家庭教育资本与家长教育焦虑*——家庭氛围和家校沟通的链式中介作用

□ 张墨涵 梁晶晶 张 冉 季诚钧

内容提要 纾解家长的教育焦虑是当前社会的热点话题，也是教育改革的重要关切和办好人民满意教育的应有之义。本研究采用二阶聚类分析法和链式中介模型探究家庭教育资本对中小学家长教育焦虑的影响机制，通过对50533 名中小学家长的调查研究发现：（1）家庭教育资本负向影响家长教育焦虑，家庭教育资本越丰富的家长教育焦虑程度较低，家庭教育资本越匮乏的家长教育焦虑程度较高；（2）参照家庭教育资本弱势组，教育资本中等偏上的家长可通过家庭氛围转化教育焦虑；（3）参照家庭教育资本弱势组，教育资本中等偏上的家长可通过家校沟通影响教育焦虑；（4）家庭氛围和家校沟通在家庭教育资本和家长教育焦虑之间起到链式中介作用。建议中小学家长通过增加家庭书籍、学习资源等教育拥有物，营造和谐、进取的家庭氛围；落实“双减”政策，建立“家庭-学校-社区”合作育人网络，提升沟通质量，合力减轻学生作业负担和校外培训负担；建立公平的社会保障制度和合理的教育资源分配机制，促进教育优质均衡发展，从根本上缓解教育焦虑。

一、引言

家庭的教育焦虑近年来在国内外成为一个越来越普遍的问题①。弗洛伊德认为“焦虑这个问题是各种重要问题的中心，我们若猜破了这个哑谜，便可明了我们的整个心理活动”②。家长承担着教育子女的责任，在子女升学和应试选拔中易产生焦虑现象。马克·贝磊指出，父母的行为对社会准则和焦虑的映射不亚于其对年轻人真实教育需求的反映③。教育焦虑导致家长对孩子提出过高的教育预期，实行不当的教育行为，给孩子带来严重的心理压力，引发孩子产生行为障碍或抑郁④。

减轻家长教育焦虑成为当前我国家庭教育的重要议题。为缓解家长教育焦虑，国家出台了包括“双减”在内的一系列政策措施，在此基础上又颁布了《家庭教育促进法》，重视家庭教育、学校教育、社会教育紧密结合、协调一致，从家庭教育角度帮助父母缓解教育焦虑。从理论上看，虽然大量研究关注家庭社会经济地位对学生学业成绩的影响，但缺乏非社会经济地位影响的研究。为更好地促进政策落地，理论界还应进一步挖掘家长产生教育焦虑的深层原因，探明缓解焦虑的影响要素。已有的研究表明，教育焦虑源于对生活条件不确定性的担忧，与家庭的社会经济地位密切相关⑤。不少研究指出，子女的教育资源获得深受家庭教育资本影响，具有良好家庭教育支持的学生有更好的学业表现⑥。但家长教育焦虑也受到其他因素影响，胡咏梅等学者研究发现，父母参与、父母教育期望等家庭投入要素对教育产出结果有显著的正效应⑦。

基于以上思考，本研究以家庭为核心，探索影响家长教育焦虑的因素及其相互作用关系，从家庭教育的视角尝试分析家庭教育资本、家庭氛围、家校沟通和家长教育焦虑的内在逻辑。

二、文献回顾与研究假设

（一）家庭教育资本与家长教育焦虑

家庭教育资本是家庭文化资本在子女教育方面的主要体现，也包括了家长的养育方式、家长期待、对教育重视度等方面⑧。家庭教育资本通过教育投资、课业辅导、子女陪伴、家庭压力等显性和隐形的方式影响学生的学业表现⑨、儿童的智力和心理发展⑩。研究表明，拥有较高的家庭教育资本的学生学业成功率更高⑪。具体来看，家庭教育拥有物如书籍、 电子资源等是教育资本的基本表现形式，家庭藏书量高的学生在阅读表现和数学表现上优势显著⑫。

