家庭教育資本與家長教育焦慮*
——家庭氛圍和家校溝通的鏈式中介作用

□ 張墨涵 梁晶晶 張 冉 季誠鈞

內容提要 紓解家長的教育焦慮是當前社會的熱點話題，也是教育改革的重要關切和辦好人民滿意教育的應有之義。本研究采用二階聚類分析法和鏈式中介模型探究家庭教育資本對中小學家長教育焦慮的影響機制，通過對50533 名中小學家長的調查研究發現：（1）家庭教育資本負向影響家長教育焦慮，家庭教育資本越豐富的家長教育焦慮程度較低，家庭教育資本越匱乏的家長教育焦慮程度較高；（2）參照家庭教育資本弱勢組，教育資本中等偏上的家長可通過家庭氛圍轉化教育焦慮；（3）參照家庭教育資本弱勢組，教育資本中等偏上的家長可通過家校溝通影響教育焦慮；（4）家庭氛圍和家校溝通在家庭教育資本和家長教育焦慮之間起到鏈式中介作用。建議中小學家長通過增加家庭書籍、學習資源等教育擁有物，營造和諧、進取的家庭氛圍；落實“雙減”政策，建立“家庭-學校-社區”合作育人網絡，提升溝通質量，合力減輕學生作業負擔和校外培訓負擔；建立公平的社會保障制度和合理的教育資源分配機制，促進教育優質均衡發展，從根本上緩解教育焦慮。

一、引言

家庭的教育焦慮近年來在國內外成為一個越來越普遍的問題①。弗洛伊德認為“焦慮這個問題是各種重要問題的中心，我們若猜破了這個啞謎，便可明了我們的整個心理活動”②。家長承擔著教育子女的責任，在子女升學和應試選拔中易產生焦慮現象。馬克·貝磊指出，父母的行為對社會準則和焦慮的映射不亞于其對年輕人真實教育需求的反映③。教育焦慮導致家長對孩子提出過高的教育預期，實行不當的教育行為，給孩子帶來嚴重的心理壓力，引發孩子產生行為障礙或抑郁④。

減輕家長教育焦慮成為當前我國家庭教育的重要議題。為緩解家長教育焦慮，國家出臺了包括“雙減”在內的一系列政策措施，在此基礎上又頒布了《家庭教育促進法》，重視家庭教育、學校教育、社會教育緊密結合、協調一致，從家庭教育角度幫助父母緩解教育焦慮。從理論上看，雖然大量研究關注家庭社會經濟地位對學生學業成績的影響，但缺乏非社會經濟地位影響的研究。為更好地促進政策落地，理論界還應進一步挖掘家長產生教育焦慮的深層原因，探明緩解焦慮的影響要素。已有的研究表明，教育焦慮源于對生活條件不確定性的擔憂，與家庭的社會經濟地位密切相關⑤。不少研究指出，子女的教育資源獲得深受家庭教育資本影響，具有良好家庭教育支持的學生有更好的學業表現⑥。但家長教育焦慮也受到其他因素影響，胡詠梅等學者研究發現，父母參與、父母教育期望等家庭投入要素對教育產出結果有顯著的正效應⑦。

基于以上思考，本研究以家庭為核心，探索影響家長教育焦慮的因素及其相互作用關系，從家庭教育的視角嘗試分析家庭教育資本、家庭氛圍、家校溝通和家長教育焦慮的內在邏輯。

二、文獻回顧與研究假設

（一）家庭教育資本與家長教育焦慮

家庭教育資本是家庭文化資本在子女教育方面的主要體現，也包括了家長的養育方式、家長期待、對教育重視度等方面⑧。家庭教育資本通過教育投資、課業輔導、子女陪伴、家庭壓力等顯性和隱形的方式影響學生的學業表現⑨、兒童的智力和心理發展⑩。研究表明，擁有較高的家庭教育資本的學生學業成功率更高?。具體來看，家庭教育擁有物如書籍、 電子資源等是教育資本的基本表現形式，家庭藏書量高的學生在閱讀表現和數學表現上優勢顯著?。

