父母教育期望对四年级学生数学成就的影响：多重中介效应分析

王烨晖　张缨斌　辛涛

摘要 以我国西部2745名四年级学生为被试，探究父母教育期望与学生数学成就的关系。结果如下：（1）父母教育期望正向预测学生的数学成就；（2）学生的自我期望、数学学习动机和数学焦虑起积极的中介作用，学习动机-数学焦虑起消极的链式中介作用；（3）父母教育期望对学生数学成就的影响存在民族差异，汉族群体父母教育期望对学生自我期望的预测作用小于少数民族群体，但对学生学习动机的预测作用大于在少数民族群体。

关键词 父母教育期望，自我教育期望，学习动机，数学焦虑，数学成就。

分类号 G44

1引言

家庭是儿童成长最重要和基本的环境。父母教育期望（parent"s educational aspirations）是影响儿童发展的重要家庭因素之一，它指父母希望孩子获得的受教育水平（Yamamoto&Holloway;，2010）。父母教育期望对学业成就有重要影响（Strand，201l；Zhang，Haddad，To～es，&Chen;，2011），甚至是家庭因素中对学业成就预测作用最强的一个（Jeynes，2007）。相较于低水平的父母教育期望，高水平父母教育期望的学生学业成就更好，能达到更高的教育水平（Davis-Kean，2005；Pearce，2006）。但父母教育期望并不直接影响学生学业的发展，而是通过例如父母投入等一系列中介因素起作用（sv&Schulenberg;，2005）。教育期望高的父母会投入更多时间到儿童的教育中，例如辅导功课、与教师沟通。已有研究较多探讨的是外部因素的中介作用，从学生自身的角度考察个体特征的中介机制研究较少。而社会认知理论认为，外部因素可通过作用于内部因素影响到个体的行为表现（Bandura，1997）。

自我教育期望作为儿童的个体特征，在父母教育期望和学业成就之间起重要作用。大量研究表明父母教育期望在儿童自我教育期望形成和发展过程中具有重要作用（Goyette&Xie;，1999；Rutchick，Smyth，Lopoo，&Dusek;，2009）。Goyette和Xie（1999）发现，在控制种族、家庭社会经济地位、父母受教育水平和学业成就等因素的条件下，父母教育期望能解释自我教育期望40%的变异。Rutchick等人（2009）的研究表明，子女6岁时的父母教育期望与子女13岁时的自我期望密切相关，并且自我期望在父母教育期望与学业成就之间起中介作用，在控制了人口学变量和子女之前的学业成就后仍然如此。

父母教育期望反映了父母对教育的重视程度，在亲子交流过程中，儿童可能把父母重视教育的价值观念内化，当成一个规范或标准来要求自己，激发自己的学习动机。自我实现预言理论也认为，父母对儿童未来成就的期望会提高儿童的自我动机，从而促使儿童努力获得较高成就（Reitzes&Mutran;，1980）。父母的教育期望也可能作为一种外在驱力促使儿童去达到父母的要求（Fan&Williams;，2010）。因此，儿童的学习动机可能是父母教育期望与学业成就之间的中介变量。

但若父母教育期望过高，带给学生太大压力，可能导致学习焦虑水平上升。而大量的研究都表明学习焦虑对学业成就有着不利影响（Macher，Paechter，Papousek，&Ruggeri;，2012；Wu，Barth，Amin，Malcarne，&Menon;，2012）。因此學习焦虑也可能是父母教育期望与学业成就之间的中介变量。同时，动机过强也会使学生的焦虑水平上升（Essau，Leung，Conradt，Cheng，&Wong;，2008；Khalaila，2015），学习动机学习焦虑可能作为一条中介链在父母教育期望与学业成就之间起作用。

