父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響：感知母親教育卷入和學(xué)業(yè)自我效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2018-10-25 06:44:24劉春雷霍珍珍
心理研究 2018年5期
劉春雷 霍珍珍 梁 鑫
（曲阜師范大學(xué)教育學(xué)院，曲阜 273165）
1 引言
學(xué)習(xí)投入（learning engagement）是學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出來的積極和充實(shí)的精神狀態(tài)（Schaufeli，Martinez，＆ Marques-Pinto，2002； 倪 士光，伍新春，2011）。研究表明，在學(xué)生學(xué)習(xí)成就的影響機(jī)制中，學(xué)習(xí)投入是一個(gè)重要因素 （趙明仁，2010）。學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)表現(xiàn)呈正相關(guān)，學(xué)習(xí)投入越高的學(xué)生，其學(xué)業(yè)成就也越高（張娜，2012）。良好的學(xué)習(xí)投入不僅體現(xiàn)良好的教育質(zhì)量，對(duì)學(xué)校教育改革也有重大影響（蔡敏，劉璐，2014）。因此，要想真正提高學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)行為，學(xué)校應(yīng)當(dāng)從“學(xué)習(xí)投入”抓起，高度關(guān)注學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中的參與程度。
關(guān)于學(xué)習(xí)投入影響因素的探討，國內(nèi)外研究多關(guān)注學(xué)校因素（如教師支持、同伴關(guān)系、課堂學(xué)習(xí)氛圍和環(huán)境等）的影響，而對(duì)家庭因素的探討匱乏。家庭中父母教育卷入在學(xué)生的學(xué)習(xí)、生活當(dāng)中發(fā)揮重要作用。父母教育卷入（parental involvement）指父母對(duì)其子女在教育、發(fā)展以及家庭和學(xué)校中為促使孩子取得較好的學(xué)業(yè)成就及心理發(fā)展所做出的多種行為（Seginer，2006；羅良，2011）。父母教育卷入可以促進(jìn) 學(xué) 生 在 學(xué) 校 的 表 現(xiàn) （Fan，2001；Christopher，2006）。隨著父母對(duì)子女教育的日益重視，越來越多的家長將子女送去參加校外教育培訓(xùn)作為父母教育卷入的主要方式（馬克·貝磊，劉鈞燕，2015），父母的教育卷入顯得相當(dāng)功利和盲目（陳傳鋒，王玲鳳，陳漢英，俞國良，2014）。
而在父母教育卷入研究中，孩子對(duì)父母教育卷入的看法和態(tài)度也同樣重要，這決定了父母能否有效地影響兒童（Vyverman ＆ Vetten-burg，2009）。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母教育卷入有時(shí)與父母本人做出的教育卷入行為并不一致。例如，Paulson和Sputa（1996）發(fā)現(xiàn)，無論是父親還是母親，他們所報(bào)告的在作業(yè)和學(xué)校方面的卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。而感知父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感之間呈正相關(guān)（Solberg，Gusavac，Hamann，F(xiàn)elch，Johnson，Lamborn，＆ Torres，1998），即學(xué)生感知父母教育卷入越高，越容易產(chǎn)生對(duì)成績目標(biāo)定向的支持 （Fridel， Cortina，Turner，＆ Midgley，2007）。因此，我們?cè)谶M(jìn)行父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響研究時(shí)，同時(shí)從父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入兩方面入手。
盡管已有研究表明父母教育卷入對(duì)小學(xué)生的學(xué)業(yè)投入具有影響，但父母教育卷入是怎樣作用于學(xué)生的學(xué)習(xí)投入？其中的影響機(jī)制如何？這些問題仍需解決。依據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，個(gè)體并不是簡(jiǎn)單地對(duì)外部環(huán)境做出反應(yīng)或被環(huán)境所左右，個(gè)體的行為在很大程度上是以自我認(rèn)知為媒介（Bandura，1996）。自我效能是個(gè)體行為的動(dòng)因。個(gè)體對(duì)于自我能力表現(xiàn)的預(yù)期是個(gè)體進(jìn)行目標(biāo)設(shè)定、行動(dòng)選擇和努力意愿的主要因素。在廣泛的研究領(lǐng)域，已有研究證實(shí)了自我效能感在人類學(xué)習(xí)、行為以及動(dòng)機(jī)中的作用（Bandura，1997）。已有研究也表明自我效能可以引發(fā)個(gè)體采取積極的行為，如學(xué)習(xí)投入（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011）。 班杜拉（1977）在自我效能感理論闡述中表示，隨著青少年心理、生理和社會(huì)化的發(fā)展，自我效能感也會(huì)發(fā)生變化，即家庭、學(xué)校等社會(huì)環(huán)境對(duì)青少年的自我效能感 （例如學(xué)業(yè)自我效能感）的發(fā)展也有重要的影響作用。因此父母教育卷入越高，學(xué)生自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)能力水平也會(huì)越高（Luo，Aye，Hogan，Kaur，＆ Chan，2013），學(xué)習(xí)投入也就越高。而在自我效能感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系上，陸楠和王欲曉（2011）在具體學(xué)科中進(jìn)行了學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)成績的研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)自我效能感高的小學(xué)生，其學(xué)業(yè)成績也較好。因此，我們認(rèn)為，父母教育卷入可能并不直接影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，而可能是通過影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入，自我效能感在父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入之間起中介作用。
綜上所述，父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入之間可能存在關(guān)系，感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在兩者之間起中介作用。因此，我們提出如下假設(shè)：（1）父母教育卷入、小學(xué)生感知父母卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)；（2）在父母教育卷入和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中，小學(xué)生感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
2 研究方法
2.1 被試
