父母教育期望對四年級(jí)學(xué)生數(shù)學(xué)成就的影響：多重中介效應(yīng)分析

王燁暉　張纓斌　辛濤

摘要 以我國西部2745名四年級(jí)學(xué)生為被試，探究父母教育期望與學(xué)生數(shù)學(xué)成就的關(guān)系。結(jié)果如下：（1）父母教育期望正向預(yù)測學(xué)生的數(shù)學(xué)成就；（2）學(xué)生的自我期望、數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和數(shù)學(xué)焦慮起積極的中介作用，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)-數(shù)學(xué)焦慮起消極的鏈?zhǔn)街薪樽饔?；?）父母教育期望對學(xué)生數(shù)學(xué)成就的影響存在民族差異，漢族群體父母教育期望對學(xué)生自我期望的預(yù)測作用小于少數(shù)民族群體，但對學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的預(yù)測作用大于在少數(shù)民族群體。

關(guān)鍵詞 父母教育期望，自我教育期望，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，數(shù)學(xué)焦慮，數(shù)學(xué)成就。

分類號(hào) G44

1引言

家庭是兒童成長最重要和基本的環(huán)境。父母教育期望（parent"s educational aspirations）是影響兒童發(fā)展的重要家庭因素之一，它指父母希望孩子獲得的受教育水平（Yamamoto&Holloway;，2010）。父母教育期望對學(xué)業(yè)成就有重要影響（Strand，201l；Zhang，Haddad，To～es，&Chen;，2011），甚至是家庭因素中對學(xué)業(yè)成就預(yù)測作用最強(qiáng)的一個(gè)（Jeynes，2007）。相較于低水平的父母教育期望，高水平父母教育期望的學(xué)生學(xué)業(yè)成就更好，能達(dá)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響學(xué)生學(xué)業(yè)的發(fā)展，而是通過例如父母投入等一系列中介因素起作用（sv&Schulenberg;，2005）。教育期望高的父母會(huì)投入更多時(shí)間到兒童的教育中，例如輔導(dǎo)功課、與教師溝通。已有研究較多探討的是外部因素的中介作用，從學(xué)生自身的角度考察個(gè)體特征的中介機(jī)制研究較少。而社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，外部因素可通過作用于內(nèi)部因素影響到個(gè)體的行為表現(xiàn)（Bandura，1997）。

自我教育期望作為兒童的個(gè)體特征，在父母教育期望和學(xué)業(yè)成就之間起重要作用。大量研究表明父母教育期望在兒童自我教育期望形成和發(fā)展過程中具有重要作用（Goyette&Xie;，1999；Rutchick，Smyth，Lopoo，&Dusek;，2009）。Goyette和Xie（1999）發(fā)現(xiàn)，在控制種族、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母受教育水平和學(xué)業(yè)成就等因素的條件下，父母教育期望能解釋自我教育期望40%的變異。Rutchick等人（2009）的研究表明，子女6歲時(shí)的父母教育期望與子女13歲時(shí)的自我期望密切相關(guān)，并且自我期望在父母教育期望與學(xué)業(yè)成就之間起中介作用，在控制了人口學(xué)變量和子女之前的學(xué)業(yè)成就后仍然如此。

父母教育期望反映了父母對教育的重視程度，在親子交流過程中，兒童可能把父母重視教育的價(jià)值觀念內(nèi)化，當(dāng)成一個(gè)規(guī)范或標(biāo)準(zhǔn)來要求自己，激發(fā)自己的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)。自我實(shí)現(xiàn)預(yù)言理論也認(rèn)為，父母對兒童未來成就的期望會(huì)提高兒童的自我動(dòng)機(jī)，從而促使兒童努力獲得較高成就（Reitzes&Mutran;，1980）。父母的教育期望也可能作為一種外在驅(qū)力促使兒童去達(dá)到父母的要求（Fan&Williams;，2010）。因此，兒童的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)可能是父母教育期望與學(xué)業(yè)成就之間的中介變量。

