家学长业学成习绩参的与关和系中研小究学＊生——基于亲子关系和学习自信心的有中介的调节模型分析

李佳哲 胡咏梅

（北京师范大学教育学部，北京 100875）

一、引言

《科尔曼报告》基于大规模的调研发现，家庭是影响青少年学业成绩的主要因素。该报告在美国和全世界都产生了重要影响，使得各国政府、中小学校以及校外教育机构开始重视家长的教育参与（姚岩，2019）。 不少国外研究表明，家长参与学校教学与管理，促进了子女的技能发展、潜能开发以及动机激发，对子女从学前到高中毕业期间的学习成绩产生了积极的影响（张旺，2001）。自20 世纪80 年代起，家长教育参与在我国逐渐受到重视，如上海的家长义工队伍，江西全省层面的家校合作制度，以及基于“互联网+”形成的网络家校协作体等（姚岩，2019）。全国妇联和教育部等9 部门印发《关于指导推进家庭教育的五年规划（2016—2020）》，2021 年3 月《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和 2035 年 远景 目标纲要》第五十章强调加强家庭教育。家庭教育已然成为新时代提高教育质量、推进教育现代化、建设人力资源强国的重要举措。帮助家长树立正确的教育观念、掌握专业的教育知识、运用科学的教育方法，是当前落实家庭教育新政策的重要路径。依据重要他人理论（Significant Others Theory），在中小学生的学习过程中，家长作为其重要他人，对子女学习产出的重要影响不容忽视。但目前关于家长教育参与对子女学业成绩的影响机制的实证研究尚很少见，尤其缺乏家长学习参与、亲子关系以及子女学习自信心是如何影响子女学业成绩的研究，以及缺乏探讨不同学段的学生家长的学习参与对子女学业成绩影响的异质性研究。因此，本文利用北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心在中部某省会城市开展的“区域教育质量监测”项目数据尝试回答上述问题。

二、文献综述与研究假设

（一）家长学习参与的概念

学术界对家长参与这一概念尚无统一的界定。有学者指出家长参与主要指家长在家庭或学校中做出的旨在促进子女发展的多种行为（Seginer，2006）。LaRocque（2011）等认为，家长学习参与是家长对子女教育的投资，是家庭社会资本的重要表现形式。国内外不少学者参考科尔曼（Coleman，1988）的经典定义，按照家长参与活动发生的场域将家长参与分为以家庭为基础的参与和以学校为基础的参与。其中，以家庭为基础的参与包括在家督促和鼓励子女学习、检查作业、与子女交流学校发生的事情等。以学校为基础的参与包括与教师进行沟通、参加家长会、参加班级志愿活动以及学校举办的大型活动等（Epstein，1987；李晓晗，郑磊，2017）。有研究认为，家长以家庭为基础的参与和以学校为基础的参与，二者存在本质差异，要区分对待（Boonk，Gijselaers，Ritzen，et al.，2018）。梁文艳等（2018）将家长参与分为直接学习参与、情感参与和文化参与三类。本研究聚焦家长学习参与，特指在家发生的家长参加子女学习相关的活动。

（二）关于家长学习参与和子女学业成绩的关系的研究

依据生态系统理论，家庭作为与个体紧密联系的重要“微观系统”，会对青少年发展产生影响。系列实证研究与元分析发现，中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间存在中低程度的显著正相关（Stright，Yeo，2014；Wilder，2014；张云运等，2015）。但也有部分研究并未发现二者存在显著的相关关系（Hill，Castellino，Lansford，et al.，2004；Perkins，Syvertsen，Mincemoyer，et al.，2016）。还有一些研究发现，高频率的家长学习参与对子女的学业成绩存在消极影响（Jeynes，2005；Jeynes，2007；Hill，Tyson，2009）。