采用整群取樣法，選取山東兩所普通小學(xué)。在每所學(xué)校選取三、四、五、六年級(jí)的學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，共419名學(xué)生。其中，男生205人，占48.9%；女生214人，占51.1%。三年級(jí)共計(jì)107人，男女生分別為43人和64人；四年級(jí)共計(jì)103人，男女生分別為51人和52人；五年級(jí)共計(jì)109人，男女生分別為51人和58人；六年級(jí)共計(jì)101人，男女生分別為54人和47人。分別發(fā)放感知父母教育卷入問卷、學(xué)業(yè)自我效能感問卷和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入問卷，最終回收問卷409份，回收率為97.6%。同時(shí)，對(duì)以上學(xué)生家長發(fā)放父母教育卷入問卷（家長報(bào)告版）419份，最終回收290份，其中父親填寫90人，母親填寫200人，分別占31.0%與 69.0%，問卷回收率為 64.9%。
2.2 測(cè)量工具
2.2.1 小學(xué)生父母教育卷入行為問卷
采用吳藝方等（2013）編制的小學(xué)生父母教育卷入行為問卷（父母回答版）。該問卷共29個(gè)項(xiàng)目，包括家庭監(jiān)控、學(xué)業(yè)輔導(dǎo)、親子溝通、共同活動(dòng)、家校溝通五個(gè)維度。問卷采用五點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。所有題目的平均分即為父母教育卷入行為得分，分?jǐn)?shù)越高表示父母教育卷入行為程度越高。本研究中該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為 0.94；各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.87、0.65、0.87 和 0.91；驗(yàn)證性因素分析的擬合 指 數(shù) 為 ：χ2／df＝3.86，RMSEA ＝0.05，CFI＝0.94，SRMR＝0.05，TLI＝0.93。
2.2.2 感知父母教育卷入問卷
采用宋冰（2010）編制的父母教育卷入問卷（學(xué)生報(bào)告版）測(cè)量兒童感知到的父母教育卷入，包括感知母親卷入和感知父親卷入兩個(gè)分量表，共42個(gè)題目，包括智力卷入、行為管理卷入和情感卷入三個(gè)維度。每個(gè)分量表題目的平均分即為感知母親卷入和感知父親卷入的得分，分?jǐn)?shù)越高表示兒童感知到的父母教育卷入水平越高。采用5點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.85，母親教育卷入三個(gè)維度 α系數(shù)分別為0.69、0.78 和 0.74；父親教育卷入三個(gè)維度的 α 系數(shù)分別為 0.79、0.87 和 0.85。
2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感問卷
采用梁宇頌 （2000）編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷。此問卷共22個(gè)題目，分為學(xué)業(yè)能力自我效能感和學(xué)業(yè)行為自我效能感兩個(gè)維度。每個(gè)維度11個(gè)題目，采用5點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”，所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高。在本研究中，該問卷及其各維度的α系數(shù)分別為0.89、0.85 和 0.78； 其驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)為 ：χ2／df＝1.86，RMSEA＝0.04，CFI＝0.92，SRMR＝0.05，TLI＝0.91。
2.2.4 學(xué)習(xí)投入量表
采用Skinner等（2008）編制的學(xué)習(xí)投入量表，采用回譯法將之翻譯成中文，共計(jì)10個(gè)題目，分為行為投入和情感投入兩個(gè)維度。所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)投入越高。該量表整體采用五點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。國內(nèi)一些研究證實(shí)該量表能用于測(cè)量小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入（魏軍，劉儒德，何伊麗，唐銘，邸妙詞，莊鴻，2014）。研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78；行為投入維度和情感投入維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.68和 0.72。
2.3 分析方法
應(yīng)用SPSS20.0軟件對(duì)各量表數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析及Hayes（2013）編制的SPSS插件PROCESS宏程序（http：／／www.afhayes.com／）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。該宏程序能便捷有效地進(jìn)行多重中介模型、調(diào)節(jié)模型以及它們之間的混合模型分析，在近期研究中的運(yùn)用越來越廣泛。
3 研究結(jié)果
3.1 相關(guān)分析與描述統(tǒng)計(jì)
表1列出了各個(gè)變量的相關(guān)分析與描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。相關(guān)分析表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著（p＞0.05）；感知母親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著（p＜0.01）；感知父親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著 （p＜0.05）；學(xué)業(yè)自我效能感與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著（p＜0.01）。 相關(guān)樣本 t檢驗(yàn)表明，父親教育卷入和母親教 育 卷入得 分存在 顯 著差異 （t＝-3.29，p＜0.01），感知父親教育卷入和感知母親教育卷入得分存在顯著差異（t＝17.2，p＜0.001）。 獨(dú)立樣本 t檢驗(yàn)表明，男生和女生在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入各維度上都有顯著差異（p＜0.01），女生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入顯著大于男生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入。
表1 各主要變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)
3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)
因?yàn)槟赣H卷入顯著大于父親卷入，感知母親卷入顯著大于感知父親卷入，因此，在本研究中，將父母教育卷入分為母親卷入和父親卷入，將感知父母卷入分為感知母親卷入和感知父親卷入進(jìn)行兩組分析。每組分析分別檢驗(yàn)三條中介路徑，第1組路徑分析模型如圖1所示，母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)習(xí)投入（路徑1）；母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入（路徑2）；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入 （路徑3）。關(guān)鍵要檢驗(yàn)的是中介路徑2是否顯著。
