家長投入對子女學業成績的影響：有調節的中介模型 *

黃熙彤 張敏強,2,, 方俊燕 李拓宇 房 燕 甘 露

(1 華南師范 大學心理學院，廣 州 510631) (2 教 育部腦認知與教育 科學重點實驗室（華南師范大學），廣 州 510631)(3 華南師 范大學心理應用研 究中心，廣州 510631) (4 華 南師范大學廣東省 心理健康與認知科 學重點實驗室，廣 州 510631)(5 廣東省廣州市天河 區教育局教研室，廣州 510000) (6 廣東省廣州 市海珠區教育發展 中心，廣州 510250)

1 引言

中華民族有重視家庭教育的優良傳統。在當代社會，接受更高水平的教育資源仍然是個體獲得更好的物質生活、實現階層晉升的有效途徑（駱風,2005）。家長“望子成龍，望女成鳳”的美好期盼，往往會轉化為對子女教育活動的投入（李若璇, 朱文龍, 劉紅瑞, 姚梅林, 2018）。關于家長投入的作用也成為科研領域和教育改革實踐中的熱點課題（馬虹,姚梅林, 吉雪巖, 2015）。

在Bronfenbrenner 的生態系統理論中，家庭是個體成長環境中最為核心的微觀系統，能對子女的生活、娛樂、學習產生重要的影響（Fredricks,Blumenfeld, & Paris, 2004）。然而，當前研究對于家長投入的作用并未得到一致的結論，有研究者認為家庭情境中的家長投入與子女的高學業成就關系密切（曾慶玉, 吳妮妮, 姚梅林, 2010），其他研究卻發現某些家長投入行為并未對子女產生積極作用（Johnson & Hull, 2014），甚至會適得其反，產生消極影響（Patall, Cooper, & Robinson, 2008）。這些不一致的結果表明家長投入對子女學業成績的影響可能是一個復雜的機制，可能存在某些因素影響其作用過程。例如，Pomerantz，Moorman 和Litwack（2007）發現某些家長過于關注子女的學習成績，但其投入所產生的效果不盡人意。有研究發現，家長投入通過影響子女的學習投入來促進子女的學業成就（張娜, 2012）。同時，家長教養風格也引起了研究者的關注（吳妮妮, 姚梅林, 2013），在親密度高的家庭中，子女更愿意迎合父母的預期，自主地尋求學業進步（顧紅磊, 劉君, 路曉英, 夏天生,2017）?？紤]到當前家長投入研究結果的不一致性，有必要對潛在的中間變量進行深入探究，以揭示家長投入與子女學業成績之間的作用機制。

以往研究往往針對家長投入、子女的學習投入、家長教養風格和子女學業成績的兩兩關系或其中三者關系進行探究，但是仍然缺少對四者之間關系的綜合性探究。此外，有研究者指出小學往往是家長投入比較多的階段（郭筱琳, 周寰, 竇剛, 劉春暉, 羅良, 2017），小學高年級家長更愿意監督、管控子女的學習（Wei, 2012）?？紤]到小學六年級學生不僅面臨即將升入中學的關鍵轉折期，而且處于皮亞杰認知發展理論中的高級認知思維發展的關鍵階段，本研究將以小學六年級學生為研究對象，對家長投入對子女學業成績的作用機制，及其與家長教養風格和子女學業投入的關系進行綜合性的深入探究。

1.1 家長投入與子女的學業成績

家長投入（parent involvement）即家長投入子女教育，又稱家長參與、父母參與，指家長為促進子女的學業成功而參與子女的教育過程（Fishel &Ramirez, 2005）。研究者認為家長投入包含的內容十分廣泛，如輔導和監督子女學習、為子女提供學習材料、了解子女學校生活、陪同閱讀和制定學習計劃等（宗小驪, 姚梅林, 鄭翔文, 2016）。但是前人研究中家長投入往往被分類為個別、孤立的行為指標（張瑞瑞, 2017）。如今，研究者開始嘗試整合家長投入的各種表現，例如李若璇等（2018）把多個維度的家長投入整合為單一指標，探討其與學業投入的關系。但整合的家長投入與子女學業成就的關系仍有待研究。學業成績是衡量學業成就的重要指標，本研究認為家長投入能促進子女學業成績的提高，據此，本研究提出假設H1：家長投入對子女的學業成績有正向預測性。