家长教育焦虑指家长对子女学业及未来就业等方面的过分担忧或恐慌。有研究表明家庭教育资本影响家长教育焦虑。薛海平等学者研究发现，经济、 文化和教育资本高的家长易形成适度教育焦虑，而经济、文化和教育资本低的家长更易产生过度焦虑⑬。究其原因，不同于经济资本，家庭文化和教育资本无法直接以遗产的方式留给子女继承。然而，当前研究多聚焦于教育焦虑本身的调查，运用案例分析、调查法揭示教育焦虑的水平和现状，较少研究探讨教育焦虑的产生机制。家长焦虑是否存在家庭背景差异仍待深入探析。据此，我们提出假设：

H1：家庭教育资本负向影响家长教育焦虑。

（二）家庭氛围的中介作用

家庭氛围是家长与孩子之间的心理情绪状态和环境气氛，是家庭的一种潜在的教育因素。苏霍姆林斯基在《家长教育学》一书中提出，要在家庭中创造有利于教育子女的气氛⑭。值得注意的是，一些学者将家庭氛围囊括在家庭教育资本内⑮，另有学者认为家庭氛围独立于家庭教育资本之外⑯，本研究着重探讨后者。

研究表明，包容、平等、有纪律的家庭氛围能够有效发挥家庭教育资本的积极作用。丰厚的家庭教育资本对家庭氛围产生积极影响。家长能够通过言传身教，为子女提供良好的模范带头作用，为子女提供丰富的学习资源，并利用自身的知识、能力帮助子女发展⑰。然而，培养孩子学习能力和端正学习态度的过程不仅依赖于家庭教育资本，也有赖于父母主观上的重视与支持。父母的鼓励会促进孩子的学业坚持与成就⑱。因此，家庭氛围的作用不容忽视。

研究进一步发现，融洽的亲子关系为学生的学习教育提供了健康的心理平台，对教育焦虑情绪起到抑制作用⑲。2018年发布的《中国家长教育焦虑指数调查报告》指出，通过社会环境、教育资源、家庭关系和父母成长四个维度的分析，父母因家庭关系引起的教育焦虑位居第二。因而，不容忽视对亲子关系和家庭氛围的探索⑳。整合上述文献，家庭氛围可以充当连接家庭教育资本与家长教育焦虑的内在路径。据此，我们提出假设：

H2：家庭氛围在家庭教育资本与家长教育焦虑间起中介作用。

（三）家校沟通的中介作用

父母参与学生教育的主要方式包括校内参与和校外辅导与沟通㉑。家校沟通是促进家长有效参与学生教育的主要方式，指家庭和学校或者家长与教师为了更好地实现育人效果，所进行的沟通与合作的行为。家校沟通形式包括成为学校相关组织中的成员、参与志愿活动等显性正式互动，以及家长主动开展的家校沟通等隐性非正式活动㉒，包括家长主动联系老师，与教师在子女的成绩、表现、行为和发展方面进行交流。

家校沟通是家长充分了解子女学业表现、思想状况的途径。有学者认为，良好的家校沟通有利于帮助家长形成科学的教育理念，获得正确的角色体验，进而缓解父母的教育焦虑㉓。家长参与学校教育能直接作用于子女成长并降低家庭社会文化地位对子女成长的不利影响㉔，可以缓解家长教育焦虑。一些研究还指出，和谐的家校沟通可以减少家庭教育中的冲突和矛盾，缓解父母的焦虑，提高他们教育孩子的效能感㉕。良好的家庭与学校关系要求家庭与学校在教育理念上达成共识，共同强化科学的教育理念。学校通过帮助家长形成科学的教育认知，可以在一定程度上缓解家长的焦虑㉖。综上，我们提出假设：

H3：家校沟通在家庭教育资本与家长教育焦虑间起中介作用。

（四）家庭氛围和家校沟通的链式中介作用

研究表明，家庭氛围正向预测家校沟通。家庭氛围的主导是亲子关系，家校沟通主要以亲师关系、师生关系为纽带。当家长和子女都以积极的态度对待学校教育时，便能更高效地开展家校沟通。一些研究表明，家庭氛围在儿童个性的培养中起着重要作用。家长有意识地营造良好的家庭氛围，可以弥补造成孩子成长差异的文化和经济资源的不足，帮助孩子培养积极的学习品质，有助于构建和谐的师生关系㉗。此外，从杜威的教育本质论来看，有效沟通理想学校与理想家庭，需要的是成员间的真诚相待与真实参与㉘。有学者指出，对于家庭气氛和谐、情感联系密切、家庭功能良好的学生来说，父母的投入可以显著降低孩子的学业倦怠水平。当孩子以积极的态度面向学校教育时，家校沟通便会相对畅通㉙。综合上述文献和三个假设，我们提出假设：