圖1 母親教育卷入、感知母親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?/p>
在第1組分析中，將自變量（母親教育卷入）、中介變量（感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感）和因變量（小學(xué)生學(xué)習(xí)投入）以及協(xié)變量（性別和年級(jí)）依次選入相應(yīng)的選項(xiàng)框。選擇模型6（此模型為鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停O(shè)定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，即勾選 “Bias Corrected”，對(duì)置信區(qū)間的置信度，選擇95%。表2列出了對(duì)中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析結(jié)果。
數(shù)據(jù)結(jié)果表明：母親教育卷入正向影響感知母親卷入（β＝0.26，t＝3.53，p＜0.001），感知母親卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.21，t＝2.31，p＜0.001），學(xué)業(yè)自我效能感則對(duì)學(xué)習(xí)投入存在正向影響 （β＝0.84，t＝14.44，p＜0.001）。 此時(shí)，母親教育卷入對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著（β＝-0.05，t＝-1.01，p＝0.32）。母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為0.047，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI＝0.014，0.096），表明該路徑中介效應(yīng)顯著；母親教育卷入→感知母親教育卷入→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為 0.017，其所在置信區(qū)間包括0（95%CI＝-0.002，0.061），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑的效應(yīng)值為 0.055，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI＝-0.05，0.15），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著。因此，感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感作為母親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)得到證實(shí)。
圖2 父親教育卷入、感知父親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的中介模型
表2 中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)
第2組路徑分析模型如圖2所示，將母親教育卷入換成父親教育卷入，將感知母親卷入換成感知父親卷入再進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，感知父親教育卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.11，t＝3.26，p＝0.001）。學(xué)業(yè)自我效能感則對(duì)學(xué)習(xí)投入存在正向影響（β＝0.86，t＝13.62，p＜0.001）。 此時(shí)， 父親教育卷入對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著 （β＝-0.025，t＝-0.48，p＝0.63）。父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.002，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝-0.004，0.020）， 表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.005，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝0.011，0.030），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.099，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI ＝0.001，0.198），表明該路徑中介效應(yīng)顯著。因此，學(xué)業(yè)自我效能感作為父親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)得到證實(shí)。
4 討論
4.1 父母教育卷入、感知父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響
過去的研究在父母教育卷入究竟對(duì)兒童青少年發(fā)展是否具有正向促進(jìn)作用上仍然存在不一致?？赡艿脑蚴且酝鶎?duì)父母教育卷入的測(cè)量沒有區(qū)分父母自身教育卷入和孩子感知父母教育卷入。本研究將父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入進(jìn)行了區(qū)分，得出了相對(duì)清晰的結(jié)果。在父母教育卷入、感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入這三個(gè)變量間的相關(guān)分析中，結(jié)果表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著。
父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，而感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著說明父母教育卷入多并不必然會(huì)導(dǎo)致小學(xué)生更多的學(xué)習(xí)投入，而只有讓兒童充分感知到，并讓兒童喜歡和接受的教育卷入才能讓孩子更多地投入學(xué)習(xí)。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母卷入有時(shí)與父母本人做出的教育卷入行為并不一致（羅良，2014）。本研究的結(jié)果證明了這一點(diǎn)，無論是父親還是母親，他們所報(bào)告的教育卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。這種不一致意味著，父母所做出的一些卷入行為，孩子并沒有充分感知到。這是導(dǎo)致父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著的原因。這也與先前的研究一致。喬娜、張景煥、劉桂榮和林崇德（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，初中生感知父母參與與其學(xué)習(xí)成績顯著正相關(guān)。劉桂榮和滕秀芹（2016）對(duì)流動(dòng)兒童的研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)兒童對(duì)父母教育卷入的感知與學(xué)習(xí)成績呈正相關(guān)。