1.2 學習投入在家長投入對子女學業成績的影響中的中介作用

學習投入（academic engagement）是指學生對學習的參與程度以及學習過程中的情緒體驗，其作為學業動機和學業表現的有效預測指標，受到了高度關注（Galla et al., 2014；Skinner, Furrer, Marchand, &Kindermann, 2008）。學習投入可以正向預測青少年的學業成就，負向預測輟學率（Furrer & Skinner,2003）。Skinner 和Belmont（1993）發現，在學習中更愿意投入的兒童不僅感到自豪和滿足，而且實際能力也得到提高。學習投入會受到家長投入的影響，家長在子女學習上的投入程度，能夠預測其學習投入水平（Marks, 2000）。Cheung 和Pomerantz（2015）發現，家長對子女學業的投入既能提高子女的學習投入，也能提高其學業成就。有研究表明長輩在學業方面的投入需要通過個體的學習投入才能轉化為成績的提升，例如，高中生學業勤奮度在家庭教育對學業成績的影響中起部分中介作用（雷浩, 劉衍玲, 田瀾, 2012）。學業勤奮度屬于子女的學習投入，而家庭教育是長輩的學業投入。據此，本研究提出假設H2：家長投入對子女的學習投入有正向預測性，子女的學習投入在家長投入對子女學業成績的影響中起中介作用。

1.3 家長教養風格對家長投入與子女學習投入關系的調節作用

家長教養風格（parenting style）是指家長在教養子女的過程中傳達出的態度、觀念及情感，具有相對的穩定性（Darling & Steinberg, 1993）。家長采用積極的教養風格，能夠更多地給予子女認知上的理解、情感上的溫暖、行為上的支持和成長目標上的正確引導（鄭林科, 2009）。

家長教養風格作為重要的家庭情境因素之一，在家長投入與子女學習投入關系中的作用被研究者所關注與認可（Darling & Steinberg, 1993）。Darling和Steinberg 發現家長教養風格在一定程度上會影響家長投入的成效。吳妮妮和姚梅林（2013）對中職生進行調查發現，自主支持教養風格的家長中，家長投入的某些維度能夠正向預測其子女學習投入，但在控制教養風格的家長中該預測關系不顯著。據此，本研究提出假設H3：家長投入與子女學習投入的關系受家長教養風格調節，即積極的教養風格能夠促進家長投入對子女學習投入的正向作用，而消極的教養風格則會削弱該作用。

本研究假設有調節的中介模型如圖1 所示。

圖1 有調節的中介模型

2 研究方法

2.1 被試

數據來源于廣州市中小學基礎教育質量陽光評價項目，該項目于2016 年10 月，按學校層次（優秀、一般、較差）對廣州市11 個區的小學進行分層整群抽樣，共選取315 所小學作為取樣學校，以班級為單位對六年級學生及其家長進行調查，最終獲得1628 名學生（平均年齡12.43±0.55歲，男生890 名）及其家長的有效數據。

2.2 研究工具

2.2.1 家長投入調查問卷

問卷由陽光評價項目組編制，共18 道題目（如“與孩子一起共同確定學業目標，選擇課程，制定升學和就業計劃”）。采用李克特5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計為1～5 分。家長根據自己的實際情況回答，得分越高說明家長投入程度越高。問卷的內部一致性系數為0.93，學習投入、活動投入和情感投入三個維度的內部一致性系數分別為0.83、0.86、0.85，效度擬合指標為χ2/d f=9.2 6，C F I=0.9 2，T L I=0.9 1，RMSEA=0.07。

2.2.2 家長教養風格調查問卷

問卷由陽光評價項目組編制。原始問卷共16 道題目，根據因子分析的結果對問卷進行修訂，刪除載荷過低或不顯著的題目后，最終獲得13 道題目（如“我會盡量豐富孩子的業余生活，比如和孩子一起運動等”）。采用李克特5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計為1～5 分。家長根據自己的實際情況回答，得分越高說明家長越愿意采用積極的教養風格。問卷的內部一致性系數為0.87，效度擬合指標為χ2/df=8.82，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07。

2.2.3 六年級學生學習投入調查問卷

問卷由陽光評價項目組編制。原始問卷共11 道題目，根據因子分析的結果對問卷進行修訂，最終獲得9 道題目（如“我養成了愛思考的學習習慣”）。采用李克特5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計為1～5 分。學生根據自己的實際情況回答，得分越高說明學習投入越充分。問卷的內部一致性系數為0.82，效度擬合指標為χ2/df=9.28，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07。