总之，目前有关家长学习参与和子女学业成绩之间关系的研究结论仍存在不一致性。这可能和缺乏普遍接受的理论分析框架有关，也可能和家长参与概念本身缺乏普遍的操作性定义有关（Bakker，Denessen，2007）。此外，Boonk 等（2018）总结了75 项有关家长参与的研究后认为，现有研究缺乏对不同年龄段或学段学生家长参与效果的异质性分析。直接的家长学习参与，如指导子女学习在儿童教育早期收益最大。但随着儿童年龄增长，对于家长来说，更重要的是创设利于子女学业成功的情境，以激发子女的学习动机。李波（2018）也认为家长参与对子女学业成绩的影响会因教育阶段的不同而存在异质性，父母对子女学习过程的干预对心智发育尚不健全的低年级学生更为重要，而高年级学生心智发展较为成熟，有独立思考能力和明显的行为偏好，不易被家长的建议和命令所左右。Hango（2007）的研究发现，家长参与可以作为一种社会资本削弱社会经济地位不利对子女发展的不利影响，且在子女年龄较小时进行干预的影响更大。因此，本研究将分别对小学生、初中生家长学习参与对子女学业成绩的影响及作用机制问题进行探究。

（三）研究假设

1. “倒U 型”关系

虽然家长参与通常被认为促进了子女的社会性发展、情感发展和学业成绩的提升（Green，Walker，Hoover-Dempsey，et al.，2007），但当前对家长学习参与的测量，主要是依据家长特定行为出现的频次。已有研究大多检验家长学习参与和子女学业成绩之间呈线性相关（Castro，Expósito-Casas，López-Martín，et al.，2015；Hill，Castellino，Lansford，et al.，2004），但Pomerantz 等（2007）和Silinskas 等（2013）指出，家长学习参与并非越多越好，低质量的学习参与可能发挥消极作用。Wei（2012）的研究也发现，中国小学高年级学生家长过多的学习辅导和物质投入对小学生的学业成绩有消极影响。但上述研究并未检验家长学习参与和子女学业成绩之间的非线性关系。因此，我们提出研究假设1：

H1a：小学生家长学习参与和子女的学业成绩之间呈现“倒U 型”关系。

H1b：初中生家长学习参与和子女的学业成绩之间呈现“倒U 型”关系。

2. 亲子关系的调节作用

罗良等（2014）认为，家长学习参与不是越多越好，低质量的参与无法发挥其应有的积极作用。他们总结高质量的家长参与特征之一是孩子能够充分感知到并且情感上愿意接受的。Coleman（1988）认为，家庭社会资本嵌入于家庭成员尤其是家长与子女之间的关系中，良好的代际互动关系是子女从家长的经济资本、人力资本优势中获益的前提。家长参与作为一种重要的家庭社会资本，良好的亲子关系在家长参与的积极作用的发挥过程中起到“孵化器”的作用（刘保中，张月云，李建新，2015）。因此，良好的亲子关系将更可能使得中小学生家长学习参与对子女的学业成绩产生积极影响。如果亲子关系较差，这种积极影响将被削弱甚至出现消极影响。因此，我们提出研究假设2：

H2a：亲子关系在小学生家长学习参与和子女的学业成绩的关系中发挥调节作用。

H2b：亲子关系在初中生家长学习参与和子女的学业成绩的关系中发挥调节作用。

3. 学习自信心的中介作用

家长参与过程模型（Parental Involvement Process Model）认为，家长参与不会对子女学业成绩产生直接的影响，但是会提升子女的学业自我效能感和学习内部动机等（Hoover-Dempsey，Green，Whitaker，2010）。认知影响模型（Cognitive-affect Model）也认为，学生主观自评的认知能力信念（Cognitive Ability Beliefs）在家长对其学业成绩的影响中发挥中介作用（Phillipson，Phillipson，2012）。国外部分实证研究已经对学生学习自信心或效能感在家长学习参与和子女学业成绩之间的中介作用进行探讨（Choi，Chang，Kim,et al,2015;You，lim，No,2016）。目前尚未发现有研究对中国中小学生学习自信心在家长学习参与和子女学业成绩之间的中介作用进行检验。本研究学习自信心指学生在学习过程中对自己的能力、目标、潜能等各方面的积极肯定的心理体验（朱巨荣，2014）。依据情绪安全性假说，良好的亲子关系能够满足中小学生非认知能力发展所需要的情感支持，从而促进他们更勇敢、开放地探索外界事物（Davies，Cummings，1994）。学习自信心作为中小学生重要的学习品质发展指标，亲子关系的和谐程度也可能影响家长学习参与对子女学习自信心的影响。因此，我们提出研究假设3 和假设4：