最近以中國兒童為被試的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，父母教育卷入與學(xué)業(yè)成績呈負(fù)向關(guān)系 （郭筱琳，2017）。Pomerantz，Moorman 和 Litwaek（2007）與 Silinskas，Niemi，Lerkkanen 和 Nurmi（2013）曾提出，父母教育卷入也許并非越多越好，不恰當(dāng)?shù)慕逃砣肟赡軙?huì)起相反的作用。因此，我們認(rèn)為不恰當(dāng)?shù)母改附逃砣敕绞?，或許正是造成父母教育卷入水平與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平相關(guān)不顯著甚至負(fù)相關(guān)的原因之一。Froiland和Peterson（2012）的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，父母檢查孩子的家庭作業(yè)對(duì)學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生負(fù)面影響。馬虹、姚梅林、吉雪巖（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，家長的傾力投入并不一定能夠直接導(dǎo)致子女的學(xué)業(yè)投入，其成效會(huì)受到教養(yǎng)風(fēng)格的制約。若教養(yǎng)風(fēng)格不當(dāng)，不僅家長投入的收效甚微，甚至可能誘發(fā)其他不良后果。可見，家長若能與子女良好地互動(dòng)，采用支持型的教養(yǎng)風(fēng)格，則家長投入有望取得良好成效。因此，父母教育卷入并不是越多越好，功利主義的父母教育卷入并不一定促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。而我們的研究也發(fā)現(xiàn)，無論是在父母教育卷入還是感知父母教育卷入方面，父母的關(guān)注點(diǎn)更多是在家庭監(jiān)控和學(xué)業(yè)輔導(dǎo)方面，父母的行為管理卷入大于情感卷入。因此，不正確的父母教育卷入方式，并沒有我們預(yù)期的促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)投入，有時(shí)反而起到相反作用。
4.2 感知父母教育卷入和學(xué)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)分析
本研究結(jié)果顯示：學(xué)業(yè)自我效能感在感知父母教育卷入和學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起中介作用；感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。感知父母教育卷入水平越高，其學(xué)業(yè)自我效能水平就越強(qiáng)，學(xué)業(yè)自我效能的提升又進(jìn)一步帶來更高水平的學(xué)習(xí)投入，這已被國內(nèi)外有關(guān)學(xué)習(xí)投入的研究所證實(shí)（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011；石雷山，陳英敏，侯秀，高峰強(qiáng)，2013）。學(xué)業(yè)自我效能是學(xué)生對(duì)自我學(xué)習(xí)能力的評(píng)價(jià)。作為一種重要的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)因素，如果學(xué)生對(duì)自己的學(xué)業(yè)能力充滿自信，他將更有可能全身心地投入到學(xué)習(xí)之中，表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)上愿意付出努力，遇到困難更能堅(jiān)持不懈，以及對(duì)學(xué)習(xí)表現(xiàn)出更為強(qiáng)烈的卷入和全身心的參與。因此，學(xué)業(yè)自我效能通過學(xué)業(yè)目標(biāo)的設(shè)定、學(xué)習(xí)的付出與努力，以及在遭遇挫敗時(shí)的堅(jiān)持程度，影響學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)的投入水平。
本研究的一大創(chuàng)新之處是對(duì)父母教育卷入進(jìn)行了父親和母親的區(qū)分，結(jié)果表明：母親教育卷入通過影響小學(xué)生感知母親教育卷入，感知母親卷入又影響學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而影響小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入；而父親教育卷入對(duì)感知父親卷入沒有顯著影響，只對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感有顯著影響，感知父親教育卷入也是通過學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入起作用。前面的差異檢驗(yàn)也證明，父母教育卷入中更多的是母親的教育卷入，父親的教育卷入少，以至于小學(xué)生沒有或很少感知到父親教育卷入。說明小學(xué)生感知母親對(duì)其教育卷入，明顯優(yōu)于父親，這與Lewis和Lamb（2003）的研究中提到的母親的卷入方式與父親的卷入方式是一致的。中國自古講求“男主外，女主內(nèi)”，母親在孩子的教育上一直承擔(dān)著重要責(zé)任。在一個(gè)家庭結(jié)構(gòu)中，父親更多地承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)支柱的角色，有時(shí)可能會(huì)因?yàn)楣ぷ餍枰唐谕獬龌蛘唛L期外出，這就會(huì)導(dǎo)致不能兼顧到孩子的教育卷入，因此父親教育卷入對(duì)小學(xué)生感知父親卷入沒有顯著影響。
近些年來研究發(fā)現(xiàn)，父親的卷入行為對(duì)兒童的認(rèn)知、情感和社會(huì)化等方面均有積極影響。特別是男孩在成長發(fā)展中父親的陪伴對(duì)孩子的學(xué)業(yè)和人格發(fā)展都有重要的影響。父親教育卷入的缺失可能是男孩在小學(xué)階段發(fā)育較晚導(dǎo)致男孩學(xué)業(yè)成績總體比女孩差的另一原因。母親對(duì)男孩陪伴可能并不能彌補(bǔ)父親在男孩成長過程中的作用。父親高度參與教育的家庭中，兒童具有較高的認(rèn)知能力、更有同情心，較少存在性別刻板觀念，更為內(nèi)控 （趙娜，2007；Pleck，1997）。 Lamb（2010）曾總結(jié)到，父親的敏感性教養(yǎng)（如回應(yīng)、交談、教導(dǎo)以及鼓勵(lì)學(xué)習(xí)等）能預(yù)測(cè)兒童社會(huì)情緒方面的發(fā)展，而父親缺失則會(huì)對(duì)兒童青少年產(chǎn)生顯著的不良影響，如與父親分開居住的孩子會(huì)出現(xiàn)更高的輟學(xué)率、更多的抑郁或焦慮問題以及更多的行為問題。因此，加大父親的教育卷入程度，通過親子溝通、共同活動(dòng)等提高小學(xué)生感知父親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感，或許對(duì)其學(xué)習(xí)投入會(huì)有幫助。
5 結(jié)論
（1）父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入沒有顯著影響，小學(xué)生感知父母教育卷入程度對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入有顯著影響，學(xué)業(yè)自我效能感顯著預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)投入。
（2）小學(xué)生感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入與學(xué)生學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
（3）學(xué)業(yè)自我效能感分別在父親教育卷入和感知父親卷入與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起著中介作用。