H4：家庭氛围和家校沟通在家庭教育资本与家长教育焦虑间起链式中介作用。

三、研究方法与测量工具

（一）数据来源及样本特征

为全面了解浙江省县域基础教育生态状况，及时掌握基础教育生态的问题，根据《浙江省中小学生减负工作实施方案》文件精神，浙江省教育现代化研究与评价中心在浙江省教育厅和相关部门的大力支持下，于2020年对全省90 个县（市、区）基础教育生态状况进行监测评价。采用分层抽样方式，共回收52088 份家长问卷，剔除填答时间较短、 填答一致等无效问卷，得到有效问卷50533份，问卷有效率为97.01%。本研究样本家长与本地经济、教育实际发展水平保持一致，样本特征详见表1。

表1 样本特征（N=50533）

（二）测量工具

1.教育焦虑问卷

借鉴Zung 等人关于家庭焦虑的维度和文献自编教育焦虑量表，㉚包含学习成绩焦虑、学习态度焦虑、未来发展焦虑3 个子维度，9 个题项。“1～5”正向计分，通过反向计分处理，得分越高表明家长教育焦虑程度越高。探索性因子分析结果显示，KMO 值为0.93，Bartlett 球型检验卡方值为388701.96（df=36，p＜0.001），提取1 个公因子，该维度共解释总方差的69.36%。二阶验证性因子分析模型（χ2（24）=7769.99，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.08，SRMR=0.03） 比单维验证性因子分析模型（χ2（27）=42076.251，CFI=0.89，TLI=0.86，RMSEA=0.18，SRMR=0.05）拟合优度显著较好，表明量表具有良好结构效度，将教育焦虑视为高阶构念。该量表的Omega hierarchical 系数为0.95，说明量表的内部一致性较好。

2.家庭氛围问卷

参考Moos 等人的家庭环境量表㉛，设计家庭环境和家庭支持2 个子维度，含7 个题项。“1～5”正向计分，得分越高证明家庭氛围越好。探索性因子分析结果显示，KMO 值为0.91，Bartlett 球型检验卡方值为186253.88（df=21，p＜0.001），提取1个公因子，该维度共解释总方差的61.75%。二阶验证性因子分析模型（χ2（12）=4249.56，CFI=0.98，TLI=0.96，RMSEA=0.08，SRMR=0.03） 比单维验证性因子分析模型 （χ2（14）=42076.251，CFI=0.89，TLI=0.86，RMSEA=0.18，SRMR=0.05） 拟合优度显著较好，表明量表具有良好结构效度，将家庭氛围视为高阶构念。该量表的Omega hierarchical 系数为0.89，说明量表的内部一致性较好。

3.家校沟通问卷

借鉴周文叶等人关于家校沟通维度的研究编制2 个子维度和8 个题目的家校沟通量表㉜。“1～5”正向计分，得分越高证明家校沟通程度越高。探索性因子分析结果显示，KMO 值为0.90，Bartlett球型检验卡方值为274060.11（df=28，p＜0.001），提取1 个公因子，该维度共解释总方差的61.84%。二阶验证性因子分析模型 （χ2（18）=12955.80，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.08，SRMR=0.05）比单维验证性因子分析模型（χ2（20）=28875.201，CFI=0.89，TLI=0.85，RMSEA=0.17，SRMR=0.07）拟合优度显著较好，表明量表具有良好结构效度，将家庭沟通视为高阶构念。该量表的Omega hierarchical 系数为0.90，说明量表的内部一致性较好。

4.家庭教育资本问卷

借鉴国际教育成就评价学会（IEA）国际阅读素养进步研究中家庭环境问卷对家庭教育资源的测量题项㉝，侧重书籍、网络和学习环境的可获得性，自编家庭教育资本量表。“1～5”正向计分，得分越高证明家庭教育资本越高。探索性因子分析结果显示，KMO 值为0.70，Bartlett 球型检验卡方值为44769.64（df=3，p＜0.001），提取1 个公因子，该维度共解释总方差的69.92%。一阶验证性因子分析模型 （χ2（18）=44771.15，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.00，SRMR=0.00） 拟合优度显著较好，表明量表具有良好结构效度，将家庭教育资本视为单维构念。该量表的克隆巴赫α 系数为0.78，说明量表的内部一致性较好。