H3a：小学生学习自信心在家长学习参与和子女学业成绩之间发挥中介作用。

H3b：初中生学习自信心在家长学习参与和子女学业成绩之间发挥中介作用。

H4a：亲子关系在小学生家长学习参与和子女学习自信心的关系中发挥调节作用。

H4b：亲子关系在初中生家长学习参与和子女学习自信心的关系中发挥调节作用。

三、研究设计及方法

（一）数据来源

本文所使用的数据来自北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心与中部某省会城市合作开展的“区域教育质量监测”项目。2016 年10 月，项目组对该市五年级、九年级学生的发展现状进行普测。五年级学生参加语文、数学、科学测试，九年级学生参加语文、数学、科学、英语、人文测试，同时填写心理健康、品德行为、影响因素等相关调查问卷。该市471 所小学的65835 名五年级学生，233 所中学的49186 名九年级学生参加测试和问卷调查。

（二）测量工具

1. 家长学习参与量表

“区域教育质量监测”项目参考PISA、TIMSS 等项目，将家长参与分为家长参与子女生活、家长参与子女学习两个维度。本研究仅关注家长学习参与这一维度，包括“家长问我在学校学习了什么”“与家长讨论学校的事情”“家长检查我是否完成了作业”“家长询问我的学习成绩”4 个题项。采用“从不或几乎从不”“每学期1—3 次”“每月1—3 次”“每周1—3 次”“每天或几乎每天”五级计分。内部一致性分析结果表明，小学生和初中生家长学习参与量表的Cronbach’s α 值分别为0.777 和0.848；经过验证性因子分析，小学模型拟合指标：CFI 为1.000，TLI 为0.999，RMSEA 值为0.012；初中模型拟合指标：CFI 为0.991，TLI 为0.974，RMSEA 值为0.086；表明该量表具有较高的内部一致性和结构效度。

2. 亲子关系量表

Furman & Buhrmester（1985）基于社会需要和社会供给理论编制的社会关系网络问卷（the Network of Relationships Inventory）较为全面地考察了个体与其重要他人如家长、老师、朋友等的关系状况。“区域教育质量监测”项目参考该量表，最终形成的亲子关系量表包括“你对你和家长的关系感到满意吗？”“你会和家长分享心里的秘密和个人感受吗？”等11 个题项。本研究将其处理为单一维度。内部一致性分析结果表明，小学生和初中生亲子关系量表的Cronbach’s α 值分别为0.998 和0.999；经过验证性因子分析，小学模型拟合指标：CFI 为0.998，TLI 为0.996，RMSEA 值为0.051；初中模型拟合指标：CFI 为0.977，TLI 为0.965，RMSEA 值为0.067；表明该量表具有较高的内部一致性和结构效度。

（三）模型的设定

1. HLM 模型

由于本研究数据为分层抽样数据，具有学生、学校等多个层次，数据的嵌套特性适合使用HLM 模型以获得更为精确的估计。本文选择了教育生产函数研究中通常包含的学校层面的变量，如学生的平均家庭经济地位、生师比、教师中具有高级职称的比例作为控制变量（Hanushek E.A.，1997；胡咏梅、杜育红，2009）。在学生个体层面，通过数据分析发现，针对不同特征的中小学生，如不同性别、是否独生子女、是否来自完整家庭、是否为住校生，家长的学习参与频次与子女学业成绩均存在显著差异（下文将详细说明），因而本文将上述学生个体层面的变量作为控制变量。此外，本文在个体层面还控制了学生学习压力变量。这里学习压力指由于父母对子女学习期望过高而导致的学生的学习压力。Wisconsin 模型关注家庭因素对学生教育影响过程中父母教育期望及子女自我教育期望的影响（Sewell et al.，2004）。大量研究证实，父母教育期望高的学生学业成绩更好（Pearce，2006；王甫勤，时怡雯，2014），但也有研究指出父母教育期望过高，带给学生太大压力，可能导致学生学习焦虑水平上升，进而不利于学生的学业表现（王烨晖，张缨斌，辛涛，2018）。因此，本文将学生由于父母教育期望过高导致的学习压力作为控制变量。为此，我们设定学校、个体两水平模型如下：