但若父母教育期望過高，帶給學(xué)生太大壓力，可能導(dǎo)致學(xué)習(xí)焦慮水平上升。而大量的研究都表明學(xué)習(xí)焦慮對學(xué)業(yè)成就有著不利影響（Macher，Paechter，Papousek，&Ruggeri;，2012；Wu，Barth，Amin，Malcarne，&Menon;，2012）。因此學(xué)習(xí)焦慮也可能是父母教育期望與學(xué)業(yè)成就之間的中介變量。同時(shí)，動(dòng)機(jī)過強(qiáng)也會(huì)使學(xué)生的焦慮水平上升（Essau，Leung，Conradt，Cheng，&Wong;，2008；Khalaila，2015），學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)學(xué)習(xí)焦慮可能作為一條中介鏈在父母教育期望與學(xué)業(yè)成就之間起作用。

父母教育期望對學(xué)業(yè)成就的影響存在族群和文化差異（sv&Schulenberg;，2005）。Yama—moto和Holloway（2010）指出，這種差異體現(xiàn)在父母教育期望影響學(xué)業(yè)成就的中介路徑上。例如，相較亞裔美國家庭，在歐裔美國家庭中，父母投入在父母教育期望與兒童學(xué)業(yè)成就之間起更強(qiáng)的中介作用（sv&Schulenberg;，2005）。我國是個(gè)多民族國家，漢族與少數(shù)民族的文化風(fēng)俗不同，教育觀念也存在差異。董莉、陳尚寶和聞素霞（2009）研究表明，少數(shù)民族父母比漢族父母更傾向認(rèn)為兒童的學(xué)習(xí)是一種自然的發(fā)展，不需要自己過多管教。因而，少數(shù)民族家庭中，學(xué)生的自我教育期望、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和學(xué)習(xí)焦慮可能更不易受父母教育期望的影響。

本研究以小學(xué)生為研究對象，采用結(jié)構(gòu)方程建模的方法考察自我教育期望、數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)焦慮在父母教育期望與數(shù)學(xué)成就關(guān)系中的作用和機(jī)制，分析這種機(jī)制是否存在漢族和少數(shù)民族間的差異。綜合以上分析，本研究假設(shè)：（1）兒童的自我教育期望、數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)焦慮在父母教育期望與兒童數(shù)學(xué)成就之間起中介作用，數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)一學(xué)習(xí)焦慮起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，假設(shè)模型見圖1；（2）父母教育期望影響兒童數(shù)學(xué)成就的中介路徑存在民族差異。父母教育期望對兒童自我教育期望、數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)焦慮的預(yù)測作用，在少數(shù)民族家庭中比在漢族家庭中更弱。

2研究方法

2.1研究對象與施測

研究對象為西部五省的2885名小學(xué)4年級(jí)學(xué)生，有效樣本量為2745。其中漢族學(xué)生1125名（男生604名，女生521名），少數(shù)民族學(xué)生1620名（男生838名，女生782名）。平均年齡10.1歲，標(biāo)準(zhǔn)差為0.9。

測試流程為：主試進(jìn)入教室，向?qū)W生說明研究目的，然后讀指導(dǎo)語。學(xué)生先作答45分鐘數(shù)學(xué)成就測驗(yàn)，休息10分鐘后，再作答背景問卷。

2.2研究工具

2.2.1教育期望

父母教育期望。單題，改編自Zhang等人（2011）的研究中測量父母教育期望的題目。對原題做了修改，使之適應(yīng)我國的教育體系。題干為“父母親希望我上學(xué)上到”，選項(xiàng)及對應(yīng)分值為：1=小學(xué)，2=初中，3=高中（包括職高和中專），4=大學(xué)（包括大專和本科），5=研究生（包括碩士和博士）。此外還有一個(gè)選項(xiàng)為“不清楚”，選擇該選項(xiàng)的被試，本題的作答會(huì)被視為缺失。