（三）统计方法与模型示意图

使用SPSS 27.0 进行数据清洗、描述统计、相关分析和二阶聚类分析。R 4.0.3 主要用于处理测量不变性检验和链式中介模型，采用bootstrap 方法检验路径系数的显著性水平。根据研究假设形成的模型如图1 所示。

图1 家庭教育资本与中小学家长教育焦虑关系的模型图

四、研究过程与结果分析

（一）二阶聚类分析

为探究不同家庭教育资本差异，选取父/母文化程度作为分类变量、 家庭教育资本作为连续变量，BIC 值作为最佳类别数的判断标准，进行聚类分析。相较于传统的聚类分析方法，二阶聚类分析（two-step cluster） 能够同时囊括离散变量和连续变量㉞。该方法旨在探索不同群体间的家庭教育资本差异，避免将家庭教育资本平均化，有利于探究不同类型家庭教育资本对教育焦虑程度的影响，并为减缓教育焦虑提供针对性对策建议。

SPSS 最终确定最佳聚类数为4，聚类轮廓测量值为0.6，本次聚类效果较好。由表2 可知，类别变量显示主要变量占比情况，连续变量显示变量均值。Cluster 1 占比最多（38.6%），Cluster 2 占比次之，Cluster 3 和Cluster 4 占比相近。综合考虑各群体的父/母文化程度和家庭教育资本情况，分别将各集群命名为家庭教育资本弱势群体、 家庭教育资本中等群体、 家庭教育资本较好群体和家庭教育资本丰富群体。

表2 各群体占比及构成

（二）测量不变性检验

测量不变性是指相同量表应用于不同被试时测量参数保持一致，即不同群体（如国别或性别）在相同测量题目与潜在构念间的因子载荷、截距、残差、方差等值㉟。为确保测量题项与所属构念对不同家庭教育资本群体具有相同意义，本研究采用多组验证性因子模型，选取家庭氛围、 家校沟通、教育焦虑3 个维度为潜变量，逐步检验四组家庭教育资本群体间的结构不变性、弱不变性、强不变性和严格不变性模型。由于本研究样本量大，常用标准Δχ2易受样本量影响，故选取ΔCFI 作为测量不变性判断指标。ΔCFI 小于0.01 表明组间测量不变性。具体来看，总体样本（χ2（11）=2496.11，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03）、家庭教育资本弱势组（χ2（11）=820.25，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.02）、家庭教育资本中等组 （χ2（11）=686.20，CFI=0.99，TLI=0.97，RMSEA=0.07，SRMR=0.02）、家庭教育资本较好组（χ2（11）=514.25，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03）、家庭教育资本丰富组（χ2（11）=495.41，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03）模型的拟合效果良好。在此基础上，开展测量不变性检验。

由表3 可知，首先通过自由估计每组家庭教育资本群体的验证因子模型的所有参数，建立跨家庭教育资本基线模型（M1），模型拟合度较好（χ2（44）=2516.11，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.03），说明不同家庭教育资本群体可以使用相同因子结构。在基线模型基础上，限定跨家庭教育资本群体间模型的因子载荷等值，M2 模型的结果显示拟合度良好（χ2（56）=2547.61，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.03），满足弱不变性（ΔCFI=0.000＜0.01），表明每组家庭教育资本群体的相应测量指标对所属潜变量间关系相等。强不变模型（M3）进一步限定不同组间模型的所有截距等值，结果显示模型拟合度较好（χ2（68）=3389.48，CFI=0.98，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.03），接受强不变性（ΔCFI=0.004＜0.01），不同样本模型具有相同的参照点。最后，设定不同组间模型的残差相等，M4 模型拟合度较好（χ2（89）=4748.81，CFI=0.98，TLI=0.98，RMSEA=0.06，SRMR=0.03）。与强模型相比，ΔCFI=0.007 ＜0.01，满足严格不变性，表明不同家庭教育资本群体间的潜变量变异可以由测量指标变异表示。因此，测量模型在四组家庭教育资本样本间具有严格不变性，说明本研究量表并未造成被试的反应偏差，该量表设计具有普遍适用性，为进一步探索不同家庭教育资本对中小学家长教育焦虑的影响机制奠定基础。