家長教育焦慮指家長對子女學業及未來就業等方面的過分擔憂或恐慌。有研究表明家庭教育資本影響家長教育焦慮。薛海平等學者研究發現，經濟、 文化和教育資本高的家長易形成適度教育焦慮，而經濟、文化和教育資本低的家長更易產生過度焦慮?。究其原因，不同于經濟資本，家庭文化和教育資本無法直接以遺產的方式留給子女繼承。然而，當前研究多聚焦于教育焦慮本身的調查，運用案例分析、調查法揭示教育焦慮的水平和現狀，較少研究探討教育焦慮的產生機制。家長焦慮是否存在家庭背景差異仍待深入探析。據此，我們提出假設：

H1：家庭教育資本負向影響家長教育焦慮。

（二）家庭氛圍的中介作用

家庭氛圍是家長與孩子之間的心理情緒狀態和環境氣氛，是家庭的一種潛在的教育因素。蘇霍姆林斯基在《家長教育學》一書中提出，要在家庭中創造有利于教育子女的氣氛?。值得注意的是，一些學者將家庭氛圍囊括在家庭教育資本內?，另有學者認為家庭氛圍獨立于家庭教育資本之外?，本研究著重探討后者。

研究表明，包容、平等、有紀律的家庭氛圍能夠有效發揮家庭教育資本的積極作用。豐厚的家庭教育資本對家庭氛圍產生積極影響。家長能夠通過言傳身教，為子女提供良好的模范帶頭作用，為子女提供豐富的學習資源，并利用自身的知識、能力幫助子女發展?。然而，培養孩子學習能力和端正學習態度的過程不僅依賴于家庭教育資本，也有賴于父母主觀上的重視與支持。父母的鼓勵會促進孩子的學業堅持與成就?。因此，家庭氛圍的作用不容忽視。

研究進一步發現，融洽的親子關系為學生的學習教育提供了健康的心理平臺，對教育焦慮情緒起到抑制作用?。2018年發布的《中國家長教育焦慮指數調查報告》指出，通過社會環境、教育資源、家庭關系和父母成長四個維度的分析，父母因家庭關系引起的教育焦慮位居第二。因而，不容忽視對親子關系和家庭氛圍的探索?。整合上述文獻，家庭氛圍可以充當連接家庭教育資本與家長教育焦慮的內在路徑。據此，我們提出假設：

H2：家庭氛圍在家庭教育資本與家長教育焦慮間起中介作用。

（三）家校溝通的中介作用

父母參與學生教育的主要方式包括校內參與和校外輔導與溝通?。家校溝通是促進家長有效參與學生教育的主要方式，指家庭和學校或者家長與教師為了更好地實現育人效果，所進行的溝通與合作的行為。家校溝通形式包括成為學校相關組織中的成員、參與志愿活動等顯性正式互動，以及家長主動開展的家校溝通等隱性非正式活動?，包括家長主動聯系老師，與教師在子女的成績、表現、行為和發展方面進行交流。

家校溝通是家長充分了解子女學業表現、思想狀況的途徑。有學者認為，良好的家校溝通有利于幫助家長形成科學的教育理念，獲得正確的角色體驗，進而緩解父母的教育焦慮?。家長參與學校教育能直接作用于子女成長并降低家庭社會文化地位對子女成長的不利影響?，可以緩解家長教育焦慮。一些研究還指出，和諧的家校溝通可以減少家庭教育中的沖突和矛盾，緩解父母的焦慮，提高他們教育孩子的效能感?。良好的家庭與學校關系要求家庭與學校在教育理念上達成共識，共同強化科學的教育理念。學校通過幫助家長形成科學的教育認知，可以在一定程度上緩解家長的焦慮?。綜上，我們提出假設：

H3：家校溝通在家庭教育資本與家長教育焦慮間起中介作用。

（四）家庭氛圍和家校溝通的鏈式中介作用

研究表明，家庭氛圍正向預測家校溝通。家庭氛圍的主導是親子關系，家校溝通主要以親師關系、師生關系為紐帶。當家長和子女都以積極的態度對待學校教育時，便能更高效地開展家校溝通。一些研究表明，家庭氛圍在兒童個性的培養中起著重要作用。家長有意識地營造良好的家庭氛圍，可以彌補造成孩子成長差異的文化和經濟資源的不足，幫助孩子培養積極的學習品質，有助于構建和諧的師生關系?。此外，從杜威的教育本質論來看，有效溝通理想學校與理想家庭，需要的是成員間的真誠相待與真實參與?。有學者指出，對于家庭氣氛和諧、情感聯系密切、家庭功能良好的學生來說，父母的投入可以顯著降低孩子的學業倦怠水平。當孩子以積極的態度面向學校教育時，家校溝通便會相對暢通?。綜合上述文獻和三個假設，我們提出假設：

