家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的影響：親子溝通和學(xué)業(yè)自我效能感的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>

2020-03-16 09:49:36陳依婷1楊向東2

應(yīng)用心理學(xué)訂閱 2020年1期 收藏

關(guān)鍵詞：學(xué)業(yè)成績(jī)學(xué)業(yè)親子

陳依婷1 楊向東2

(1.華東師范大學(xué)課程與教學(xué)系，上海 200063；2.華東師范大學(xué)教育心理學(xué)系，上海 200063)

1 引 言

自Coleman(1966)發(fā)表《教育機(jī)會(huì)之均等》報(bào)告以來，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響引起研究者廣泛討論。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是依據(jù)家庭所擁有的社會(huì)資源而被界定的社會(huì)位置(Bradley & Corwyn,2002)，通常由家庭收入、父母受教育水平、父母職業(yè)來代表(Mueller & Parcel,1981)。Sirin(2004)針對(duì)美國(guó)樣本的元分析報(bào)告顯示，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與總體學(xué)業(yè)成績(jī)相關(guān)程度約為0.299，具體來看，與數(shù)學(xué)成績(jī)相關(guān)最高(0.35)。我國(guó)已有元分析顯示，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與總體學(xué)業(yè)成績(jī)的相關(guān)程度約為0.243，其中，語文/英語的語言學(xué)科相關(guān)最高(0.271)，數(shù)學(xué)成績(jī)呈現(xiàn)中等程度相關(guān)(0.202)。語言學(xué)科與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的相關(guān)原因更多在于父母物質(zhì)資源的提供(書籍、輔導(dǎo)班等)，而數(shù)學(xué)學(xué)科則更多取決于教育理念與方法，而非物質(zhì)資源本身。學(xué)科調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異，可能是由于國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政策文化差異(Liu,Peng,& Luo,2019)。由此，本研究選擇數(shù)學(xué)成績(jī)，這對(duì)于家庭教育而言更具有參考價(jià)值。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的影響機(jī)制可以通過家庭投資模型和家庭壓力模型進(jìn)行解釋(Conger & Donnellan,2007)。家庭投資模型指出，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位增強(qiáng)了父母為子女進(jìn)行教育投資的能力，進(jìn)而影響子女學(xué)業(yè)發(fā)展。高家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的父母會(huì)為孩子提供更多物質(zhì)投資和情感投資。物質(zhì)投資包含為子女創(chuàng)造良好學(xué)習(xí)環(huán)境，提供書本、補(bǔ)習(xí)機(jī)會(huì)等學(xué)習(xí)資源；情感投資包含與子女有更多溝通和交流，監(jiān)督子女學(xué)習(xí),鼓勵(lì)子女等(Davis-Kean,2005)。對(duì)于缺乏物質(zhì)投資能力的家長(zhǎng)，情感投資可以作為補(bǔ)償物質(zhì)投資缺失的手段(Thomson,Hanson,& McLanahan,1994)。特別是對(duì)于低年段學(xué)生，他們較少獨(dú)立接觸外部世界，親子互動(dòng)非常緊密，父母情感投資能更有效保護(hù)家庭貧窮的損害(Hango,2007)。親子溝通是情感投資中至關(guān)重要的部分(房超,方曉義,2003)。親子溝通是指父母與子女通過信息、觀點(diǎn)、情感或態(tài)度的交流，達(dá)到增強(qiáng)情感聯(lián)系、解決問題等目的的過程(Epstein,Ryan,& Bishop,2003)。已有研究表明，在同等家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位條件下，親子溝通更頻繁的家庭，子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)更為優(yōu)秀(Fan & Chen,2001)。

