家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響：有調(diào)節(jié)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(xué)心理學(xué)院，廣 州 510631) (2 教 育部腦認(rèn)知與教育 科學(xué)重點實驗室（華南師范大學(xué)），廣 州 510631)(3 華南師 范大學(xué)心理應(yīng)用研 究中心，廣州 510631) (4 華 南師范大學(xué)廣東省 心理健康與認(rèn)知科 學(xué)重點實驗室，廣 州 510631)(5 廣東省廣州市天河 區(qū)教育局教研室，廣州 510000) (6 廣東省廣州 市海珠區(qū)教育發(fā)展 中心，廣州 510250)

1 引言

中華民族有重視家庭教育的優(yōu)良傳統(tǒng)。在當(dāng)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(zhì)生活、實現(xiàn)階層晉升的有效途徑（駱風(fēng),2005）。家長“望子成龍，望女成鳳”的美好期盼，往往會轉(zhuǎn)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(guān)于家長投入的作用也成為科研領(lǐng)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(tài)系統(tǒng)理論中，家庭是個體成長環(huán)境中最為核心的微觀系統(tǒng)，能對子女的生活、娛樂、學(xué)習(xí)產(chǎn)生重要的影響（Fredricks,Blumenfeld, & Paris, 2004）。然而，當(dāng)前研究對于家長投入的作用并未得到一致的結(jié)論，有研究者認(rèn)為家庭情境中的家長投入與子女的高學(xué)業(yè)成就關(guān)系密切（曾慶玉, 吳妮妮, 姚梅林, 2010），其他研究卻發(fā)現(xiàn)某些家長投入行為并未對子女產(chǎn)生積極作用（Johnson & Hull, 2014），甚至?xí)m得其反，產(chǎn)生消極影響（Patall, Cooper, & Robinson, 2008）。這些不一致的結(jié)果表明家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響可能是一個復(fù)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(fā)現(xiàn)某些家長過于關(guān)注子女的學(xué)習(xí)成績，但其投入所產(chǎn)生的效果不盡人意。有研究發(fā)現(xiàn)，家長投入通過影響子女的學(xué)習(xí)投入來促進子女的學(xué)業(yè)成就（張娜, 2012）。同時，家長教養(yǎng)風(fēng)格也引起了研究者的關(guān)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(yù)期，自主地尋求學(xué)業(yè)進步（顧紅磊, 劉君, 路曉英, 夏天生,2017）?？紤]到當(dāng)前家長投入研究結(jié)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(xué)業(yè)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(xué)習(xí)投入、家長教養(yǎng)風(fēng)格和子女學(xué)業(yè)成績的兩兩關(guān)系或其中三者關(guān)系進行探究，但是仍然缺少對四者之間關(guān)系的綜合性探究。此外，有研究者指出小學(xué)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(xué)高年級家長更愿意監(jiān)督、管控子女的學(xué)習(xí)（Wei, 2012）?？紤]到小學(xué)六年級學(xué)生不僅面臨即將升入中學(xué)的關(guān)鍵轉(zhuǎn)折期，而且處于皮亞杰認(rèn)知發(fā)展理論中的高級認(rèn)知思維發(fā)展的關(guān)鍵階段，本研究將以小學(xué)六年級學(xué)生為研究對象，對家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的作用機制，及其與家長教養(yǎng)風(fēng)格和子女學(xué)業(yè)投入的關(guān)系進行綜合性的深入探究。

1.1 家長投入與子女的學(xué)業(yè)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(xué)業(yè)成功而參與子女的教育過程（Fishel &Ramirez, 2005）。研究者認(rèn)為家長投入包含的內(nèi)容十分廣泛，如輔導(dǎo)和監(jiān)督子女學(xué)習(xí)、為子女提供學(xué)習(xí)材料、了解子女學(xué)校生活、陪同閱讀和制定學(xué)習(xí)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(biāo)（張瑞瑞, 2017）。如今，研究者開始嘗試整合家長投入的各種表現(xiàn)，例如李若璇等（2018）把多個維度的家長投入整合為單一指標(biāo)，探討其與學(xué)業(yè)投入的關(guān)系。但整合的家長投入與子女學(xué)業(yè)成就的關(guān)系仍有待研究。學(xué)業(yè)成績是衡量學(xué)業(yè)成就的重要指標(biāo)，本研究認(rèn)為家長投入能促進子女學(xué)業(yè)成績的提高，據(jù)此，本研究提出假設(shè)H1：家長投入對子女的學(xué)業(yè)成績有正向預(yù)測性。