H4：家庭氛圍和家校溝通在家庭教育資本與家長教育焦慮間起鏈式中介作用。

三、研究方法與測量工具

（一）數據來源及樣本特征

為全面了解浙江省縣域基礎教育生態狀況，及時掌握基礎教育生態的問題，根據《浙江省中小學生減負工作實施方案》文件精神，浙江省教育現代化研究與評價中心在浙江省教育廳和相關部門的大力支持下，于2020年對全省90 個縣（市、區）基礎教育生態狀況進行監測評價。采用分層抽樣方式，共回收52088 份家長問卷，剔除填答時間較短、 填答一致等無效問卷，得到有效問卷50533份，問卷有效率為97.01%。本研究樣本家長與本地經濟、教育實際發展水平保持一致，樣本特征詳見表1。

表1 樣本特征（N=50533）

（二）測量工具

1.教育焦慮問卷

借鑒Zung 等人關于家庭焦慮的維度和文獻自編教育焦慮量表，?包含學習成績焦慮、學習態度焦慮、未來發展焦慮3 個子維度，9 個題項。“1～5”正向計分，通過反向計分處理，得分越高表明家長教育焦慮程度越高。探索性因子分析結果顯示，KMO 值為0.93，Bartlett 球型檢驗卡方值為388701.96（df=36，p＜0.001），提取1 個公因子，該維度共解釋總方差的69.36%。二階驗證性因子分析模型（χ2（24）=7769.99，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.08，SRMR=0.03） 比單維驗證性因子分析模型（χ2（27）=42076.251，CFI=0.89，TLI=0.86，RMSEA=0.18，SRMR=0.05）擬合優度顯著較好，表明量表具有良好結構效度，將教育焦慮視為高階構念。該量表的Omega hierarchical 系數為0.95，說明量表的內部一致性較好。

2.家庭氛圍問卷

參考Moos 等人的家庭環境量表?，設計家庭環境和家庭支持2 個子維度，含7 個題項。“1～5”正向計分，得分越高證明家庭氛圍越好。探索性因子分析結果顯示，KMO 值為0.91，Bartlett 球型檢驗卡方值為186253.88（df=21，p＜0.001），提取1個公因子，該維度共解釋總方差的61.75%。二階驗證性因子分析模型（χ2（12）=4249.56，CFI=0.98，TLI=0.96，RMSEA=0.08，SRMR=0.03） 比單維驗證性因子分析模型 （χ2（14）=42076.251，CFI=0.89，TLI=0.86，RMSEA=0.18，SRMR=0.05） 擬合優度顯著較好，表明量表具有良好結構效度，將家庭氛圍視為高階構念。該量表的Omega hierarchical 系數為0.89，說明量表的內部一致性較好。

3.家校溝通問卷

借鑒周文葉等人關于家校溝通維度的研究編制2 個子維度和8 個題目的家校溝通量表?。“1～5”正向計分，得分越高證明家校溝通程度越高。探索性因子分析結果顯示，KMO 值為0.90，Bartlett球型檢驗卡方值為274060.11（df=28，p＜0.001），提取1 個公因子，該維度共解釋總方差的61.84%。二階驗證性因子分析模型 （χ2（18）=12955.80，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.08，SRMR=0.05）比單維驗證性因子分析模型（χ2（20）=28875.201，CFI=0.89，TLI=0.85，RMSEA=0.17，SRMR=0.07）擬合優度顯著較好，表明量表具有良好結構效度，將家庭溝通視為高階構念。該量表的Omega hierarchical 系數為0.90，說明量表的內部一致性較好。

4.家庭教育資本問卷

借鑒國際教育成就評價學會（IEA）國際閱讀素養進步研究中家庭環境問卷對家庭教育資源的測量題項?，側重書籍、網絡和學習環境的可獲得性，自編家庭教育資本量表。“1～5”正向計分，得分越高證明家庭教育資本越高。探索性因子分析結果顯示，KMO 值為0.70，Bartlett 球型檢驗卡方值為44769.64（df=3，p＜0.001），提取1 個公因子，該維度共解釋總方差的69.92%。一階驗證性因子分析模型 （χ2（18）=44771.15，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.00，SRMR=0.00） 擬合優度顯著較好，表明量表具有良好結構效度，將家庭教育資本視為單維構念。該量表的克隆巴赫α 系數為0.78，說明量表的內部一致性較好。