另一方面，家庭壓力模型指出，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低下會(huì)加劇父母壓力，導(dǎo)致家庭沖突和低情感支持的狀態(tài)，同時(shí)伴隨父母情感、行為問題的發(fā)生。上述家庭狀態(tài)會(huì)引發(fā)父母減少養(yǎng)育、卷入行為,最終導(dǎo)致學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)低下(Masarik & Conger,2017)。父母的工作壓力、家庭沖突會(huì)使得親子互動(dòng)更多表現(xiàn)為懲罰、拒絕及權(quán)威行為(Stewart & Barling,1996)。當(dāng)父母感受到明顯的撫養(yǎng)壓力時(shí)，低學(xué)歷父母難以有效緩解自身撫養(yǎng)壓力，親子溝通主動(dòng)性減弱、缺乏耐心，進(jìn)而會(huì)導(dǎo)致學(xué)生產(chǎn)生學(xué)業(yè)問題(武永新,鄧林園,張馨月,孔榮,2014)。由此，本文假設(shè)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可能通過親子溝通而間接影響學(xué)業(yè)成績(jī)。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成績(jī)之間的中介機(jī)制，除了通過家庭功能實(shí)現(xiàn)，還可以通過學(xué)生個(gè)體動(dòng)機(jī)產(chǎn)生影響(顧紅磊,劉君,夏天生,2017;肖磊峰,劉堅(jiān),2017)。學(xué)業(yè)自我效能感作為學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的重要成分，是指?jìng)€(gè)體頭腦中關(guān)于自己能夠完成某項(xiàng)任務(wù)的觀念(Pintrich,Smith,Garcia,&Mckeachie,1993)。低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的學(xué)生，會(huì)產(chǎn)生與其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相似的自我效能感水平(Jost&Hunyady,2005)，內(nèi)化社會(huì)的消極刻板印象，自我感覺并不適合學(xué)術(shù)領(lǐng)域(Stephens,Fryberg,Markus,Johnson,& Covarrubias,2012)。這種學(xué)業(yè)自我效能感低水平影響了其學(xué)業(yè)成績(jī)，強(qiáng)化了低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位學(xué)生難以在學(xué)校取得良好表現(xiàn)的惡性循環(huán)(Virginie & Céline,2015)。已有研究表明，與高家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的學(xué)生相比，低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感更低，其數(shù)學(xué)成績(jī)也更差(Caprara,Fida,&Vecchione,2008)。提升學(xué)業(yè)自我效能感可以改善應(yīng)激抑郁水平以及面對(duì)困難的態(tài)度，從而有益于學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)(Bandura,1997)。由此，本文假設(shè)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可能通過學(xué)業(yè)自我效能感而間接影響學(xué)業(yè)成績(jī)。