1.2 學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響中的中介作用

學(xué)習(xí)投入（academic engagement）是指學(xué)生對學(xué)習(xí)的參與程度以及學(xué)習(xí)過程中的情緒體驗，其作為學(xué)業(yè)動機和學(xué)業(yè)表現(xiàn)的有效預(yù)測指標(biāo)，受到了高度關(guān)注（Galla et al., 2014；Skinner, Furrer, Marchand, &Kindermann, 2008）。學(xué)習(xí)投入可以正向預(yù)測青少年的學(xué)業(yè)成就，負(fù)向預(yù)測輟學(xué)率（Furrer & Skinner,2003）。Skinner 和Belmont（1993）發(fā)現(xiàn)，在學(xué)習(xí)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(xué)習(xí)投入會受到家長投入的影響，家長在子女學(xué)習(xí)上的投入程度，能夠預(yù)測其學(xué)習(xí)投入水平（Marks, 2000）。Cheung 和Pomerantz（2015）發(fā)現(xiàn)，家長對子女學(xué)業(yè)的投入既能提高子女的學(xué)習(xí)投入，也能提高其學(xué)業(yè)成就。有研究表明長輩在學(xué)業(yè)方面的投入需要通過個體的學(xué)習(xí)投入才能轉(zhuǎn)化為成績的提升，例如，高中生學(xué)業(yè)勤奮度在家庭教育對學(xué)業(yè)成績的影響中起部分中介作用（雷浩, 劉衍玲, 田瀾, 2012）。學(xué)業(yè)勤奮度屬于子女的學(xué)習(xí)投入，而家庭教育是長輩的學(xué)業(yè)投入。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H2：家長投入對子女的學(xué)習(xí)投入有正向預(yù)測性，子女的學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響中起中介作用。

1.3 家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

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

家長教養(yǎng)風(fēng)格作為重要的家庭情境因素之一，在家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系中的作用被研究者所關(guān)注與認(rèn)可（Darling & Steinberg, 1993）。Darling和Steinberg 發(fā)現(xiàn)家長教養(yǎng)風(fēng)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(diào)查發(fā)現(xiàn)，自主支持教養(yǎng)風(fēng)格的家長中，家長投入的某些維度能夠正向預(yù)測其子女學(xué)習(xí)投入，但在控制教養(yǎng)風(fēng)格的家長中該預(yù)測關(guān)系不顯著。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H3：家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系受家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)節(jié)，即積極的教養(yǎng)風(fēng)格能夠促進家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的正向作用，而消極的教養(yǎng)風(fēng)格則會削弱該作用。

本研究假設(shè)有調(diào)節(jié)的中介模型如圖1 所示。

圖1 有調(diào)節(jié)的中介模型

2 研究方法

2.1 被試

數(shù)據(jù)來源于廣州市中小學(xué)基礎(chǔ)教育質(zhì)量陽光評價項目，該項目于2016 年10 月，按學(xué)校層次（優(yōu)秀、一般、較差）對廣州市11 個區(qū)的小學(xué)進行分層整群抽樣，共選取315 所小學(xué)作為取樣學(xué)校，以班級為單位對六年級學(xué)生及其家長進行調(diào)查，最終獲得1628 名學(xué)生（平均年齡12.43±0.55歲，男生890 名）及其家長的有效數(shù)據(jù)。

2.2 研究工具

2.2.1 家長投入調(diào)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(xué)業(yè)目標(biāo)，選擇課程，制定升學(xué)和就業(yè)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(jù)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(nèi)部一致性系數(shù)為0.93，學(xué)習(xí)投入、活動投入和情感投入三個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.86、0.85，效度擬合指標(biāo)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(yǎng)風(fēng)格調(diào)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(jù)因子分析的結(jié)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(yè)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(jù)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(yǎng)風(fēng)格。問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87，效度擬合指標(biāo)為χ2/df=8.82，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07。