第一水平模型为学生个体水平，第二水平模型为学校水平。Scoreij表示第j个学校的第i名学生的学业成绩；PLI 表示家长的学习参与频次（连续变量）；PCR 表示亲子关系（连续变量）；CON表示学生的学习自信心①（连续变量）；PPR表示学生的学习压力（连续变量）；GEN表示学生的性别（1=女，0=男）；SIN表示是否来自完整家庭（1=是，0=非）；ONL表示是否独生子女（1=是，0=非），LSC表示是否为住校生（1=是，0=非）。SESj表示第j所学校学生的平均家庭经济地位（连续变量）；STRj表示第j 所学校的生师比（连续变量）；SENj表示第j所学校教师中具有高级职称的比例（连续变量）。

2. 路径分析模型

本研究利用路径分析模型分析中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响过程和作用机制，主要关注学生学习自信心是否发挥中介作用以及亲子关系是否发挥调节作用。设定模型如下：

四、实证研究结果

（一）中小学生家长学习参与及学业成绩的基本情况

小学生家长学习参与②的平均频次超过每周3 次（=4.05, σ=0.93）。具体分题项来看，“家长检查我是否完成了作业”的得分最高（x¯=4.34），“与家长讨论学校的事情”的得分较低（=3.85）。这说明多数小学生家长更关注子女能否完成老师布置的学习任务，并不太关心孩子在学校的学习感受和经历。针对初中生，家长学习参与的平均频次介于每月3 次和每周1 次之间（=3.65, σ=1.05）。分题项来看，“家长询问我的学习成绩”得分最高（=3.70），“家长检查我是否完成了作业”得分最低（=3.60）。这说明初中生家长较为关注子女的学习成绩，检查子女作业的频率相对较低。这可能由于与小学生不同，不少初中生可能已经养成按时完成作业的习惯，无需家长督促与检查。整体来看，初中生家长参与子女学习的平均频次要低于小学生家长，这与Hango（2007）的研究结果基本一致。我们猜测这可能是由于相较于小学生，初中生和家长接触沟通的机会较少。通过统计中小学生住校比例，我们发现，小学生住校比例仅为5.15%，而初中生住校比例却达到32.78%。初中生住校比例较高，住校生和家长接触的机会较少，可能导致初中生家长学习参与的平均频次相对较低。

采用t 检验的方法对不同特征群体中小学生的学业成绩③以及家长学习参与频率进行比较（结果参见表1）后发现，小学阶段，女生家长学习参与的频率显著高于男生（P<0.01），但在初中阶段，男生家长学习参与的频率显著高于女生（P<0.1）。无论是小学还是初中阶段，独生子女学生家长学习参与的频率要显著高于非独生子女学生家长（P<0.01）；来自完整家庭的学生家长学习参与的频率要显著高于来自非完整家庭学生的家长（P<0.01）；住校生家长的学习参与频率显著低于非住校生家长（P<0.01）。

表1 不同特征中小学生家长学习参与和学习成绩的差异分析结果

在学业成绩方面，无论是小学还是初中阶段，女生的学业成绩要显著高于男生（P<0.01）；独生子女的学业成绩要明显优于非独生子女（P<0.01），来自完整家庭的学生学业成绩要明显优于来自非完整家庭的学生（P<0.01）。此外，小学阶段住校生的学业成绩显著低于非住校生（P<0.01）；但初中阶段，住校生的学业成绩则显著高于非住校生（P<0.01）。我们猜测可能是由于相较于非住校生，初中住校生更容易保障自己的学习时间从而成绩相对较好。后续计量分析中将控制性别、独生子女、家庭结构、是否为住校生等变量。

在统计分析的基础上，下面将重点回答中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间的关系问题。具体问题有两个：一是在控制相关变量的前提下，中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间是否存在“倒U 型”关系？不同亲子关系水平下，两者关系是否具有异质性？二是学习自信心、亲子关系如何影响中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间的关系？