綜上，親子溝通和學(xué)業(yè)自我效能感可能是家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成績(jī)之間的有效中介變量。已有研究表明，良好的親子溝通會(huì)使學(xué)生在學(xué)業(yè)自我效能感的學(xué)業(yè)能力體驗(yàn)和學(xué)業(yè)成就體驗(yàn)更加深刻(宋悅,2014)。親子關(guān)系緊張、親子溝通少，會(huì)造成了學(xué)生學(xué)習(xí)信心不足(彭思敏,2012)。上述實(shí)證研究表明親子溝通對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響，又由于中介變量之間存在順序影響關(guān)系，這暗示了可能存在的中介鏈(溫忠麟,葉寶娟，2014)。同時(shí)，社會(huì)認(rèn)知理論指出，學(xué)生發(fā)展是受社會(huì)環(huán)境、行為和自我系統(tǒng)相互影響的(Bandura,1986；石雷山，姜冬梅，高峰強(qiáng)，2017)。那么，社會(huì)環(huán)境中的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、學(xué)生自我系統(tǒng)中的學(xué)業(yè)自我效能感與作為行為方式一種的親子交流，三者可能產(chǎn)生相互影響進(jìn)而決定學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)。自我決定理論指出，當(dāng)學(xué)生基本心理需要被滿足時(shí)，學(xué)生會(huì)產(chǎn)生積極自主的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，增加學(xué)業(yè)活動(dòng)的投入，進(jìn)而提髙自身的學(xué)業(yè)成績(jī)(Ryan & Deci，2000)。已有研究證實(shí)了教師關(guān)懷行為通過影響學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)進(jìn)而對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)產(chǎn)生影響的路徑(楊舒文,潘斌,司繼偉，2016)。親子溝通同樣可能滿足學(xué)生基本心理需要。通過親子溝通，家長(zhǎng)表現(xiàn)出對(duì)子女的關(guān)心，學(xué)生將更愿意接受挑戰(zhàn)性任務(wù)，面對(duì)學(xué)習(xí)困難時(shí)更具堅(jiān)持感，會(huì)體驗(yàn)到更多學(xué)習(xí)滿足感(Gonzalez,2002)，進(jìn)而有助于提高自身學(xué)業(yè)成績(jī)。注意焦點(diǎn)理論指出，個(gè)體自身所處的積極事件情境能夠通過改變個(gè)體心境來使得個(gè)體的行為結(jié)果發(fā)生變化。學(xué)業(yè)自我效能感屬于心境的具體表現(xiàn)(雷浩,徐瑰瑰,邵朝友,桑金琰,2015)，親子交流是可以帶來親子重要雙向家庭情感支持的積極事件(Lau,2010)。綜上，本文假設(shè)家庭經(jīng)濟(jì)地位可能通過親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊憣W(xué)業(yè)成績(jī)。

綜上所述，本研究擬提出下述假設(shè)：

模型1：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)有顯著積極影響；

模型2：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過親子溝通影響數(shù)學(xué)成績(jī)；

模型3：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過學(xué)業(yè)自我效能感影響數(shù)學(xué)成績(jī)；

模型4：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過親子溝通影響學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而影響數(shù)學(xué)成績(jī)。

2 研究方法

2.1 研究樣本

研究數(shù)據(jù)來源于華東師范大學(xué)課程與教學(xué)研究所主持建設(shè)的“中國(guó)學(xué)校課程教學(xué)調(diào)查項(xiàng)目”。該項(xiàng)目以我國(guó)中部地區(qū)某省會(huì)城市作為典型區(qū)域個(gè)案，采用分層抽樣方法抽取了4個(gè)區(qū)53所學(xué)校為樣本，并以“校長(zhǎng)”、“教師”、“學(xué)生”和“家長(zhǎng)”四套調(diào)查問卷為工具。本研究樣本以“學(xué)生”問卷中八年級(jí)學(xué)生填寫的數(shù)學(xué)學(xué)科問卷及其對(duì)應(yīng)填寫“家長(zhǎng)”問卷的家長(zhǎng)為橫向樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，有效樣本量為1811名學(xué)生及其家長(zhǎng)。其中男生950人，女生861人。