2.2.3 六年級學(xué)生學(xué)習(xí)投入調(diào)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(jù)因子分析的結(jié)果對問卷進行修訂，最終獲得9 道題目（如“我養(yǎng)成了愛思考的學(xué)習(xí)習(xí)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(xué)生根據(jù)自己的實際情況回答，得分越高說明學(xué)習(xí)投入越充分。問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82，效度擬合指標(biāo)為χ2/df=9.28，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07。

2.2.4 六年級學(xué)生學(xué)業(yè)成績

（1）六年級學(xué)生閱讀素養(yǎng)測試

試卷由陽光評價項目組參考國際閱讀素養(yǎng)測評項目（PISA、PIRLS）的測評框架體系編制。試卷由文學(xué)類和信息類兩種文本類型組成，考察了學(xué)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(rèn)為他應(yīng)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(yīng)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(fù)義C.故態(tài)復(fù)萌D.狡猾多變”），共有33 道題目，均為單項選擇題。整卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.74。

（2）六年級學(xué)生數(shù)學(xué)能力測試

試卷是由陽光評價項目組參考國際數(shù)學(xué)和科學(xué)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(nèi)容（數(shù)與代數(shù)、幾何與圖形、統(tǒng)計與概率）和三個認(rèn)知維度，即理解（如“方程的解是”）、推理（如“已知，則A代表的數(shù)是”）和應(yīng)用（如“一個圖書架分上、下兩層，共放了240本書，下層本數(shù)是上層的3 倍。如果設(shè)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(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS22.0 進行初步分析。采用Mplus7.1進行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗，分為兩部分：（1）檢驗子女學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績影響中的中介作用；（2）檢驗家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入、學(xué)業(yè)成績關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

3 結(jié)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(jié)果表明，家長的作答數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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(biāo)準(zhǔn)，表明本研究不受共同方法偏差的影響。

3.2 變量的描述統(tǒng)計分析結(jié)果

由表1 可看出，家長投入、家長教養(yǎng)風(fēng)格、子女學(xué)習(xí)投入和子女學(xué)業(yè)成績之間均呈顯著的正相關(guān)。

表1 各變量的相關(guān)關(guān)系

3.3 中介模型檢驗

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

3.4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

采用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法（latent moderate structural equations, LMS）（方杰, 溫忠麟, 2018）檢驗家長教養(yǎng)風(fēng)格在家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

圖2 子女學(xué)習(xí)投入對家長投入與子女學(xué)業(yè)成績關(guān)系的中介作用

首先對不含調(diào)節(jié)項的基準(zhǔn)模型進行檢驗，結(jié)果表明，基準(zhǔn)模型各擬合指標(biāo)均符合測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)（χ2/df=8.44, CFI=0.85, TLI=0.84, RMSEA=0.07）。隨后檢驗包含潛調(diào)節(jié)項的調(diào)節(jié)模型，結(jié)果表明，相比于基準(zhǔn)模型，包含潛調(diào)節(jié)項的調(diào)節(jié)模型的AIC 值減少了2.72（基準(zhǔn)模型: AIC=192285.55; 潛調(diào)節(jié)模型: AIC=192282.83）。這說明潛調(diào)節(jié)模型相比基準(zhǔn)模型擬合得更好。調(diào)節(jié)項對子女學(xué)習(xí)投入的預(yù)測作用顯著（β=0.28,p＜0.001），根據(jù)系數(shù)乘積法，調(diào)節(jié)效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.01, 0.03]，不包含0，說明家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，支持了假設(shè)H3。

最終模型圖如圖3 所示。

本研究發(fā)現(xiàn)中介模型中，家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)節(jié)家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系，交互效應(yīng)見圖4?？梢园l(fā)現(xiàn)，總體而言，當(dāng)家長教養(yǎng)風(fēng)格得分較低時，家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的影響比較??；而隨著家長教養(yǎng)風(fēng)格得分的提升，家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的影響增大。

綜上，本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介模型得到支持，子女的學(xué)習(xí)投入在家長投入與子女的學(xué)業(yè)成績之間起完全中介作用，家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)節(jié)了這一中介效應(yīng)的前半路徑。