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劉春雷 霍珍珍 梁 鑫
（曲阜師范大學(xué)教育學(xué)院，曲阜 273165）
1 引言
學(xué)習(xí)投入（learning engagement）是學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出來的積極和充實(shí)的精神狀態(tài)（Schaufeli，Martinez，＆ Marques-Pinto，2002； 倪 士光，伍新春，2011）。研究表明，在學(xué)生學(xué)習(xí)成就的影響機(jī)制中，學(xué)習(xí)投入是一個(gè)重要因素 （趙明仁，2010）。學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)表現(xiàn)呈正相關(guān)，學(xué)習(xí)投入越高的學(xué)生，其學(xué)業(yè)成就也越高（張娜，2012）。良好的學(xué)習(xí)投入不僅體現(xiàn)良好的教育質(zhì)量，對(duì)學(xué)校教育改革也有重大影響（蔡敏，劉璐，2014）。因此，要想真正提高學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)行為，學(xué)校應(yīng)當(dāng)從“學(xué)習(xí)投入”抓起，高度關(guān)注學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中的參與程度。
關(guān)于學(xué)習(xí)投入影響因素的探討，國內(nèi)外研究多關(guān)注學(xué)校因素（如教師支持、同伴關(guān)系、課堂學(xué)習(xí)氛圍和環(huán)境等）的影響，而對(duì)家庭因素的探討匱乏。家庭中父母教育卷入在學(xué)生的學(xué)習(xí)、生活當(dāng)中發(fā)揮重要作用。父母教育卷入（parental involvement）指父母對(duì)其子女在教育、發(fā)展以及家庭和學(xué)校中為促使孩子取得較好的學(xué)業(yè)成就及心理發(fā)展所做出的多種行為（Seginer，2006；羅良，2011）。父母教育卷入可以促進(jìn) 學(xué) 生 在 學(xué) 校 的 表 現(xiàn) （Fan，2001；Christopher，2006）。隨著父母對(duì)子女教育的日益重視，越來越多的家長將子女送去參加校外教育培訓(xùn)作為父母教育卷入的主要方式（馬克·貝磊，劉鈞燕，2015），父母的教育卷入顯得相當(dāng)功利和盲目（陳傳鋒，王玲鳳，陳漢英，俞國良，2014）。
而在父母教育卷入研究中，孩子對(duì)父母教育卷入的看法和態(tài)度也同樣重要，這決定了父母能否有效地影響兒童（Vyverman ＆ Vetten-burg，2009）。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母教育卷入有時(shí)與父母本人做出的教育卷入行為并不一致。例如，Paulson和Sputa（1996）發(fā)現(xiàn)，無論是父親還是母親，他們所報(bào)告的在作業(yè)和學(xué)校方面的卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。而感知父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感之間呈正相關(guān)（Solberg，Gusavac，Hamann，F(xiàn)elch，Johnson，Lamborn，＆ Torres，1998），即學(xué)生感知父母教育卷入越高，越容易產(chǎn)生對(duì)成績目標(biāo)定向的支持 （Fridel， Cortina，Turner，＆ Midgley，2007）。因此，我們?cè)谶M(jìn)行父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響研究時(shí)，同時(shí)從父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入兩方面入手。
盡管已有研究表明父母教育卷入對(duì)小學(xué)生的學(xué)業(yè)投入具有影響，但父母教育卷入是怎樣作用于學(xué)生的學(xué)習(xí)投入？其中的影響機(jī)制如何？這些問題仍需解決。依據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，個(gè)體并不是簡(jiǎn)單地對(duì)外部環(huán)境做出反應(yīng)或被環(huán)境所左右，個(gè)體的行為在很大程度上是以自我認(rèn)知為媒介（Bandura，1996）。自我效能是個(gè)體行為的動(dòng)因。個(gè)體對(duì)于自我能力表現(xiàn)的預(yù)期是個(gè)體進(jìn)行目標(biāo)設(shè)定、行動(dòng)選擇和努力意愿的主要因素。在廣泛的研究領(lǐng)域，已有研究證實(shí)了自我效能感在人類學(xué)習(xí)、行為以及動(dòng)機(jī)中的作用（Bandura，1997）。已有研究也表明自我效能可以引發(fā)個(gè)體采取積極的行為，如學(xué)習(xí)投入（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011）。 班杜拉（1977）在自我效能感理論闡述中表示，隨著青少年心理、生理和社會(huì)化的發(fā)展，自我效能感也會(huì)發(fā)生變化，即家庭、學(xué)校等社會(huì)環(huán)境對(duì)青少年的自我效能感 （例如學(xué)業(yè)自我效能感）的發(fā)展也有重要的影響作用。因此父母教育卷入越高，學(xué)生自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)能力水平也會(huì)越高（Luo，Aye，Hogan，Kaur，＆ Chan，2013），學(xué)習(xí)投入也就越高。而在自我效能感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系上，陸楠和王欲曉（2011）在具體學(xué)科中進(jìn)行了學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)成績的研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)自我效能感高的小學(xué)生，其學(xué)業(yè)成績也較好。因此，我們認(rèn)為，父母教育卷入可能并不直接影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，而可能是通過影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入，自我效能感在父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入之間起中介作用。
綜上所述，父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入之間可能存在關(guān)系，感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在兩者之間起中介作用。因此，我們提出如下假設(shè)：（1）父母教育卷入、小學(xué)生感知父母卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)；（2）在父母教育卷入和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中，小學(xué)生感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
2 研究方法
2.1 被試