父母教育期望对学业成就的影响存在族群和文化差异（sv&Schulenberg;，2005）。Yama—moto和Holloway（2010）指出，这种差异体现在父母教育期望影响学业成就的中介路径上。例如，相较亚裔美国家庭，在欧裔美国家庭中，父母投入在父母教育期望与儿童学业成就之间起更强的中介作用（sv&Schulenberg;，2005）。我国是个多民族国家，汉族与少数民族的文化风俗不同，教育观念也存在差异。董莉、陈尚宝和闻素霞（2009）研究表明，少数民族父母比汉族父母更倾向认为儿童的学习是一种自然的发展，不需要自己过多管教。因而，少数民族家庭中，学生的自我教育期望、学习动机和学习焦虑可能更不易受父母教育期望的影响。

本研究以小学生为研究对象，采用结构方程建模的方法考察自我教育期望、数学学习动机和数学学习焦虑在父母教育期望与数学成就关系中的作用和机制，分析这种机制是否存在汉族和少数民族间的差异。综合以上分析，本研究假设：（1）儿童的自我教育期望、数学学习动机和数学学习焦虑在父母教育期望与儿童数学成就之间起中介作用，数学学习动机一学习焦虑起链式中介作用，假设模型见图1；（2）父母教育期望影响儿童数学成就的中介路径存在民族差异。父母教育期望对儿童自我教育期望、数学学习动机和数学学习焦虑的预测作用，在少数民族家庭中比在汉族家庭中更弱。

2研究方法

2.1研究对象与施测

研究对象为西部五省的2885名小学4年级学生，有效样本量为2745。其中汉族学生1125名（男生604名，女生521名），少数民族学生1620名（男生838名，女生782名）。平均年龄10.1岁，标准差为0.9。

测试流程为：主试进入教室，向学生说明研究目的，然后读指导语。学生先作答45分钟数学成就测验，休息10分钟后，再作答背景问卷。

2.2研究工具

2.2.1教育期望

父母教育期望。单题，改编自Zhang等人（2011）的研究中测量父母教育期望的题目。对原题做了修改，使之适应我国的教育体系。题干为“父母亲希望我上学上到”，选项及对应分值为：1=小学，2=初中，3=高中（包括职高和中专），4=大学（包括大专和本科），5=研究生（包括硕士和博士）。此外还有一个选项为“不清楚”，选择该选项的被试，本题的作答会被视为缺失。

自我教育期望。单题，改编自Zhang等人（2011）用于测量学生教育期望的题目。对原题做了修改，使之适应我国的教育体系。题干为“我希望我上学上到”，选项及计分方式同父母教育期望。

2.2.2数学学习动机

数学学习动机量表改编自PISA2012数学学习动机量表（OECD，2014），考察学生学习数学的动机水平。量表共6道4级计分题（1=非常不同意，4=非常同意），4道原题，2道新题。为使量表适合施测于4年级学生，修改了原题的措辞。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.73，验证性因素分析表明量表拟合良好（x²/df=7.57，RMSEA一0.05，CFI=0.97，TLI=0.94）。在结构方程模型（SEM）中作为潜变量处理。

2.2.3数学学习焦虑

数学学习焦虑量表改编自PISA2012数学焦虑量表（OECD，2014），考察学生学习数学时的焦虑水平。量表共3道4级计分题（1=非常不同意，4=非常同意），修改了原题的措辞以使之适合施测于4年级学生。本研究中，该量表内部一致性系数为0.60，验证性因素分析表明量表拟合良好（X²/df=0，RMSEA 0.00，CFI=1.00，TLI=1.00）。在SEM中作为潜变量处理。

2.2.4数学成就

根据《义务教育阶段数学课程标准》由一线教师和教育测量专家共同编制数学成就测验，从数与代数、空间与图形、统计与概率、实践与综合应用四个内容方面对学生的数学能力进行测查。测验共23道选择题，内部一致性系数为0.80。邀请两位数学学科教育专家和三位从事小学数学教学实践的专家对试题取样的代表性作出评价，得到的内容效度指数（S-CVI/AVE）为0.93。试题难度（通过率）均值为0.55；区分度（题总相关系数）均值为0.34。采用项目反应理论的三参数模型（3PL model）估计，将估计值转化为均分为500，标准差为100的量尺分数作为度量值。