4 討論

4.1 家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，家長投入能預(yù)測子女的學(xué)業(yè)成績，這與前人研究一致。有研究認(rèn)為，家長的角色建構(gòu)和身份認(rèn)同會激發(fā)他們對子女的責(zé)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(biāo)簽”作用會提升子女在學(xué)業(yè)表現(xiàn)及學(xué)業(yè)發(fā)展上積極的認(rèn)知和評價，進而間接影響其發(fā)展（孫浩, 徐夫真, 劉宇鵬, 崔偉,2018）。當(dāng)子女面臨學(xué)習(xí)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(chǎn)生成績趨近目標(biāo)（Régner, Loose, & Dumas, 2009）。本研究表明，有效的家長投入能夠?qū)ψ优膶W(xué)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極的影響。

4.2 子女學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績影響的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，子女學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響中起完全中介作用，豐富了以往關(guān)于家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的研究。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，家長投入的作用是通過子女的主動接受、加工而實現(xiàn)的（Grolnick, Friendly, & Bellas, 2009）。如果家長的投入能夠使子女認(rèn)同、內(nèi)化家長的期望，子女會改變學(xué)習(xí)態(tài)度，投入更多時間和精力，子女更可能獲得好的學(xué)業(yè)成績（Schaufeli, Salanova,González-Romá, & Bakker, 2002）。

圖3 家長教養(yǎng)風(fēng)格對中介模型的調(diào)節(jié)作用

圖4 家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)

但是，當(dāng)考慮子女學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)后，家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的直接效應(yīng)變得不顯著。這表明依靠家長投入本身提升子女的學(xué)業(yè)成績并不是一蹴而就的簡單直接過程。建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論把學(xué)習(xí)看作是個體建構(gòu)知識的過程，學(xué)習(xí)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(gòu)知識的意義（Misra & Prakash, 2012）。本研究識別了子女學(xué)習(xí)投入的完全中介作用，研究結(jié)果支持建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論，即只有當(dāng)家長投入有效促進了子女的學(xué)習(xí)投入后才能實現(xiàn)學(xué)業(yè)成績的提升；如果未能有效引起子女切實的學(xué)習(xí)投入，會出現(xiàn)家長投入大量資金、精力卻收效甚微的現(xiàn)象（馬虹等,2015）。由于親子關(guān)系等方面的不同，家長投入往往表現(xiàn)出不同的特點，并由此導(dǎo)致家長投入質(zhì)量的差異，家長投入應(yīng)該尊重與支持地引導(dǎo)子女（曾慶玉等, 2010）。當(dāng)家長充滿愛意時，家長投入往往會給子女帶來理想的發(fā)展。而家長情感消極時可能會削弱子女的學(xué)習(xí)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(yǎng)風(fēng)格的作用。

4.3 家長教養(yǎng)風(fēng)格在家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系路徑有調(diào)節(jié)作用，積極的教養(yǎng)風(fēng)格有利于促進家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的正向影響，而消極的教養(yǎng)風(fēng)格則會削弱這種影響。這與前人的研究結(jié)果一致，采用積極的教養(yǎng)風(fēng)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(rèn)同家長的幫助，從而轉(zhuǎn)化為積極的學(xué)習(xí)投入（Ryan &Deci, 2000）。反之，消極的教養(yǎng)風(fēng)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(fā)現(xiàn)，中職生家長采用控制的教養(yǎng)風(fēng)格，削弱了其子女的自主性，導(dǎo)致家長投入的收效甚微。這可能是因為家長教養(yǎng)風(fēng)格作為一種外部環(huán)境因素，在滿足子女的心理發(fā)展需求方面起到不可替代的作用，而心理需要的滿足是學(xué)習(xí)內(nèi)在動力的重要來源（Wang & Eccles, 2012）。此外，雖然有研究表明家長教養(yǎng)風(fēng)格具有穩(wěn)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(yǎng)習(xí)慣和相處模式，營造獨立自主、平等溝通的氛圍，創(chuàng)設(shè)條件來發(fā)揮家長投入對子女學(xué)習(xí)成長的積極作用。

5 結(jié)論

（1）家長投入能正向預(yù)測子女的學(xué)業(yè)成績；（2）在家長投入與子女學(xué)業(yè)成績的關(guān)系之間，子女的學(xué)習(xí)投入起完全中介作用；（3）家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系路徑有調(diào)節(jié)作用，即積極的教養(yǎng)風(fēng)格有利于促進家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的正向影響，而消極的教養(yǎng)風(fēng)格則會削弱這種影響。