（三）統計方法與模型示意圖

使用SPSS 27.0 進行數據清洗、描述統計、相關分析和二階聚類分析。R 4.0.3 主要用于處理測量不變性檢驗和鏈式中介模型，采用bootstrap 方法檢驗路徑系數的顯著性水平。根據研究假設形成的模型如圖1 所示。

圖1 家庭教育資本與中小學家長教育焦慮關系的模型圖

四、研究過程與結果分析

（一）二階聚類分析

為探究不同家庭教育資本差異，選取父/母文化程度作為分類變量、 家庭教育資本作為連續變量，BIC 值作為最佳類別數的判斷標準，進行聚類分析。相較于傳統的聚類分析方法，二階聚類分析（two-step cluster） 能夠同時囊括離散變量和連續變量?。該方法旨在探索不同群體間的家庭教育資本差異，避免將家庭教育資本平均化，有利于探究不同類型家庭教育資本對教育焦慮程度的影響，并為減緩教育焦慮提供針對性對策建議。

SPSS 最終確定最佳聚類數為4，聚類輪廓測量值為0.6，本次聚類效果較好。由表2 可知，類別變量顯示主要變量占比情況，連續變量顯示變量均值。Cluster 1 占比最多（38.6%），Cluster 2 占比次之，Cluster 3 和Cluster 4 占比相近。綜合考慮各群體的父/母文化程度和家庭教育資本情況，分別將各集群命名為家庭教育資本弱勢群體、 家庭教育資本中等群體、 家庭教育資本較好群體和家庭教育資本豐富群體。

表2 各群體占比及構成

（二）測量不變性檢驗

測量不變性是指相同量表應用于不同被試時測量參數保持一致，即不同群體（如國別或性別）在相同測量題目與潛在構念間的因子載荷、截距、殘差、方差等值?。為確保測量題項與所屬構念對不同家庭教育資本群體具有相同意義，本研究采用多組驗證性因子模型，選取家庭氛圍、 家校溝通、教育焦慮3 個維度為潛變量，逐步檢驗四組家庭教育資本群體間的結構不變性、弱不變性、強不變性和嚴格不變性模型。由于本研究樣本量大，常用標準Δχ2易受樣本量影響，故選取ΔCFI 作為測量不變性判斷指標。ΔCFI 小于0.01 表明組間測量不變性。具體來看，總體樣本（χ2（11）=2496.11，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03）、家庭教育資本弱勢組（χ2（11）=820.25，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.02）、家庭教育資本中等組 （χ2（11）=686.20，CFI=0.99，TLI=0.97，RMSEA=0.07，SRMR=0.02）、家庭教育資本較好組（χ2（11）=514.25，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03）、家庭教育資本豐富組（χ2（11）=495.41，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03）模型的擬合效果良好。在此基礎上，開展測量不變性檢驗。

由表3 可知，首先通過自由估計每組家庭教育資本群體的驗證因子模型的所有參數，建立跨家庭教育資本基線模型（M1），模型擬合度較好（χ2（44）=2516.11，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03），說明不同家庭教育資本群體可以使用相同因子結構。在基線模型基礎上，限定跨家庭教育資本群體間模型的因子載荷等值，M2 模型的結果顯示擬合度良好（χ2（56）=2547.61，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.03），滿足弱不變性（ΔCFI=0.000＜0.01），表明每組家庭教育資本群體的相應測量指標對所屬潛變量間關系相等。強不變模型（M3）進一步限定不同組間模型的所有截距等值，結果顯示模型擬合度較好（χ2（68）=3389.48，CFI=0.98，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.03），接受強不變性（ΔCFI=0.004＜0.01），不同樣本模型具有相同的參照點。最后，設定不同組間模型的殘差相等，M4 模型擬合度較好（χ2（89）=4748.81，CFI=0.98，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.03）。與強模型相比，ΔCFI=0.007 ＜0.01，滿足嚴格不變性，表明不同家庭教育資本群體間的潛變量變異可以由測量指標變異表示。因此，測量模型在四組家庭教育資本樣本間具有嚴格不變性，說明本研究量表并未造成被試的反應偏差，該量表設計具有普遍適用性，為進一步探索不同家庭教育資本對中小學家長教育焦慮的影響機制奠定基礎。