2.2.4 六年級學生學業成績

（1）六年級學生閱讀素養測試

試卷由陽光評價項目組參考國際閱讀素養測評項目（PISA、PIRLS）的測評框架體系編制。試卷由文學類和信息類兩種文本類型組成，考察了學生三個方面的能力，即連接與推論（如“第7 自然段中提到英雄人物阿喀琉斯，你認為他應該出自的作品是A.安徒生童話B.伊索寓言C.希臘神話D.格林童話”）、分析與整合（如“對于狐貍提出的要求，狼的回應是A.得意B.驚訝C.熱情D.樂意效勞”）和感悟與評價（如“文中狐貍的主要特點是A.貪生怕死B.忘恩負義C.故態復萌D.狡猾多變”），共有33 道題目，均為單項選擇題。整卷的內部一致性系數為0.74。

（2）六年級學生數學能力測試

試卷是由陽光評價項目組參考國際數學和科學趨勢研究項目（TIMSS）的測評框架體系編制，考察了三個方面的知識內容（數與代數、幾何與圖形、統計與概率）和三個認知維度，即理解（如“方程的解是”）、推理（如“已知，則A代表的數是”）和應用（如“一個圖書架分上、下兩層，共放了240本書，下層本數是上層的3 倍。如果設上層有x本書，求上層有多少本書”）。試卷共50 道題目，均為單項選擇題，整卷的內部一致性系數為0.91。

2.3 數據處理

采用SPSS22.0 進行初步分析。采用Mplus7.1進行結構方程模型檢驗，分為兩部分：（1）檢驗子女學習投入在家長投入對子女學業成績影響中的中介作用；（2）檢驗家長教養風格對家長投入與子女學習投入、學業成績關系的調節作用。

3 結果

3.1 共同方法偏差

采用Harman 單因素檢驗對本研究選取的家長和子女的作答分別檢驗共同方法偏差。結果表明，家長的作答數據共有4 個特征值大于1 的公因子，第一個公因子解釋的變異量為34.16%，子女的作答數據共有27 個特征值大于1 的公因子，第一個公因子解釋的變異量為13.36%，均小于40.00%的臨界標準，表明本研究不受共同方法偏差的影響。

3.2 變量的描述統計分析結果

由表1 可看出，家長投入、家長教養風格、子女學習投入和子女學業成績之間均呈顯著的正相關。

表1 各變量的相關關系

3.3 中介模型檢驗

對變量標準化處理后，在Mplus7.4 中采用偏差校正的非參數百分位Bootstrap 法重復抽樣1000次檢驗中介效應（溫忠麟, 張雷, 侯杰泰, 劉紅云,2004），結果表明，模型各擬合指數均在合理范圍內（χ2/df=7.91, CFI=0.85, TLI=0.84, RMSEA=0.07），各路徑系數見圖2。家長投入對子女學業成績的間接效應顯著，其95% 的置信區間為[0.09,0.17]，不包含0；家長投入對子女學業成績的直接效應不顯著，其95% 的置信區間為[-0.04, 0.13]，包含0，說明子女的學習投入在家長投入與子女學業成績的關系中存在完全中介效應，支持了假設H1 和H2。

3.4 有調節的中介模型檢驗

采用潛調節結構方程法（latent moderate structural equations, LMS）（方杰, 溫忠麟, 2018）檢驗家長教養風格在家長投入與子女學習投入關系之間的調節效應。

圖2 子女學習投入對家長投入與子女學業成績關系的中介作用

首先對不含調節項的基準模型進行檢驗，結果表明，基準模型各擬合指標均符合測量學標準（χ2/df=8.44, CFI=0.85, TLI=0.84, RMSEA=0.07）。隨后檢驗包含潛調節項的調節模型，結果表明，相比于基準模型，包含潛調節項的調節模型的AIC 值減少了2.72（基準模型: AIC=192285.55; 潛調節模型: AIC=192282.83）。這說明潛調節模型相比基準模型擬合得更好。調節項對子女學習投入的預測作用顯著（β=0.28,p＜0.001），根據系數乘積法，調節效應的95%置信區間為[0.01, 0.03]，不包含0，說明家長教養風格對家長投入與子女學習投入的關系具有顯著的調節作用，支持了假設H3。

最終模型圖如圖3 所示。

本研究發現中介模型中，家長教養風格調節家長投入與子女學習投入的關系，交互效應見圖4。可以發現，總體而言，當家長教養風格得分較低時，家長投入對子女學習投入的影響比較??；而隨著家長教養風格得分的提升，家長投入對子女學習投入的影響增大。

