使用的統計軟件為SPSS 18.0、flexMirt3.0和Mplus 7.11。

3結果

3.1共同方法偏差檢驗

本研究對可能存在的共同方法偏差采用了程序控制和Harman單因素檢驗。數據收集時強調此次收集的數據僅用于學術研究和協助學校改進教學，資料絕對保密。Harman單因素檢驗的結果表明，共有3個因子的特征根值大于1，且第一個因子解釋的變異量只有23.36%，小于臨界值40%，表明本研究的共同方法偏差問題并不嚴重。

3.2描述性統計和相關分析

使用學習動機問卷和數學焦慮問卷各自的題目均分做描述性統計和相關分析。各研究變量描述統計和相關矩陣如表1所示。數學成就、父母教育期望、自我期望和學習動機兩兩正相關，數學成就、父母教育期望與數學焦慮均為負相關，學習動機與數學焦慮正相關，均在0.001水平上顯著。

3.3中介效應分析

以學生的性別、民族、家庭環境為控制變量，應用SEM檢驗父母教育期望對數學成就的影響，采用極大似然法對結構方程模型進行估計和表1

各研究變量的描述統計和相關分析結果檢驗。模型擬合指標是：x²/dd=3.55，RMSEA=0.03，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.03，結果顯示數據對模型擬合良好（溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特，2004）。圖2給出了中介模型。父母教育期望對數學成就的直接效應顯著，標準化路徑系數y=0.12（t=4.44，p<0.001）。父母教育期望能顯著正向預測自我期望（y=0.65，t=49.92，p<0.001）、學習動機（y=0.20，t=8.18，p<0.001），而自我期望、學習動機能正向預測數學成就（y=0.10，t-4.01，p<0.001；y=0.23，t=9.68，p<0.001），表明自我期望、學習動機可能在父母教育期望與數學成就之間起積極的中介作用。父母教育期望負向預測數學焦慮（y=-0.13，t=-4.54，p<0.001），而數學焦慮負向預測數學成就（y=-0.24，t=-8.48，p<0.001），表明數學焦慮可能在父母教育期望與數學成就之間起積極的中介作用，這一點超出預期。此外，學習動機能正向預測數學焦慮（y=0.18，t=5.46，p<0.001），表明學習動機一數學焦慮可能是一條中介鏈。中介模型對數學成就變異的解釋率為15.1%。

用Bootstrap法重復抽樣3000次計算相關的中介效應（方杰，溫忠麟，張敏強，孫配貞，2014）。表2給出了中介效應值及95%的偏差校正區間。所有中介效應均顯著（p<0.001），其中自我期望的中介作用最強，效應值為0.07，95%的偏差校正區間為[0 -4，0.09]；學習動機的中介效應值為0.05，95%的偏差校正區間為[0.03，0.06]；數學焦慮的中介效應值為0.03，95%的偏差校正區間為[0.02，0.05]；學習動機一數學焦慮的中介作用最弱，效應值為0.01，95%的偏差校正區間為[0.01，0.011。

3.4多樣本比較

采用結構方程模型多組比較，考察中介模型對于漢族學生群體和少數民族學生群體是否存在差異。嵌套模型的檢驗過程見表3。結果表明，在父母教育期望與自我期望的路徑上，漢族學生的標準化系數（y 0.60）顯著小于少數民族學生的（y=0.67），與預期不符；在父母教育期望與學習動機的路徑上，漢族學生的標準化系數（y=0.24）顯著大于少數民族學生的（y=0.18），符合預期。父母教育期望與數學焦慮的路徑不存在民族差異。