2.2 測(cè)量工具

2.2.1 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位由三個(gè)變量組成：母親受教育水平(ME)、父親職業(yè)地位(FW)以及家庭年收入(IC)。這是由于中國(guó)家庭傳統(tǒng)思想，母親受教育水平、父親職業(yè)地位對(duì)子女發(fā)展的預(yù)測(cè)力更大(孔慶蓉,2001)。母親受教育水平分為7個(gè)等級(jí)：未受過學(xué)校教育(1.1%)、小學(xué)(10.2%)、初中(31.6%)、高中/中專(24.9.%)、?？?15.9%)、本科(14.2%)、研究生及以上(2.1%)(1～7計(jì)分)。父親職業(yè)地位分為7個(gè)等級(jí)：①賣苦力或伺候人的工作、未就業(yè)(無業(yè)游民、下崗)(2.5%)；②無須技術(shù)專長(zhǎng)的勞作性工人、商業(yè)服務(wù)業(yè)員工、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者和小個(gè)體戶(18.7%)；③技術(shù)工人、具有一定技能專長(zhǎng)的商業(yè)服務(wù)業(yè)員工、個(gè)體戶或較低層辦事人員或低層白領(lǐng)(28.3%)；④較低層的專業(yè)技術(shù)人員、普通辦事人員、收入較高并具有準(zhǔn)白領(lǐng)職業(yè)特征的商業(yè)服務(wù)業(yè)員工以及建筑隊(duì)包工頭(13.6%)；⑤專業(yè)技術(shù)人員、政府部門普通干部、特殊行業(yè)(特權(quán)部門或高經(jīng)濟(jì)效益行業(yè))的辦事人員、農(nóng)村地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)干部和私營(yíng)企業(yè)老板(27.4%)；⑥中層領(lǐng)導(dǎo)干部、各類企業(yè)高層管理人員和一些收入較高并具有社會(huì)影響力的專業(yè)人員(7.4%)；⑦高級(jí)領(lǐng)導(dǎo)干部和高級(jí)知識(shí)分子(1～7計(jì)分)(2.1%)(李春玲，2005)。家庭年收入分為九個(gè)等級(jí)：1萬元以下(7.7%)、1～3萬(21.6%)、3～5萬(20.2%)、5～7萬(13.5%)、7～9萬(10.1%)、9～11萬(11.5%)、11～20萬(10.0%)、20～50萬(4.4%)、50萬以上(1.0%)(1～9計(jì)分)。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES)的內(nèi)部一致性信度為0.79。如表1所示，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示，χ2/df=1.45，CFI=0.97，TLI=0.97,RMSEA=0.03,SRMR=0.03，說明家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

2.2.2 親子溝通

親子溝通(PCC)采用家長(zhǎng)問卷的4個(gè)指標(biāo)，分別為：與孩子交流學(xué)習(xí)問題的頻率、與孩子一起觀看并討論電視節(jié)目的頻率、給孩子讀書或聽孩子朗讀的頻率、給孩子規(guī)定看電視/玩游戲時(shí)間的頻率。采用Likert四點(diǎn)計(jì)分。親子溝通的內(nèi)部一致性信度為0.74。如表1所示，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示，χ2/df=6.45，CFI=0.97，TLI=0.95,RMSEA=0.06,SRMR=0.03，說明親子溝通具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感

學(xué)業(yè)自我效能感(ASE)采用梁宇頌、周宗奎(2000)編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷，共有諸如“我相信自己能在學(xué)習(xí)上取得好成績(jī)”的22個(gè)指標(biāo)。問卷按照“完全不符合”“不符合”“符合”“完全符合”四級(jí)計(jì)分。如表1所示，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示，χ2/df=4.69，CFI=0.97，TLI=0.95,RMSEA=0.07,SRMR=0.05，說明學(xué)業(yè)自我效能感具有良好的結(jié)構(gòu)效度。該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89。

2.2.4 數(shù)學(xué)成績(jī)

數(shù)學(xué)成績(jī)(ACH)采用全市統(tǒng)考的數(shù)學(xué)期末考試成績(jī)，滿分為100分。本次考試該樣本的平均分為64.271，標(biāo)準(zhǔn)差為18.39。

表1 模型擬合度檢驗(yàn)系數(shù)

2.3 數(shù)據(jù)分析

本研究采用SPSS 22.0和Mplus 7對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析與處理。測(cè)量變量的結(jié)構(gòu)效度采用驗(yàn)證性因素分析；采用Harman單因子檢驗(yàn)對(duì)共同方法偏差進(jìn)行事后統(tǒng)計(jì)控制；親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用及鏈?zhǔn)街薪樽饔茫捎肂ootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用自陳報(bào)告收集數(shù)據(jù),可能存在共同方法偏差。為了控制共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果的影響,本研究對(duì)各個(gè)測(cè)量問卷的題目設(shè)置了不同反應(yīng)語句(符合程度/等級(jí)/數(shù)量分?jǐn)?shù)等)。根據(jù)周浩和龍立榮(2004)的建議,使用Harman單因子模型法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的共同方法偏差程度。結(jié)果表明,特征值大于1的因子共有6個(gè),第一個(gè)因子解釋的方差為27.14%,遠(yuǎn)小于臨界值40%,說明各個(gè)變量不存在嚴(yán)重的同源偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感、數(shù)學(xué)成績(jī)變量?jī)蓛芍g均存在顯著正相關(guān)(r為0.25～0.46,p<0.01)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注:a家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、學(xué)業(yè)自我效能感、親子溝通均為驗(yàn)證性因素分析因子得分(標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù));b**p<0.01。