表3 測量模型的跨家庭教育資本不變性檢驗

（三）路徑分析與模型結果分析

為深入挖掘家庭教育資本、家庭氛圍、家校溝通和家長教育焦慮間關系，本研究以占比最多的家庭教育資本弱勢群體為參照水平，相應引入三類家庭文化資本啞變量（家庭教育資本豐富組、家庭教育資本較好組、家庭教育資本中等組），并進行描述統計和相關分析。家庭氛圍、教育焦慮和家校溝通的平均方差AVE 值在0.53～0.62 之間，均大于0.50，且組合信度指標CR 值在0.84～0.90 之間，均大于0.70，說明量表具有較好的聚合效度。同時，變量間的相關系數均未高于0.85，說明量表具有較好的區分效度。由表4 可知，家庭氛圍、家校溝通與教育焦慮顯著負相關。家庭氛圍與家校溝通顯著正相關。參照家庭教育資本弱勢組，家庭教育資本豐富組和家庭教育資本較好組與家庭氛圍顯著正相關，與家校溝通顯著正相關，與教育焦慮顯著負相關；參照家庭教育資本弱勢組，家庭教育資本中等組與教育焦慮顯著正相關。

表4 各變量描述統計結果與相關矩陣

通過偏差矯正的非參數百分位Bootstrap 法重復取樣5000 次，得到各變量間中介路徑系數和效應值。由圖2 可知，家庭教育資本的三類啞變量分別對家庭氛圍有顯著正向預測作用 （β豐富vs弱勢=0.26，p＜0.001；β較好vs弱勢=0.16，p＜0.001；β中等vs弱勢=0.10，p＜0.001），對家校溝通有顯著負向預測作用（β豐富vs 弱勢=0.00，p＞0.05；β較好vs弱勢=-0.01，p＜0.001；β中等vs 弱勢=-0.01，p＜0.001），對家長教育焦慮有顯著負向影響（β豐富vs弱勢=-0.21，p＜0.001；β較好vs弱勢=-0.11，p＜0.001；β中等vs弱勢=-0.03，p＜0.001）。家庭氛圍對家校溝通有正向預測作用 （β=0.90，p＜0.001），對家長教育焦慮有顯著負向預測作用（β=-0.44，p＜0.001）。家校溝通對家長教育焦慮有顯著正向預測作用（β=0.12，p＜0.001）。

圖2 家庭教育資本、家庭氛圍、家校溝通和教育焦慮的關系模型

相比于弱勢組，家庭教育資本豐富組對教育焦慮的直接效應為-0.21（p＜0.001），家庭教育資本較好組的直接效應為-0.11（p＜0.001），家庭教育資本中等組的直接效應為-0.03（p＜0.01）。這說明，相比于弱勢組，教育資本越好的家庭對教育焦慮的負向預測程度越強，支持了假設H1。參照弱勢組，家庭氛圍中介了家庭教育資本豐富組對教育焦慮的影響（效應值為-0.11），中介了家庭教育資本較好組對教育焦慮的影響（效應值為-0.07），中介了家庭教育資本中等組對教育焦慮的影響（效應值為-0.05）。可見，相比于弱勢組，家庭教育資本中等偏上組通過家庭氛圍減少教育焦慮程度，支持了假設H2。參照弱勢組，家校溝通在家庭教育資本豐富組與教育焦慮之間的間接效應不顯著（p＞0.05），在家庭教育資本較好組與教育焦慮之間的間接效應顯著（p＜0.05），在家庭教育資本中等組與教育焦慮之間的間接效應顯著（p＜0.001），間接效應均較弱（接近-0.00），部分支持假設H3。參照弱勢組，家庭氛圍和家校溝通在三類家庭教育資本和教育焦慮之間起到鏈式中介作用，間接效應值分別為0.03、0.02 和0.01。這說明，不同家庭教育資本組的教育焦慮程度通過家庭氛圍和家校溝通有所增加，支持了假設H4。