采用整群取樣法，選取山東兩所普通小學(xué)。在每所學(xué)校選取三、四、五、六年級(jí)的學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，共419名學(xué)生。其中，男生205人，占48.9%；女生214人，占51.1%。三年級(jí)共計(jì)107人，男女生分別為43人和64人；四年級(jí)共計(jì)103人，男女生分別為51人和52人；五年級(jí)共計(jì)109人，男女生分別為51人和58人；六年級(jí)共計(jì)101人，男女生分別為54人和47人。分別發(fā)放感知父母教育卷入問卷、學(xué)業(yè)自我效能感問卷和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入問卷，最終回收問卷409份，回收率為97.6%。同時(shí)，對(duì)以上學(xué)生家長發(fā)放父母教育卷入問卷（家長報(bào)告版）419份，最終回收290份，其中父親填寫90人，母親填寫200人，分別占31.0%與 69.0%，問卷回收率為 64.9%。
2.2 測(cè)量工具
2.2.1 小學(xué)生父母教育卷入行為問卷
采用吳藝方等（2013）編制的小學(xué)生父母教育卷入行為問卷（父母回答版）。該問卷共29個(gè)項(xiàng)目，包括家庭監(jiān)控、學(xué)業(yè)輔導(dǎo)、親子溝通、共同活動(dòng)、家校溝通五個(gè)維度。問卷采用五點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。所有題目的平均分即為父母教育卷入行為得分，分?jǐn)?shù)越高表示父母教育卷入行為程度越高。本研究中該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為 0.94；各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.87、0.65、0.87 和 0.91；驗(yàn)證性因素分析的擬合 指 數(shù) 為 ：χ2／df＝3.86，RMSEA ＝0.05，CFI＝0.94，SRMR＝0.05，TLI＝0.93。
2.2.2 感知父母教育卷入問卷
采用宋冰（2010）編制的父母教育卷入問卷（學(xué)生報(bào)告版）測(cè)量兒童感知到的父母教育卷入，包括感知母親卷入和感知父親卷入兩個(gè)分量表，共42個(gè)題目，包括智力卷入、行為管理卷入和情感卷入三個(gè)維度。每個(gè)分量表題目的平均分即為感知母親卷入和感知父親卷入的得分，分?jǐn)?shù)越高表示兒童感知到的父母教育卷入水平越高。采用5點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.85，母親教育卷入三個(gè)維度 α系數(shù)分別為0.69、0.78 和 0.74；父親教育卷入三個(gè)維度的 α 系數(shù)分別為 0.79、0.87 和 0.85。
2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感問卷
采用梁宇頌 （2000）編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷。此問卷共22個(gè)題目，分為學(xué)業(yè)能力自我效能感和學(xué)業(yè)行為自我效能感兩個(gè)維度。每個(gè)維度11個(gè)題目，采用5點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”，所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高。在本研究中，該問卷及其各維度的α系數(shù)分別為0.89、0.85 和 0.78； 其驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)為 ：χ2／df＝1.86，RMSEA＝0.04，CFI＝0.92，SRMR＝0.05，TLI＝0.91。
2.2.4 學(xué)習(xí)投入量表
采用Skinner等（2008）編制的學(xué)習(xí)投入量表，采用回譯法將之翻譯成中文，共計(jì)10個(gè)題目，分為行為投入和情感投入兩個(gè)維度。所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)投入越高。該量表整體采用五點(diǎn)計(jì)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。國內(nèi)一些研究證實(shí)該量表能用于測(cè)量小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入（魏軍，劉儒德，何伊麗，唐銘，邸妙詞，莊鴻，2014）。研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78；行為投入維度和情感投入維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.68和 0.72。
2.3 分析方法
應(yīng)用SPSS20.0軟件對(duì)各量表數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析及Hayes（2013）編制的SPSS插件PROCESS宏程序（http：／／www.afhayes.com／）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。該宏程序能便捷有效地進(jìn)行多重中介模型、調(diào)節(jié)模型以及它們之間的混合模型分析，在近期研究中的運(yùn)用越來越廣泛。
3 研究結(jié)果
3.1 相關(guān)分析與描述統(tǒng)計(jì)
表1列出了各個(gè)變量的相關(guān)分析與描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。相關(guān)分析表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著（p＞0.05）；感知母親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著（p＜0.01）；感知父親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著 （p＜0.05）；學(xué)業(yè)自我效能感與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著（p＜0.01）。 相關(guān)樣本 t檢驗(yàn)表明，父親教育卷入和母親教 育 卷入得 分存在 顯 著差異 （t＝-3.29，p＜0.01），感知父親教育卷入和感知母親教育卷入得分存在顯著差異（t＝17.2，p＜0.001）。 獨(dú)立樣本 t檢驗(yàn)表明，男生和女生在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入各維度上都有顯著差異（p＜0.01），女生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入顯著大于男生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入。
表1 各主要變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)
3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)
因?yàn)槟赣H卷入顯著大于父親卷入，感知母親卷入顯著大于感知父親卷入，因此，在本研究中，將父母教育卷入分為母親卷入和父親卷入，將感知父母卷入分為感知母親卷入和感知父親卷入進(jìn)行兩組分析。每組分析分別檢驗(yàn)三條中介路徑，第1組路徑分析模型如圖1所示，母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)習(xí)投入（路徑1）；母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入（路徑2）；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入 （路徑3）。關(guān)鍵要檢驗(yàn)的是中介路徑2是否顯著。