3.3 假設(shè)檢驗(yàn)

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)有顯著積極影響(β=0.44,p<0.01)，模型1得到證實(shí)。

模型1中加入親子溝通這一中介變量，如表1所示，模型擬合良好(χ2/df=4.82，p<0.01，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.06，SRMR=0.04)。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)親子溝通有顯著正向影響(β=0.488,p<0.01)，親子溝通對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)有顯著正向影響(β=0.11,p<0.01)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的直接效應(yīng)仍然顯著(β=0.29,p<0.01)，親子溝通在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)中的中介效應(yīng)顯著(效應(yīng)值為0.05，p<0.01，雙側(cè)95%的CI為[0.03,0.08])，中介率為24.75%，由此表明，親子溝通在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)之間起部分中介作用，模型2得到證實(shí)。

模型1加入學(xué)業(yè)自我效能感這一中介變量，如表1所示，模型擬合良好(χ2/df=5.37，p<0.01，CFI=0.91，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06)。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感有顯著正向影響(β=0.25，p<0.01)，學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)有顯著正向影響(β=0.22,p<0.01)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的直接效應(yīng)仍然顯著(β=0.38,p<0.01)，學(xué)業(yè)自我效能感在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)中的中介效應(yīng)顯著(效應(yīng)值為0.06，p<0.01，雙側(cè)95%的CI為[0.04,0.07])，中介率為26.96%。由此表明，學(xué)業(yè)自我效能感在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)之間起部分中介作用，模型3得到證實(shí)。

模型1中同時(shí)加入中介變量——親子溝通和學(xué)業(yè)自我效能感，如表1所示，模型擬合良好(χ2/df=5.84，p<0.01，CFI=0.91，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06)。路徑模型如圖1所示，親子溝通對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的直接影響不再顯著(β=0.06,p<0.01)，親子溝通和學(xué)業(yè)自我效能感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著(效應(yīng)值為0.02，雙側(cè)95%的CI為[0.02,0.03])，鏈?zhǔn)街薪槁蕿?5.19%。因此，親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)之間具有鏈?zhǔn)街薪樽饔茫Ｐ?得到證實(shí)。

圖1 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位-親子溝通-學(xué)業(yè)自我效能感-數(shù)學(xué)成績(jī)鏈?zhǔn)街薪槁窂綀D

4 結(jié)論與討論

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感均與數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)成績(jī)關(guān)系密切；親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感分別在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)之間起部分中介作用；親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感具有鏈?zhǔn)街薪樽饔?，學(xué)業(yè)自我效能感完全中介了親子溝通對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的影響。上述結(jié)論與家庭投資模型、家庭壓力模型相符：高家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)帶來豐富情感投資，有益于學(xué)生發(fā)展(Davis-Kean,2005)。親子溝通可以帶來雙向情感支持，減少低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)生成績(jī)的損害(褚安敏,2015)。同時(shí)佐證了社會(huì)認(rèn)知理論、自我決定理論與注意焦點(diǎn)理論：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位這一外部社會(huì)環(huán)境和親子溝通行為，是通過學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感這類自我系統(tǒng)因素，影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)(Bandura,1986)；親子溝通可以滿足子女基本心理需要，使孩子具有積極學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而提高自身的數(shù)學(xué)成績(jī)(Ryan & Deci，2000)；親子交流作為家庭積極事件，能夠改善學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能，進(jìn)而有益于學(xué)生數(shù)學(xué)成績(jī)(雷浩,徐瑰瑰,邵朝友,桑金琰,2015)。