（二）中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响效应

零模型结果显示，中小学生学业成绩在学校水平的变异均具有统计意义（P<0.001）。小学生和初中生学业成绩的总变异归因于学校的部分分别占15.74%和17.82%。因而适合采用多水平模型进行分析。由表2 小学模型1 可知，小学生家长学习参与频率越高，其子女的学业成绩越好。由小学模型2 可知，在加入家长学习参与的二次项后，在控制其他变量的前提下，小学生家长学习参与频率和子女学业成绩呈非线性关系，但在给定的家长学习参与频率范围内，家长的学习参与频率越高，其子女的学业成绩越好，即家长“每天或几乎每天”参与子女学习，子女的学业成绩最佳，一定程度上拒绝了H1a。即小学生家长的学习参与频率与其子女学业成绩之间不存在“倒U 型”关系。由初中模型1 可知，初中生家长学习参与频率越高，子女的学业成绩越差。由初中模型2 可知，在控制其他变量的前提下，初中生的学业成绩随着家长学习参与频率的提高呈现“先升后降”的趋势，即两者存在“倒U 型”关系。初中生家长学习参与频率在“每学期1—3 次”“每月1—3 次”之间，其子女的学业成绩最佳，一定程度上证实了假设H1b。由此可见，若使子女学业成绩较好，初中生家长的学习参与频率要低于小学生。这可能与不同年龄或学段的学生的认知能力和学习自主性存在差异有关。小学生的认知能力和自主学习能力相对较低，可能更需要家长监督或指导其学习。而初中生由于面临中考的压力，家长的过多参与可能导致子女敏感，甚至引发子女的厌恶情绪，诱发亲子间的冲突和矛盾。Deslandes &Cloutier（2002）认为，家长参与行为对于小学生来说更适切，对于初高中生来说，他们对于家长不同类型的参与行为表现出不同的态度，家长的某些参与行为可能会遭受反对或抵触。此外，家长低质量的参与会使子女产生厌烦和被约束的心理，并进而降低其学业表现（罗良等，2014；Silinskas et al.，2013）。相较于小学生，初中生对自主性的要求较高。Li 等（2019）认为，家长对子女自主性的支持指家长在参与过程中鼓励子女独立解决问题和做决策，满足子女的自主性需要。相对地，心理控制指家长在参与过程中采取惩罚性或控制性措施，迫使子女实现家长的目标或期望。Pomerantz 等（2007）认为，如果家长在参与子女学习的过程中能够避免控制行为并且保护或支持子女的自主性，那么他们会帮助子女适应学习环境，并且提供子女发挥自身主动性的机会。而家长控制性参与行为可能会挫败子女的自主性，进而引起不良的适应动机（Luo et al.，2013；Weltevreden et al.，2018）。初中生家长对子女升入重点高中的期望较大，在参与子女学习的过程中较容易出现控制性行为，过多的参与可能挫败子女的自主性，使得子女的自主性需要无法得到满足，进而降低其学业成绩。另外，小学生与初中生的学习内容、学习难度有较大差异，相同受教育水平的家长（尤其是初中及以下教育水平的家长）对于小学生、初中生的学习指导胜任力是不同的，因而指导效果会有差异。

为探究不同亲子关系水平下，中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间的关系。我们将中小学生分为亲子关系较好组与亲子关系较差组⑤。表3 中A 组模型样本为亲子关系较好组。由小学模型A（1）和A（2）可知，亲子关系较好的小学生，家长学习参与和子女学业成绩之间呈线性关系，家长学习参与频率越高，子女学业成绩越好（β=4.899，P<0.01）。由初中模型A（1）和（2）可知，对于亲子关系较好的初中生，其学业成绩随着家长学习参与频率的提高“先升后降”，家长学习参与频率在“每月1—3 次”和“每周1—3 次”之间，子女学业成绩最佳。表3 中B 组模型样本为亲子关系较差组。由小学模型B（1）和B（2）可知，模型B（1）的拟合效果（R2）更好。因此，对于亲子关系较差的小学生，其学业成绩随着家长学习参与频率的提高“先升后降”，家长学习参与频率在“每周1—3 次”和“每天或几乎每天”之间，子女学业成绩最佳。由初中模型B（1）和B（2）可知，模型B（1）的拟合效果（R2）更好。因此，对于亲子关系较差的初中生，其学业成绩随着家长学习参与频率的提高“先升后降”，家长学习参与频率在“每学期1—3 次”和“每月1—3 次”之间，子女学业成绩最佳。因此，对于亲子关系较好的小学生，家长学习参与频率的提高有利于其学业成绩的提升。但对于亲子关系较差的小学生及初中生，家长要适度控制其参与子女学习的频率，以促使子女获得良好的学业成绩。