圖1 母親教育卷入、感知母親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?/p>
在第1組分析中，將自變量（母親教育卷入）、中介變量（感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感）和因變量（小學(xué)生學(xué)習(xí)投入）以及協(xié)變量（性別和年級(jí)）依次選入相應(yīng)的選項(xiàng)框。選擇模型6（此模型為鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停O(shè)定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，即勾選 “Bias Corrected”，對(duì)置信區(qū)間的置信度，選擇95%。表2列出了對(duì)中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析結(jié)果。
數(shù)據(jù)結(jié)果表明：母親教育卷入正向影響感知母親卷入（β＝0.26，t＝3.53，p＜0.001），感知母親卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.21，t＝2.31，p＜0.001），學(xué)業(yè)自我效能感則對(duì)學(xué)習(xí)投入存在正向影響 （β＝0.84，t＝14.44，p＜0.001）。 此時(shí)，母親教育卷入對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著（β＝-0.05，t＝-1.01，p＝0.32）。母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為0.047，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI＝0.014，0.096），表明該路徑中介效應(yīng)顯著；母親教育卷入→感知母親教育卷入→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為 0.017，其所在置信區(qū)間包括0（95%CI＝-0.002，0.061），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑的效應(yīng)值為 0.055，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI＝-0.05，0.15），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著。因此，感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感作為母親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)得到證實(shí)。
圖2 父親教育卷入、感知父親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的中介模型
表2 中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)
第2組路徑分析模型如圖2所示，將母親教育卷入換成父親教育卷入，將感知母親卷入換成感知父親卷入再進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，感知父親教育卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.11，t＝3.26，p＝0.001）。學(xué)業(yè)自我效能感則對(duì)學(xué)習(xí)投入存在正向影響（β＝0.86，t＝13.62，p＜0.001）。 此時(shí)， 父親教育卷入對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著 （β＝-0.025，t＝-0.48，p＝0.63）。父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.002，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝-0.004，0.020）， 表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.005，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝0.011，0.030），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.099，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI ＝0.001，0.198），表明該路徑中介效應(yīng)顯著。因此，學(xué)業(yè)自我效能感作為父親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)得到證實(shí)。
4 討論
4.1 父母教育卷入、感知父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響
過去的研究在父母教育卷入究竟對(duì)兒童青少年發(fā)展是否具有正向促進(jìn)作用上仍然存在不一致?？赡艿脑蚴且酝鶎?duì)父母教育卷入的測(cè)量沒有區(qū)分父母自身教育卷入和孩子感知父母教育卷入。本研究將父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入進(jìn)行了區(qū)分，得出了相對(duì)清晰的結(jié)果。在父母教育卷入、感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入這三個(gè)變量間的相關(guān)分析中，結(jié)果表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著。
父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，而感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著說明父母教育卷入多并不必然會(huì)導(dǎo)致小學(xué)生更多的學(xué)習(xí)投入，而只有讓兒童充分感知到，并讓兒童喜歡和接受的教育卷入才能讓孩子更多地投入學(xué)習(xí)。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母卷入有時(shí)與父母本人做出的教育卷入行為并不一致（羅良，2014）。本研究的結(jié)果證明了這一點(diǎn)，無論是父親還是母親，他們所報(bào)告的教育卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。這種不一致意味著，父母所做出的一些卷入行為，孩子并沒有充分感知到。這是導(dǎo)致父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著的原因。這也與先前的研究一致。喬娜、張景煥、劉桂榮和林崇德（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，初中生感知父母參與與其學(xué)習(xí)成績顯著正相關(guān)。劉桂榮和滕秀芹（2016）對(duì)流動(dòng)兒童的研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)兒童對(duì)父母教育卷入的感知與學(xué)習(xí)成績呈正相關(guān)。