表3 测量模型的跨家庭教育资本不变性检验

（三）路径分析与模型结果分析

为深入挖掘家庭教育资本、家庭氛围、家校沟通和家长教育焦虑间关系，本研究以占比最多的家庭教育资本弱势群体为参照水平，相应引入三类家庭文化资本哑变量（家庭教育资本丰富组、家庭教育资本较好组、家庭教育资本中等组），并进行描述统计和相关分析。家庭氛围、教育焦虑和家校沟通的平均方差AVE 值在0.53～0.62 之间，均大于0.50，且组合信度指标CR 值在0.84～0.90 之间，均大于0.70，说明量表具有较好的聚合效度。同时，变量间的相关系数均未高于0.85，说明量表具有较好的区分效度。由表4 可知，家庭氛围、家校沟通与教育焦虑显著负相关。家庭氛围与家校沟通显著正相关。参照家庭教育资本弱势组，家庭教育资本丰富组和家庭教育资本较好组与家庭氛围显著正相关，与家校沟通显著正相关，与教育焦虑显著负相关；参照家庭教育资本弱势组，家庭教育资本中等组与教育焦虑显著正相关。

表4 各变量描述统计结果与相关矩阵

通过偏差矫正的非参数百分位Bootstrap 法重复取样5000 次，得到各变量间中介路径系数和效应值。由图2 可知，家庭教育资本的三类哑变量分别对家庭氛围有显著正向预测作用 （β丰富vs弱势=0.26，p＜0.001；β较好vs弱势=0.16，p＜0.001；β中等vs弱势=0.10，p＜0.001），对家校沟通有显著负向预测作用（β丰富vs 弱势=0.00，p＞0.05；β较好vs弱势=-0.01，p＜0.001；β中等vs 弱势=-0.01，p＜0.001），对家长教育焦虑有显著负向影响（β丰富vs弱势=-0.21，p＜0.001；β较好vs弱势=-0.11，p＜0.001；β中等vs弱势=-0.03，p＜0.001）。家庭氛围对家校沟通有正向预测作用 （β=0.90，p＜0.001），对家长教育焦虑有显著负向预测作用（β=-0.44，p＜0.001）。家校沟通对家长教育焦虑有显著正向预测作用（β=0.12，p＜0.001）。

图2 家庭教育资本、家庭氛围、家校沟通和教育焦虑的关系模型

相比于弱势组，家庭教育资本丰富组对教育焦虑的直接效应为-0.21（p＜0.001），家庭教育资本较好组的直接效应为-0.11（p＜0.001），家庭教育资本中等组的直接效应为-0.03（p＜0.01）。这说明，相比于弱势组，教育资本越好的家庭对教育焦虑的负向预测程度越强，支持了假设H1。参照弱势组，家庭氛围中介了家庭教育资本丰富组对教育焦虑的影响（效应值为-0.11），中介了家庭教育资本较好组对教育焦虑的影响（效应值为-0.07），中介了家庭教育资本中等组对教育焦虑的影响（效应值为-0.05）。可见，相比于弱势组，家庭教育资本中等偏上组通过家庭氛围减少教育焦虑程度，支持了假设H2。参照弱势组，家校沟通在家庭教育资本丰富组与教育焦虑之间的间接效应不显著（p＞0.05），在家庭教育资本较好组与教育焦虑之间的间接效应显著（p＜0.05），在家庭教育资本中等组与教育焦虑之间的间接效应显著（p＜0.001），间接效应均较弱（接近-0.00），部分支持假设H3。参照弱势组，家庭氛围和家校沟通在三类家庭教育资本和教育焦虑之间起到链式中介作用，间接效应值分别为0.03、0.02 和0.01。这说明，不同家庭教育资本组的教育焦虑程度通过家庭氛围和家校沟通有所增加，支持了假设H4。