表2 中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响

表3 不同亲子关系水平的中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响

（三）中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响机制

分小学生和初中生样本，获得图1 所示的中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响机制模型图⑥。为了解决交互项与低次项间的共线性问题，通过“对中”处理，即将家长学习参与和亲子关系两个低次项变量减去其样本均值后再构造交互项，并将减去样本均值后的低次项纳入模型。最终，模型的拟合度指标结果显示：小学模型χ2为777.023（P<0.001）；初中模型χ2为257.806（P<0.001）。虽然中小学模型均没有达到拟合标准，但是因为χ2统计量对样本量高度敏感。本研究样本量大，不应当完全根据χ2检验本身的显著性拒绝模型（王济川等，2011），也要考虑其他拟合指标。经检验，小学模型CFI、TLI、RMSEA 值分别为0.962、0.890、0.039；初中模型CFI、TLI、RMSEA 值分别为0.983、0.953、0.027，说明模型拟合效果较好。

图1 中小学生家长学习参与对子女学业成绩的影响机制（上：小学生 下：初中生）

由图1 可知，小学生家长学习参与和子女学业成绩之间呈现显著的正向直接关联（β=0.049，P<0.01）；初中生家长学习参与和子女学业成绩之间呈现显著的负向直接关联（β=−0.029，P<0.01）。我们猜测可能的原因在于，中国初中生面临中考，压力较大，家长对子女的学习参与频率过高，反而会引起子女的反感甚至抵触。此外，由于初中阶段学生学习难度加大，部分家长可能无法提供有效的学业指导。在家长学习参与过程中，如果家长和子女的交互是发号命令式的或者强制性的，会让子女产生学习压力，进而不利于其学业成绩的提高（Domina，2005；Karbach，Gottschling，Spengler，et al.，2013）。Levpušček & Zupančič（2009）发现，学生感知的家长参与带来的学习压力对他们的自我效能感以及数学成绩具有消极影响。因而初中生家长学习参与和子女学业成绩之间呈现显著的负向直接关联。而小学生家长普遍对子女的学习参与频率较高（均值为4.05，高于初中生家长学习参与的均值3.65），且小学阶段学科测试较为容易，学生成绩的差异相对较小，因而小学家长通过学业指导、监督、陪伴等学习参与形式会对学生学业成绩产生显著正向的直接影响。而亲子关系在中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间并未发挥调节作用（P>0.1），因此拒绝了假设H2a 和H2b。我们推测可能的原因是亲子关系好或差都不会影响家长学习参与的频次，家长学习参与行为更多与家长对子女的教育期望有关，即亲子关系与家长学习参与频次是相互独立地影响子女的学业成绩。

在中介效应的检验中，利用Bootstrap 法直接检验间接路径系数乘积，发现小学生家长学习参与会通过提高子女学习自信心从而对其学业成绩产生正向影响（β=0.005，P<0.01），初中生家长学习参与也会通过提高子女学习自信心从而对其学业成绩产生正向影响（β=0.003，P<0.01）。这一结论符合前文所述家长参与过程模型和认知影响模型的结论。因此，假设H3a 和H3b 得以验证。中小学生学习自信心在家长学习参与和子女学业成绩之间均发挥中介作用，且针对小学生，这种中介效应要大于初中生。此外，中小学生家长学习参与均与子女的学习自信心呈现显著的正向关联（P<0.01），且亲子关系在二者之间发挥调节作用（P<0.01），因而假设H4a 和H4b 得以验证。即随着亲子关系的改善，中小学生家长学习参与与子女的学习自信心的正相关得以加强，进而提升中小学生的学业成绩。中国家长的学习参与过程多是控制性或干预性的，鼓励表扬式的参与较少。因此，中小学生家长应适当转变教养方式，在参与子女学习的过程中注重鼓励，保护子女的自尊心，提升子女的学习自信心，进而提升其学业表现，尤其是针对学业成绩较差的中小学生。