最近以中國兒童為被試的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，父母教育卷入與學(xué)業(yè)成績呈負(fù)向關(guān)系 （郭筱琳，2017）。Pomerantz，Moorman 和 Litwaek（2007）與 Silinskas，Niemi，Lerkkanen 和 Nurmi（2013）曾提出，父母教育卷入也許并非越多越好，不恰當(dāng)?shù)慕逃砣肟赡軙?huì)起相反的作用。因此，我們認(rèn)為不恰當(dāng)?shù)母改附逃砣敕绞?，或許正是造成父母教育卷入水平與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平相關(guān)不顯著甚至負(fù)相關(guān)的原因之一。Froiland和Peterson（2012）的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，父母檢查孩子的家庭作業(yè)對(duì)學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生負(fù)面影響。馬虹、姚梅林、吉雪巖（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，家長的傾力投入并不一定能夠直接導(dǎo)致子女的學(xué)業(yè)投入，其成效會(huì)受到教養(yǎng)風(fēng)格的制約。若教養(yǎng)風(fēng)格不當(dāng)，不僅家長投入的收效甚微，甚至可能誘發(fā)其他不良后果。可見，家長若能與子女良好地互動(dòng)，采用支持型的教養(yǎng)風(fēng)格，則家長投入有望取得良好成效。因此，父母教育卷入并不是越多越好，功利主義的父母教育卷入并不一定促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。而我們的研究也發(fā)現(xiàn)，無論是在父母教育卷入還是感知父母教育卷入方面，父母的關(guān)注點(diǎn)更多是在家庭監(jiān)控和學(xué)業(yè)輔導(dǎo)方面，父母的行為管理卷入大于情感卷入。因此，不正確的父母教育卷入方式，并沒有我們預(yù)期的促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)投入，有時(shí)反而起到相反作用。
4.2 感知父母教育卷入和學(xué)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)分析
本研究結(jié)果顯示：學(xué)業(yè)自我效能感在感知父母教育卷入和學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起中介作用；感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。感知父母教育卷入水平越高，其學(xué)業(yè)自我效能水平就越強(qiáng)，學(xué)業(yè)自我效能的提升又進(jìn)一步帶來更高水平的學(xué)習(xí)投入，這已被國內(nèi)外有關(guān)學(xué)習(xí)投入的研究所證實(shí)（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011；石雷山，陳英敏，侯秀，高峰強(qiáng)，2013）。學(xué)業(yè)自我效能是學(xué)生對(duì)自我學(xué)習(xí)能力的評(píng)價(jià)。作為一種重要的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)因素，如果學(xué)生對(duì)自己的學(xué)業(yè)能力充滿自信，他將更有可能全身心地投入到學(xué)習(xí)之中，表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)上愿意付出努力，遇到困難更能堅(jiān)持不懈，以及對(duì)學(xué)習(xí)表現(xiàn)出更為強(qiáng)烈的卷入和全身心的參與。因此，學(xué)業(yè)自我效能通過學(xué)業(yè)目標(biāo)的設(shè)定、學(xué)習(xí)的付出與努力，以及在遭遇挫敗時(shí)的堅(jiān)持程度，影響學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)的投入水平。
本研究的一大創(chuàng)新之處是對(duì)父母教育卷入進(jìn)行了父親和母親的區(qū)分，結(jié)果表明：母親教育卷入通過影響小學(xué)生感知母親教育卷入，感知母親卷入又影響學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而影響小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入；而父親教育卷入對(duì)感知父親卷入沒有顯著影響，只對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感有顯著影響，感知父親教育卷入也是通過學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入起作用。前面的差異檢驗(yàn)也證明，父母教育卷入中更多的是母親的教育卷入，父親的教育卷入少，以至于小學(xué)生沒有或很少感知到父親教育卷入。說明小學(xué)生感知母親對(duì)其教育卷入，明顯優(yōu)于父親，這與Lewis和Lamb（2003）的研究中提到的母親的卷入方式與父親的卷入方式是一致的。中國自古講求“男主外，女主內(nèi)”，母親在孩子的教育上一直承擔(dān)著重要責(zé)任。在一個(gè)家庭結(jié)構(gòu)中，父親更多地承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)支柱的角色，有時(shí)可能會(huì)因?yàn)楣ぷ餍枰唐谕獬龌蛘唛L期外出，這就會(huì)導(dǎo)致不能兼顧到孩子的教育卷入，因此父親教育卷入對(duì)小學(xué)生感知父親卷入沒有顯著影響。
近些年來研究發(fā)現(xiàn)，父親的卷入行為對(duì)兒童的認(rèn)知、情感和社會(huì)化等方面均有積極影響。特別是男孩在成長發(fā)展中父親的陪伴對(duì)孩子的學(xué)業(yè)和人格發(fā)展都有重要的影響。父親教育卷入的缺失可能是男孩在小學(xué)階段發(fā)育較晚導(dǎo)致男孩學(xué)業(yè)成績總體比女孩差的另一原因。母親對(duì)男孩陪伴可能并不能彌補(bǔ)父親在男孩成長過程中的作用。父親高度參與教育的家庭中，兒童具有較高的認(rèn)知能力、更有同情心，較少存在性別刻板觀念，更為內(nèi)控 （趙娜，2007；Pleck，1997）。 Lamb（2010）曾總結(jié)到，父親的敏感性教養(yǎng)（如回應(yīng)、交談、教導(dǎo)以及鼓勵(lì)學(xué)習(xí)等）能預(yù)測(cè)兒童社會(huì)情緒方面的發(fā)展，而父親缺失則會(huì)對(duì)兒童青少年產(chǎn)生顯著的不良影響，如與父親分開居住的孩子會(huì)出現(xiàn)更高的輟學(xué)率、更多的抑郁或焦慮問題以及更多的行為問題。因此，加大父親的教育卷入程度，通過親子溝通、共同活動(dòng)等提高小學(xué)生感知父親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感，或許對(duì)其學(xué)習(xí)投入會(huì)有幫助。
5 結(jié)論
（1）父母教育卷入對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入沒有顯著影響，小學(xué)生感知父母教育卷入程度對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入有顯著影響，學(xué)業(yè)自我效能感顯著預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)投入。
（2）小學(xué)生感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入與學(xué)生學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
（3）學(xué)業(yè)自我效能感分別在父親教育卷入和感知父親卷入與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起著中介作用。
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