五、討論與建議

（一）家庭教育資本負向影響家長教育焦慮

相比于家庭教育資本弱勢組，家庭教育資本中等偏上組的教育焦慮程度相對較弱，即教育資本越豐富，家長教育焦慮程度越低，該結果支持了假設H1 家庭教育資本負向影響家長教育焦慮。這與以往研究結論一致，家庭教育資本的不均衡影響著家長教育焦慮水平。經濟、文化和教育資本高的家長易形成適度教育焦慮，然而經濟、文化和教育資本低的家長更容易形成過度焦慮?。究其原因，有研究認為，在教育資本弱勢家庭中，家長擁有相對有限的教育知識，期望在子女教育上竭盡全力，可收效甚微，進而加劇對子女學業成績和未來發展的教育焦慮?。對此，地方教育主管部門應考慮通過家長學校系統化幫助家長形成“家庭是第一個課堂、家長是第一任老師”的意識，提供必要的教育資源支持，增加家庭書籍、學習資源等教育擁有物，打造家庭書屋等供孩子學習、優化家庭教育物質環境。同時，通過政策補償和社會支持減輕家庭教育負擔。“雙減”政策實施后，學生作業負擔逐步減輕，校外培訓市場得到了有效整頓。但對因確有補習需求，卻無法負擔補習成本而造成焦慮的家庭，在提升學校課后托管質量的同時，還應充分借助社區資源建立公益課堂，拓展社區（鄉村）少年宮、青年之家、紅領巾學院等青少年陣地，促進學生全面健康成長。

（二）家庭氛圍在家庭教育資本和家長教育焦慮之間發揮中介作用

參照家庭教育資本弱勢組，教育資本中等偏上的家長通過家庭氛圍轉化教育焦慮，支持了假設H2 家庭氛圍在家庭教育資本與家長教育焦慮之間起中介作用。該結果再次證實了以往的研究發現，即家庭教育資本良好的家長更注重營造良好、和諧家庭氛圍和親子關系?，其教育焦慮程度相對較低。和諧的親子關系為兒童的學習搭建了良好的心理平臺，促進兒童獲得安全感和心理支持，幫助克服其學習和生活中的問題，有助于抑制父母的教育焦慮?。結果也證實家庭氛圍可以作為聯系家庭教育資本和父母教育焦慮的內在途徑。各地教育主管部門應走進社區、 家庭進一步宣講《中華人民共和國家庭教育促進法》精神，引導中小學家長注重家庭、家教、家風建設，優化教養方式，尊重未成年人身心發展規律和個體差異；尊重未成年人人格尊嚴，保護未成年人隱私權和個人信息，保障未成年人合法權益； 遵循家庭教育特點，貫徹科學的家庭教育理念和方法；注重平等交流，增強主動性陪伴，賦予兒童心理安全感和支持感，營造和諧、進取的家庭氛圍。

（三）家校溝通在家庭教育資本和家長教育焦慮之間發揮中介作用

參照家庭教育資本弱勢組，家校溝通在家庭教育資本中等偏上組與家長教育焦慮之間的間接效應顯著，部分支持假設H3 家校溝通在家庭教育資本與家長教育焦慮間起中介作用。與現有結果存在差異?，教育資本中等偏上的家長并非通過積極參與家校溝通緩解教育焦慮。相反，家庭教育資本較好的家長相比于家庭教育資本不利的家長較少參與家校溝通。具體原因可能有二：首先，較低的家校溝通頻率可能與中等收入家庭子女較高的學業成功率有關。大量研究表明，中等收入家庭的子女更容易獲得學業成就，即中等收入父母更易為孩子提供支持性的家庭學習環境，如課外補習、課業輔導等幫助，該支持能夠顯著提升學生的學業水平?。因此，中等收入父母較少擔心孩子的生活和學習狀態，教育焦慮相對較低，學生的成長空間更為舒適。然而，家庭教育資本弱勢家庭可能易形成僵化的親子關系、低效的家校合作，子女學業表現不佳，被動地參與家校互動，造成家長教育焦慮度較高。其次，家校溝通加劇教育焦慮可能與當前學業反饋占主導的家校溝通內容相關，該類型的溝通容易造成父母面臨子女個體成長的縱向比較以及子女同輩間的橫向比較，以顯性或隱性的方式傳遞出壓力信號，激發焦慮情緒。對此，中小學校應注重改變以學業結果評價為導向的學生評價方式，注重以過程評價、增值評價考量學生發展水平；暢通學校家庭溝通渠道，豐富家校溝通、合作內容與方式，推進學校教育和家庭教育相互配合，發揮家校溝通的正向作用，減少學生和家長的心理負擔。