五、讨论与建议

（一）家庭教育资本负向影响家长教育焦虑

相比于家庭教育资本弱势组，家庭教育资本中等偏上组的教育焦虑程度相对较弱，即教育资本越丰富，家长教育焦虑程度越低，该结果支持了假设H1 家庭教育资本负向影响家长教育焦虑。这与以往研究结论一致，家庭教育资本的不均衡影响着家长教育焦虑水平。经济、文化和教育资本高的家长易形成适度教育焦虑，然而经济、文化和教育资本低的家长更容易形成过度焦虑㊱。究其原因，有研究认为，在教育资本弱势家庭中，家长拥有相对有限的教育知识，期望在子女教育上竭尽全力，可收效甚微，进而加剧对子女学业成绩和未来发展的教育焦虑㊲。对此，地方教育主管部门应考虑通过家长学校系统化帮助家长形成“家庭是第一个课堂、家长是第一任老师”的意识，提供必要的教育资源支持，增加家庭书籍、学习资源等教育拥有物，打造家庭书屋等供孩子学习、优化家庭教育物质环境。同时，通过政策补偿和社会支持减轻家庭教育负担。“双减”政策实施后，学生作业负担逐步减轻，校外培训市场得到了有效整顿。但对因确有补习需求，却无法负担补习成本而造成焦虑的家庭，在提升学校课后托管质量的同时，还应充分借助社区资源建立公益课堂，拓展社区（乡村）少年宫、青年之家、红领巾学院等青少年阵地，促进学生全面健康成长。

（二）家庭氛围在家庭教育资本和家长教育焦虑之间发挥中介作用

参照家庭教育资本弱势组，教育资本中等偏上的家长通过家庭氛围转化教育焦虑，支持了假设H2 家庭氛围在家庭教育资本与家长教育焦虑之间起中介作用。该结果再次证实了以往的研究发现，即家庭教育资本良好的家长更注重营造良好、和谐家庭氛围和亲子关系㊳，其教育焦虑程度相对较低。和谐的亲子关系为儿童的学习搭建了良好的心理平台，促进儿童获得安全感和心理支持，帮助克服其学习和生活中的问题，有助于抑制父母的教育焦虑㊴。结果也证实家庭氛围可以作为联系家庭教育资本和父母教育焦虑的内在途径。各地教育主管部门应走进社区、 家庭进一步宣讲《中华人民共和国家庭教育促进法》精神，引导中小学家长注重家庭、家教、家风建设，优化教养方式，尊重未成年人身心发展规律和个体差异；尊重未成年人人格尊严，保护未成年人隐私权和个人信息，保障未成年人合法权益； 遵循家庭教育特点，贯彻科学的家庭教育理念和方法；注重平等交流，增强主动性陪伴，赋予儿童心理安全感和支持感，营造和谐、进取的家庭氛围。

（三）家校沟通在家庭教育资本和家长教育焦虑之间发挥中介作用

参照家庭教育资本弱势组，家校沟通在家庭教育资本中等偏上组与家长教育焦虑之间的间接效应显著，部分支持假设H3 家校沟通在家庭教育资本与家长教育焦虑间起中介作用。与现有结果存在差异㊵，教育资本中等偏上的家长并非通过积极参与家校沟通缓解教育焦虑。相反，家庭教育资本较好的家长相比于家庭教育资本不利的家长较少参与家校沟通。具体原因可能有二：首先，较低的家校沟通频率可能与中等收入家庭子女较高的学业成功率有关。大量研究表明，中等收入家庭的子女更容易获得学业成就，即中等收入父母更易为孩子提供支持性的家庭学习环境，如课外补习、课业辅导等帮助，该支持能够显著提升学生的学业水平㊶。因此，中等收入父母较少担心孩子的生活和学习状态，教育焦虑相对较低，学生的成长空间更为舒适。然而，家庭教育资本弱势家庭可能易形成僵化的亲子关系、低效的家校合作，子女学业表现不佳，被动地参与家校互动，造成家长教育焦虑度较高。其次，家校沟通加剧教育焦虑可能与当前学业反馈占主导的家校沟通内容相关，该类型的沟通容易造成父母面临子女个体成长的纵向比较以及子女同辈间的横向比较，以显性或隐性的方式传递出压力信号，激发焦虑情绪。对此，中小学校应注重改变以学业结果评价为导向的学生评价方式，注重以过程评价、增值评价考量学生发展水平；畅通学校家庭沟通渠道，丰富家校沟通、合作内容与方式，推进学校教育和家庭教育相互配合，发挥家校沟通的正向作用，减少学生和家长的心理负担。