2.2.5家庭环境

家庭环境在SEM中作为潜变量处理，由父母受教育水平、家庭拥有物、家庭藏书量三个指标构成：父母受教育水平取父母受教育水平的最高值作为度量值；家庭拥有物指标反映了家庭财富，共8道题，内部一致性系数为0.70，以总分为度量值。

2.3数据分析

使用的统计软件为SPSS 18.0、flexMirt3.0和Mplus 7.11。

3结果

3.1共同方法偏差检验

本研究对可能存在的共同方法偏差采用了程序控制和Harman单因素检验。数据收集时强调此次收集的数据仅用于学术研究和协助学校改进教学，资料绝对保密。Harman单因素检验的结果表明，共有3个因子的特征根值大于1，且第一个因子解释的变异量只有23.36%，小于临界值40%，表明本研究的共同方法偏差问题并不严重。

3.2描述性统计和相关分析

使用学习动机问卷和数学焦虑问卷各自的题目均分做描述性统计和相关分析。各研究变量描述统计和相关矩阵如表1所示。数学成就、父母教育期望、自我期望和學习动机两两正相关，数学成就、父母教育期望与数学焦虑均为负相关，学习动机与数学焦虑正相关，均在0.001水平上显著。

3.3中介效应分析

以学生的性别、民族、家庭环境为控制变量，应用SEM检验父母教育期望对数学成就的影响，采用极大似然法对结构方程模型进行估计和表1

各研究变量的描述统计和相关分析结果检验。模型拟合指标是：x²/dd=3.55，RMSEA=0.03，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.03，结果显示数据对模型拟合良好（温忠麟，侯杰泰，马什赫伯特，2004）。图2给出了中介模型。父母教育期望对数学成就的直接效应显著，标准化路径系数y=0.12（t=4.44，p<0.001）。父母教育期望能显著正向预测自我期望（y=0.65，t=49.92，p<0.001）、学习动机（y=0.20，t=8.18，p<0.001），而自我期望、学习动机能正向预测数学成就（y=0.10，t-4.01，p<0.001；y=0.23，t=9.68，p<0.001），表明自我期望、学习动机可能在父母教育期望与数学成就之间起积极的中介作用。父母教育期望负向预测数学焦虑（y=-0.13，t=-4.54，p<0.001），而数学焦虑负向预测数学成就（y=-0.24，t=-8.48，p<0.001），表明数学焦虑可能在父母教育期望与数学成就之间起积极的中介作用，这一点超出预期。此外，学习动机能正向预测数学焦虑（y=0.18，t=5.46，p<0.001），表明学习动机一数学焦虑可能是一条中介链。中介模型对数学成就变异的解释率为15.1%。

用Bootstrap法重复抽样3000次计算相关的中介效应（方杰，温忠麟，张敏强，孙配贞，2014）。表2给出了中介效应值及95%的偏差校正区间。所有中介效应均显著（p<0.001），其中自我期望的中介作用最强，效应值为0.07，95%的偏差校正区间为[0 -4，0.09]；学习动机的中介效应值为0.05，95%的偏差校正区间为[0.03，0.06]；数学焦虑的中介效应值为0.03，95%的偏差校正区间为[0.02，0.05]；学习动机一数学焦虑的中介作用最弱，效应值为0.01，95%的偏差校正区间为[0.01，0.011。

3.4多样本比较

采用结构方程模型多组比较，考察中介模型对于汉族学生群体和少数民族学生群体是否存在差异。嵌套模型的检验过程见表3。结果表明，在父母教育期望与自我期望的路径上，汉族学生的标准化系数（y 0.60）显著小于少数民族学生的（y=0.67），与预期不符；在父母教育期望与学习动机的路径上，汉族学生的标准化系数（y=0.24）显著大于少数民族学生的（y=0.18），符合预期。父母教育期望与数学焦虑的路径不存在民族差异。