五、结论与建议

基于我国中部某省会城市的大规模学业监测数据，综合运用HLM、路径分析等方法，考察了家长学习参与对小学生和初中生学业成绩的异质性影响，获得如下主要研究结论。

第一，小学生学业成绩随着家长学习参与频率的增加而提高，但初中生家长学习参与频率与子女学业成绩之间呈现“倒U型”关系。因此，一方面中小学生家长要充分认识到家长参与作为一种重要的家庭社会资本，对子女学业成绩具有重要影响，要树立积极的家长参与意识；另一方面，初中生家长需要注意，家长参与频次并非越多越好，要努力找到适合子女发展的、适度的学习参与频次节点。总体而言，初中生家长的学习参与频率应低于小学生家长的，初中生家长更应当控制参与子女学习的频率，让子女有更多的自主学习的空间。此外，亲子关系较差的初中生家长的学习参与频率应低于亲子关系较好的初中生家长。

第二，学习自信心在中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间发挥中介作用。因此，中小学生家长应当形成高质量的家长学习参与行为。依据班杜拉的自我效能感理论，学生学习自我效能感会影响其学习努力程度、学习策略的运用和学习意志力等。学生学习自信心是其学业成绩的重要“预测器”。中小学生家长在参与子女学习的过程中，要注重鼓励式教育提升子女的学习自信心。中小学生家长要根据子女的年龄特征、性格特征等，采用适合子女的学习参与的方式、方法。比如，小学生的认知能力和自主学习性相对较低，可能更需要家长监督或指导其学习。而初中生对自主性的要求较高，家长参与过多反而会引发子女的厌恶情绪，诱发亲子间的冲突和矛盾，从而不利于子女的学业发展。

第三，亲子关系在中小学生家长学习参与和子女学习自信心之间发挥调节作用，并进而对子女的学业成绩产生积极影响。家长学习参与这一家庭社会资本嵌入于家长与子女之间的关系网络中，良好的亲子互动关系对子女从家庭社会资本中获益具有重要影响。和谐的亲子关系，既利于对中小学生学习自信心的保护，也利于其学业成绩的提升。因此，家长一方面可以积极组织有意义的亲子活动，促进亲子有效互动；另一方面也可以通过积极参加家庭教育讲座、亲子课程等形式，掌握科学的教育子女的方式方法，加深与子女的情感联结，积极有效地参与子女的学习。

本研究尝试对中国情境下中小学生家长学习参与和子女学业成绩之间的非线性关系进行检验，并探讨二者之间的作用机制，为家长有效参与子女的学习、提高子女的学业成绩提供了经验性证据，这是本研究的主要贡献。但本研究仍有以下不足：一是家长学习参与概念本身较为宽泛，尽管本文使用的测量工具参考了国际大型测评项目，但仍有可能只是测量到家长学习参与概念的部分内容。二是由于数据局限，本研究没有控制前测成绩，无法剥离学生学习基础对家长学习参与及其学业成绩的影响。本研究采用的横截面数据分析难以准确地揭示家长学习参与和子女学业成绩之间的因果关系。后续研究可以开展家长学习参与行为的实验设计，从而对家长学习参与与子女学业成绩之间的因果关系进行更为严谨、细致的研究。另外，关于不同学段家长学习参与和子女学业成绩的关系存在差异的原因和机制，在未来的研究中也值得进一步深入探讨和挖掘。此外，需要说明，本文使用数据为我国中部某省会城市的监测数据，尽管样本量较大，但结论若推广至全国或我国农村地区，仍需谨慎。

（胡咏梅为本文通信作者。感谢北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心刘坚教授，他为此项研究工作提供了“区域教育质量监测”项目数据及大力支持。）