表5 家庭教育資本、家庭氛圍、家校溝通和教育焦慮的鏈式中介效應（Bootstrap=5000）

（四）家庭氛圍和家校溝通在家庭教育資本和家長教育焦慮之間發揮鏈式中介作用

不同家庭教育資本組的教育焦慮程度通過家庭氛圍和家校溝通有所增加，支持了假設H4 家庭氛圍和家校溝通在家庭教育資本與父母教育焦慮間起鏈式中介作用。不同家庭背景（教育資本）的家長通過家校溝通一定程度上加劇了教育焦慮。該結果產生的原因可能與家校溝通主要圍繞學生發展和學業成績相關。盡管良好的家庭氛圍能夠緩解家長的教育焦慮水平，但當前以學業為導向的家校溝通過程可能抑制或抵消家庭氛圍的正向影響，逐步轉化為對兒童學業和未來的緊張、焦慮狀態。具體來看，家長在學校教育的參與越多，與教師的聯系越積極，越主動，表明家長越關注學生的成績和個人成長，具有較高的學業和個人發展期待，更容易在孩子成長過程中“患得患失”，具有較高的教育焦慮。因此，需要特別關注通過改善家長參與的策略，提高家長學校教育的參與品質?。一方面，中小學校應積極開展公益性家庭教育服務活動，了解家長教育訴求，通過建立數字化家長學校等方式增強家校溝通的能力建設，提升家校溝通的質量，強化家校共育，形成促進兒童健康發展的合力。另一方面，家長應積極與學校保持密切聯系，積極參與家庭教育指導活動，學習和掌握科學的家庭教育理念、知識與技巧。

綜上，緩解家長教育焦慮，基礎在依托家庭營造良好的家庭教育氛圍；關鍵在減輕學生負擔，落實“雙減”政策，建立“家庭—學校—社區”合作育人網絡，提升家校溝通質量；根本在建立公平的社會保障制度和合理的教育資源分配機制，進一步促進教育優質均衡發展，緩解教育焦慮。

注釋：

①崔保師、鄧友超、萬作芳、李建民、黃曉磊、秦琳、翁秋怡、 曹培杰、 杜云英：《扭轉教育功利化傾向》，《教育研究》2020年第8 期。

②弗洛伊德：《精神分析引論》，商務印書館1984年版，第315 頁。

③馬克·貝磊：《歐洲地區影子教育研究：發展態勢、動因及政策啟示》，《全球教育展望》2020年第2 期。

④Johnco，C.J.，Magson，N.R.，Fardouly，J.，Oar，E.L.，Forbes，M.K.，Richardson，C.，& Rapee，R.M.The role of parenting behaviors in the bidirectional and intergenerational transmission of depression and anxiety between parents and early adolescent youth [J].Depress Anxiety，2021（1）：1～11.

⑤Bak，J.，& Kim，H.Relationship between Overheated Educational Fever and Neoliberal Anxiety [J].The Journal of Educational Idea，2020，34（1）：113～135.

⑥李煜：《制度變遷與教育不平等的產生機制——中國城市子女的教育獲得 （1966—2003）》，《中國社會科學》2006年第4 期。

⑦胡詠梅、 元靜：《學校投入與家庭投入哪個更重要？——回應由《科爾曼報告》引起的關于學校與家庭作用之爭》，《華東師范大學學報（教育科學版）》2021年第1 期。

⑧Howard，V.F.，Mclaughlin，T.F.，& Vacha，E.F.Educational capital： A proposed model and its relationship to academic and social behavior of students at risk[J].Journal of Behavioral Education，1996，6（2）：135～152.

⑨Bae，D.，& Wickrama，K.A.S.Family Socioeconomic Status and Academic Achievement Among Korean Adolescents： Linking Mechanisms of Family Processes and Adolescents’ Time Use[J].Journal of Early Adolescence，2015，35（7）：1014～1038.