表5 家庭教育资本、家庭氛围、家校沟通和教育焦虑的链式中介效应（Bootstrap=5000）

（四）家庭氛围和家校沟通在家庭教育资本和家长教育焦虑之间发挥链式中介作用

不同家庭教育资本组的教育焦虑程度通过家庭氛围和家校沟通有所增加，支持了假设H4 家庭氛围和家校沟通在家庭教育资本与父母教育焦虑间起链式中介作用。不同家庭背景（教育资本）的家长通过家校沟通一定程度上加剧了教育焦虑。该结果产生的原因可能与家校沟通主要围绕学生发展和学业成绩相关。尽管良好的家庭氛围能够缓解家长的教育焦虑水平，但当前以学业为导向的家校沟通过程可能抑制或抵消家庭氛围的正向影响，逐步转化为对儿童学业和未来的紧张、焦虑状态。具体来看，家长在学校教育的参与越多，与教师的联系越积极，越主动，表明家长越关注学生的成绩和个人成长，具有较高的学业和个人发展期待，更容易在孩子成长过程中“患得患失”，具有较高的教育焦虑。因此，需要特别关注通过改善家长参与的策略，提高家长学校教育的参与品质㊷。一方面，中小学校应积极开展公益性家庭教育服务活动，了解家长教育诉求，通过建立数字化家长学校等方式增强家校沟通的能力建设，提升家校沟通的质量，强化家校共育，形成促进儿童健康发展的合力。另一方面，家长应积极与学校保持密切联系，积极参与家庭教育指导活动，学习和掌握科学的家庭教育理念、知识与技巧。

综上，缓解家长教育焦虑，基础在依托家庭营造良好的家庭教育氛围；关键在减轻学生负担，落实“双减”政策，建立“家庭—学校—社区”合作育人网络，提升家校沟通质量；根本在建立公平的社会保障制度和合理的教育资源分配机制，进一步促进教育优质均衡发展，缓解教育焦虑。

注释：

①崔保师、邓友超、万作芳、李建民、黄晓磊、秦琳、翁秋怡、 曹培杰、 杜云英：《扭转教育功利化倾向》，《教育研究》2020年第8 期。

②弗洛伊德：《精神分析引论》，商务印书馆1984年版，第315 页。

③马克·贝磊：《欧洲地区影子教育研究：发展态势、动因及政策启示》，《全球教育展望》2020年第2 期。

④Johnco，C.J.，Magson，N.R.，Fardouly，J.，Oar，E.L.，Forbes，M.K.，Richardson，C.，& Rapee，R.M.The role of parenting behaviors in the bidirectional and intergenerational transmission of depression and anxiety between parents and early adolescent youth [J].Depress Anxiety，2021（1）：1～11.

⑤Bak，J.，& Kim，H.Relationship between Overheated Educational Fever and Neoliberal Anxiety [J].The Journal of Educational Idea，2020，34（1）：113～135.

⑥李煜：《制度变迁与教育不平等的产生机制——中国城市子女的教育获得 （1966—2003）》，《中国社会科学》2006年第4 期。

⑦胡咏梅、 元静：《学校投入与家庭投入哪个更重要？——回应由《科尔曼报告》引起的关于学校与家庭作用之争》，《华东师范大学学报（教育科学版）》2021年第1 期。

⑧Howard，V.F.，Mclaughlin，T.F.，& Vacha，E.F.Educational capital： A proposed model and its relationship to academic and social behavior of students at risk[J].Journal of Behavioral Education，1996，6（2）：135～152.

⑨Bae，D.，& Wickrama，K.A.S.Family Socioeconomic Status and Academic Achievement Among Korean Adolescents： Linking Mechanisms of Family Processes and Adolescents’ Time Use[J].Journal of Early Adolescence，2015，35（7）：1014～1038.

⑩Jenkins，J.V.M.，Woolley，D.P.，Hooper，S.R.，& Bellis M.D.Direct and Indirect Effects of Brain Volume，Socioeconomic Status and Family Stress on Child IQ[J].Journal of Child and Adolescent Behavior，2013，1（2）：107.