綜上，本研究提出的有調節的中介模型得到支持，子女的學習投入在家長投入與子女的學業成績之間起完全中介作用，家長教養風格調節了這一中介效應的前半路徑。

4 討論

4.1 家長投入對子女學業成績的影響

本研究發現，家長投入能預測子女的學業成績，這與前人研究一致。有研究認為，家長的角色建構和身份認同會激發他們對子女的責任感，促使其重視子女的教育，并付諸實際的投入行動（Hoover-Dempsey et al., 2005）。家長投入源于家長對子女教育的重視和期望，作為一種典型的心理投資，家長期望的“標簽”作用會提升子女在學業表現及學業發展上積極的認知和評價，進而間接影響其發展（孫浩, 徐夫真, 劉宇鵬, 崔偉,2018）。當子女面臨學習上的困難時，家長投入也會讓子女更有信心和能力去克服障礙（Padilla-Walker, Day, Dyer, & Black, 2013）。而且，家長投入給子女帶來評價性的壓力，使子女容易產生成績趨近目標（Régner, Loose, & Dumas, 2009）。本研究表明，有效的家長投入能夠對子女的學業發展產生積極的影響。

4.2 子女學習投入在家長投入對子女學業成績影響的中介作用

本研究發現，子女學習投入在家長投入對子女學業成績的影響中起完全中介作用，豐富了以往關于家長投入與子女學習投入的研究。社會認知理論認為，家長投入的作用是通過子女的主動接受、加工而實現的（Grolnick, Friendly, & Bellas, 2009）。如果家長的投入能夠使子女認同、內化家長的期望，子女會改變學習態度，投入更多時間和精力，子女更可能獲得好的學業成績（Schaufeli, Salanova,González-Romá, & Bakker, 2002）。

圖3 家長教養風格對中介模型的調節作用

圖4 家長教養風格對家長投入與子女學習投入關系的調節

但是，當考慮子女學習投入的中介效應后，家長投入對子女學業成績的直接效應變得不顯著。這表明依靠家長投入本身提升子女的學業成績并不是一蹴而就的簡單直接過程。建構主義學習理論把學習看作是個體建構知識的過程，學習者不是簡單被動地從外部接受知識，而是在外部支持下主動地建構知識的意義（Misra & Prakash, 2012）。本研究識別了子女學習投入的完全中介作用，研究結果支持建構主義學習理論，即只有當家長投入有效促進了子女的學習投入后才能實現學業成績的提升；如果未能有效引起子女切實的學習投入，會出現家長投入大量資金、精力卻收效甚微的現象（馬虹等,2015）。由于親子關系等方面的不同，家長投入往往表現出不同的特點，并由此導致家長投入質量的差異，家長投入應該尊重與支持地引導子女（曾慶玉等, 2010）。當家長充滿愛意時，家長投入往往會給子女帶來理想的發展。而家長情感消極時可能會削弱子女的學習動機，甚至損害子女的情感功能。因此，家長投入的同時需要考慮教養風格的作用。

4.3 家長教養風格在家長投入與子女學習投入關系之間的調節作用

本研究發現，家長教養風格對家長投入與子女學習投入的關系路徑有調節作用，積極的教養風格有利于促進家長投入對子女學習投入的正向影響，而消極的教養風格則會削弱這種影響。這與前人的研究結果一致，采用積極的教養風格的家長，往往尊重子女意愿、給予選擇的自由，子女也更容易認同家長的幫助，從而轉化為積極的學習投入（Ryan &Deci, 2000）。反之，消極的教養風格可能會削弱家長投入的促進作用（Bronstein, Ginsburg, & Herrera,2005），吳妮妮和姚梅林（2013）發現，中職生家長采用控制的教養風格，削弱了其子女的自主性，導致家長投入的收效甚微。這可能是因為家長教養風格作為一種外部環境因素，在滿足子女的心理發展需求方面起到不可替代的作用，而心理需要的滿足是學習內在動力的重要來源（Wang & Eccles, 2012）。此外，雖然有研究表明家長教養風格具有穩定性（Darling & Steinberg, 1993），但是家長在參與子女的教育過程時可以注意完善自身的教養習慣和相處模式，營造獨立自主、平等溝通的氛圍，創設條件來發揮家長投入對子女學習成長的積極作用。

5 結論

（1）家長投入能正向預測子女的學業成績；（2）在家長投入與子女學業成績的關系之間，子女的學習投入起完全中介作用；（3）家長教養風格對家長投入與子女學習投入的關系路徑有調節作用，即積極的教養風格有利于促進家長投入對子女學習投入的正向影響，而消極的教養風格則會削弱這種影響。