⑩Jenkins，J.V.M.，Woolley，D.P.，Hooper，S.R.，& Bellis M.D.Direct and Indirect Effects of Brain Volume，Socioeconomic Status and Family Stress on Child IQ[J].Journal of Child and Adolescent Behavior，2013，1（2）：107.

?王偉宜、劉秀娟：《家庭文化資本對大學生學習投入影響的實證研究》，《高等教育研究》2016年第4 期。

?楊帆：《家庭環境是怎樣影響小學生學習表現的——基于對新教育實驗“家校合作共育”行動效果的調查》，《華東師范大學學報（教育科學版）》2021年第3 期。

??鞏閱瑄、陳濤、薛海平：《愛的邊界：家庭教育焦慮是否會增加課外補習投入?》，《教育發展研究》2021年第Z2 期。

?蘇霍姆林斯基：《家長教育學》，中國婦女出版社1982年版，第21 頁。

?仇立平、肖日葵：《文化資本與社會地位獲得——基于上海市的實證研究》，《中國社會科學》2011年第6 期。

?李佳麗、何瑞珠：《家庭教育時間投入、經濟投入和青少年發展：社會資本、文化資本和影子教育闡釋》，《中國青年研究》2019年第8 期。

?盧同慶、范先佐、邢秀芳：《家庭資本對城鄉家庭教育的影響分析》，《教育理論與實踐》2019年第7 期。

??楊寶琰、柳玉姣：《積極堅持還是消極回避——家庭環境對農村初中學生學業堅持的影響機制》，《教育研究》2019年第7 期。

??張林、邢方：《構建和諧親子關系的家校合作教育模式探索》，《現代中小學教育》2009年第9 期。

?楊小微：《中國家長教育焦慮的問診、探源與開方》，《人民論壇》2019年第34 期。

?楊釙：《經濟不平等時代的校外教育參與》，《華東師范大學學報（教育科學版）》2020年第5 期。

??周文葉：《家長參與： 概念框架與測量指標》，《外國教育研究》2015年第12 期。

??陳華仔、肖維：《中國家長“教育焦慮癥”現象解讀》，《國家教育行政學院學報》2014年第2 期。

?Sewell，W.H.，& Shah，V.P.Parents’ education and children's educational aspirations and achievements[J].American Sociological Review，1968.33（2）：191～209.

?梁麗嬋：《是什么影響了家師關系——基于家長、教師、 家校互動多因素綜合視角的實證研究》，《中國教育學刊》2019年第11 期。

?高曉娜：《小學家校沖突的成因及預防》，《教學與管理》2019年第23 期。

?王元：《家庭資本與教育代際流動：基于學習品質的研究》，《基礎教育》2020年第5 期。

?楊九詮：《什么是好的家庭作業》，《中國教育報》2016年5月18日。

?李若璇、朱文龍、劉紅瑞、姚梅林：《家長教育期望對學業倦怠的影響： 家長投入的中介及家庭功能的調節》，《心理發展與教育》2018年第4 期。

?Zung，W.K.A rating instrument for anxiety disorders[J].Psychosomatics，1971，12（6）：371～379.

?Moos，R.H.，& Moos，B.S.A typology of family social environments[J].Family Process，1976，15（4）：357～371.

?Martin，M.O.，Mullis，I.V.S.，&Hooper，M.（Eds.）.Methods and Procedures in PIRLS 2016.Retrieved from Boston College，TIMSS & PIRLS International Study Center[EB/OL].（2017）[2021-11-10]，website： https：//timssandpirls.bc.edu/publications/pirls/2016-methods.html.

?張文彤：《SPSS 統計分析高級教程（高級版）》，高等教育出版社2005年版，第252～254 頁。

?李茂能：《結構方程模式軟件AMOS 之簡介及其在測驗編制上之應用》，心理出版社2006年版，第185 頁。

?徐楊：《家長的教育焦慮該怎么解》，《中國民族教育》2021年第4 期。

?Marjoribanks K.Family Educational Capital and Students’ Outcomes.In： Family and School Capital： Towards a Context Theory of Students’ School Outcomes [M].Springer，Dordrecht，2002：52～76.

王偉宜、劉秀娟：《家庭文化資本對大學生學習投入影響的實證研究》，《高等教育研究》2016年第4 期。

?愛普斯坦等：《學校、家庭和社區合作伙伴：行動手冊（第三版）》，江西教育出版社2012年版，第39 頁。