⑪王伟宜、刘秀娟：《家庭文化资本对大学生学习投入影响的实证研究》，《高等教育研究》2016年第4 期。

⑫杨帆：《家庭环境是怎样影响小学生学习表现的——基于对新教育实验“家校合作共育”行动效果的调查》，《华东师范大学学报（教育科学版）》2021年第3 期。

⑬㊱巩阅瑄、陈涛、薛海平：《爱的边界：家庭教育焦虑是否会增加课外补习投入?》，《教育发展研究》2021年第Z2 期。

⑭苏霍姆林斯基：《家长教育学》，中国妇女出版社1982年版，第21 页。

⑮仇立平、肖日葵：《文化资本与社会地位获得——基于上海市的实证研究》，《中国社会科学》2011年第6 期。

⑯李佳丽、何瑞珠：《家庭教育时间投入、经济投入和青少年发展：社会资本、文化资本和影子教育阐释》，《中国青年研究》2019年第8 期。

⑰卢同庆、范先佐、邢秀芳：《家庭资本对城乡家庭教育的影响分析》，《教育理论与实践》2019年第7 期。

⑱㊳杨宝琰、柳玉姣：《积极坚持还是消极回避——家庭环境对农村初中学生学业坚持的影响机制》，《教育研究》2019年第7 期。

⑲㊴张林、邢方：《构建和谐亲子关系的家校合作教育模式探索》，《现代中小学教育》2009年第9 期。

⑳杨小微：《中国家长教育焦虑的问诊、探源与开方》，《人民论坛》2019年第34 期。

㉑杨钋：《经济不平等时代的校外教育参与》，《华东师范大学学报（教育科学版）》2020年第5 期。

㉒㉜周文叶：《家长参与： 概念框架与测量指标》，《外国教育研究》2015年第12 期。

㉓㊵陈华仔、肖维：《中国家长“教育焦虑症”现象解读》，《国家教育行政学院学报》2014年第2 期。

㉔Sewell，W.H.，& Shah，V.P.Parents’ education and children's educational aspirations and achievements[J].American Sociological Review，1968.33（2）：191～209.

㉕梁丽婵：《是什么影响了家师关系——基于家长、教师、 家校互动多因素综合视角的实证研究》，《中国教育学刊》2019年第11 期。

㉖高晓娜：《小学家校冲突的成因及预防》，《教学与管理》2019年第23 期。

㉗王元：《家庭资本与教育代际流动：基于学习品质的研究》，《基础教育》2020年第5 期。

㉘杨九诠：《什么是好的家庭作业》，《中国教育报》2016年5月18日。

㉙李若璇、朱文龙、刘红瑞、姚梅林：《家长教育期望对学业倦怠的影响： 家长投入的中介及家庭功能的调节》，《心理发展与教育》2018年第4 期。

㉚Zung，W.K.A rating instrument for anxiety disorders[J].Psychosomatics，1971，12（6）：371～379.

㉛Moos，R.H.，& Moos，B.S.A typology of family social environments[J].Family Process，1976，15（4）：357～371.

㉝Martin，M.O.，Mullis，I.V.S.，&Hooper，M.（Eds.）.Methods and Procedures in PIRLS 2016.Retrieved from Boston College，TIMSS & PIRLS International Study Center[EB/OL].（2017）[2021-11-10]，website： https：//timssandpirls.bc.edu/publications/pirls/2016-methods.html.

㉞张文彤：《SPSS 统计分析高级教程（高级版）》，高等教育出版社2005年版，第252～254 页。

㉟李茂能：《结构方程模式软件AMOS 之简介及其在测验编制上之应用》，心理出版社2006年版，第185 页。

㊲徐杨：《家长的教育焦虑该怎么解》，《中国民族教育》2021年第4 期。

㊶Marjoribanks K.Family Educational Capital and Students’ Outcomes.In： Family and School Capital： Towards a Context Theory of Students’ School Outcomes [M].Springer，Dordrecht，2002：52～76.

王伟宜、刘秀娟：《家庭文化资本对大学生学习投入影响的实证研究》，《高等教育研究》2016年第4 期。

㊷爱普斯坦等：《学校、家庭和社区合作伙伴：行动手册（第三版）》，江西教育出版社2012年版，第39 页。