上述結(jié)論表明，對(duì)父母而言，通過親子溝通為學(xué)生提供情感上的支持，能幫助其在學(xué)習(xí)過程中樹立信心，進(jìn)而改善學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)。家長(zhǎng)要重視親子溝通，讓親子關(guān)系穩(wěn)定發(fā)展。“與孩子交流學(xué)習(xí)問題”、“給孩子讀書或聽孩子朗讀”這類學(xué)術(shù)上親子溝通，可以幫助孩子增強(qiáng)認(rèn)知資源和活動(dòng)，不僅能讓學(xué)生在面對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)時(shí)更有信心、培養(yǎng)學(xué)習(xí)興趣，同時(shí)也會(huì)發(fā)展學(xué)生的認(rèn)知技能。通過“給孩子規(guī)定看電視/玩游戲的時(shí)間”、“與孩子一起觀看并討論電視節(jié)目”這類行為管理與引導(dǎo)的親子溝通，可以讓孩子更好地了解家長(zhǎng)的標(biāo)準(zhǔn)，也能夠及時(shí)得到雙向反饋(韓仁生,王曉琳，2009)。對(duì)于學(xué)生而言，盡管環(huán)境因素會(huì)很大程度影響和制約到個(gè)人發(fā)展，但并不會(huì)完全控制和塑造人的發(fā)展，人的能動(dòng)性在個(gè)人改變中具有主導(dǎo)性(Bandura,1997)。提升學(xué)業(yè)自我效能感有如下路徑：要為自己樹立明確而具體的階段性學(xué)習(xí)目標(biāo)，逐步看到自己在學(xué)習(xí)上所取得的進(jìn)步；要正確歸因成功與失敗，遇到學(xué)業(yè)暫時(shí)失敗要將其歸結(jié)為努力不夠或?qū)W習(xí)方法不當(dāng)?shù)瓤煽匦砸蛩?，而不是由于家庭貧困等不可控因素，相信以后通過努力或改進(jìn)學(xué)習(xí)方法一定能取得成功；最后要時(shí)刻保持開朗積極、樂觀向上的健康心態(tài),勇于面對(duì)困難、挫折和挑戰(zhàn),不逃避,不退縮,不輕言放棄(李艷麗,2009)。

本研究在檢驗(yàn)了親子溝通、學(xué)業(yè)自我效能感在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與數(shù)學(xué)成績(jī)之間的中介作用之上，提出合理預(yù)測(cè)并驗(yàn)證了二者所起到的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。以往研究以泛化的父母參與入手，導(dǎo)致中介作用驗(yàn)證有不一致結(jié)果(肖磊峰,劉堅(jiān),2017)，而本研究進(jìn)一步對(duì)父母參與內(nèi)容進(jìn)行細(xì)化，以家庭投資模型、家庭壓力模型為切入，驗(yàn)證了親子溝通的重要性。親子溝通，相較于物質(zhì)資源投入，并非完全局限于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，是低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位改善家庭教育的有效路徑。本研究的局限性主要體現(xiàn)在所使用的數(shù)據(jù)為八年級(jí)數(shù)學(xué)學(xué)科的橫斷數(shù)據(jù)。在未來的研究中，可以考慮縱向地追蹤學(xué)生的發(fā)展情況，檢驗(yàn)不同學(xué)科、不同學(xué)段的模型異同。同時(shí)，學(xué)校、班級(jí)因素在學(xué)業(yè)自我效能感、親子溝通對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)的影響存在某種調(diào)節(jié)作用，后續(xù)研究可以從更廣闊的視角探究家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就關(guān)系的內(nèi)在機(jī)制。

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