自我教育期望。單題，改編自Zhang等人（2011）用于測量學(xué)生教育期望的題目。對原題做了修改，使之適應(yīng)我國的教育體系。題干為“我希望我上學(xué)上到”，選項(xiàng)及計(jì)分方式同父母教育期望。

2.2.2數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)

數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表改編自PISA2012數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表（OECD，2014），考察學(xué)生學(xué)習(xí)數(shù)學(xué)的動(dòng)機(jī)水平。量表共6道4級(jí)計(jì)分題（1=非常不同意，4=非常同意），4道原題，2道新題。為使量表適合施測于4年級(jí)學(xué)生，修改了原題的措辭。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.73，驗(yàn)證性因素分析表明量表擬合良好（x²/df=7.57，RMSEA一0.05，CFI=0.97，TLI=0.94）。在結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）中作為潛變量處理。

2.2.3數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)焦慮

數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)焦慮量表改編自PISA2012數(shù)學(xué)焦慮量表（OECD，2014），考察學(xué)生學(xué)習(xí)數(shù)學(xué)時(shí)的焦慮水平。量表共3道4級(jí)計(jì)分題（1=非常不同意，4=非常同意），修改了原題的措辭以使之適合施測于4年級(jí)學(xué)生。本研究中，該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.60，驗(yàn)證性因素分析表明量表擬合良好（X²/df=0，RMSEA 0.00，CFI=1.00，TLI=1.00）。在SEM中作為潛變量處理。

2.2.4數(shù)學(xué)成就

根據(jù)《義務(wù)教育階段數(shù)學(xué)課程標(biāo)準(zhǔn)》由一線教師和教育測量專家共同編制數(shù)學(xué)成就測驗(yàn)，從數(shù)與代數(shù)、空間與圖形、統(tǒng)計(jì)與概率、實(shí)踐與綜合應(yīng)用四個(gè)內(nèi)容方面對學(xué)生的數(shù)學(xué)能力進(jìn)行測查。測驗(yàn)共23道選擇題，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80。邀請兩位數(shù)學(xué)學(xué)科教育專家和三位從事小學(xué)數(shù)學(xué)教學(xué)實(shí)踐的專家對試題取樣的代表性作出評(píng)價(jià)，得到的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI/AVE）為0.93。試題難度（通過率）均值為0.55；區(qū)分度（題總相關(guān)系數(shù)）均值為0.34。采用項(xiàng)目反應(yīng)理論的三參數(shù)模型（3PL model）估計(jì)，將估計(jì)值轉(zhuǎn)化為均分為500，標(biāo)準(zhǔn)差為100的量尺分?jǐn)?shù)作為度量值。

2.2.5家庭環(huán)境

家庭環(huán)境在SEM中作為潛變量處理，由父母受教育水平、家庭擁有物、家庭藏書量三個(gè)指標(biāo)構(gòu)成：父母受教育水平取父母受教育水平的最高值作為度量值；家庭擁有物指標(biāo)反映了家庭財(cái)富，共8道題，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.70，以總分為度量值。

2.3數(shù)據(jù)分析

使用的統(tǒng)計(jì)軟件為SPSS 18.0、flexMirt3.0和Mplus 7.11。

3結(jié)果

3.1共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究對可能存在的共同方法偏差采用了程序控制和Harman單因素檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)收集時(shí)強(qiáng)調(diào)此次收集的數(shù)據(jù)僅用于學(xué)術(shù)研究和協(xié)助學(xué)校改進(jìn)教學(xué)，資料絕對保密。Harman單因素檢驗(yàn)的結(jié)果表明，共有3個(gè)因子的特征根值大于1，且第一個(gè)因子解釋的變異量只有23.36%，小于臨界值40%，表明本研究的共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。

3.2描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

使用學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)問卷和數(shù)學(xué)焦慮問卷各自的題目均分做描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析。各研究變量描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣如表1所示。數(shù)學(xué)成就、父母教育期望、自我期望和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)兩兩正相關(guān)，數(shù)學(xué)成就、父母教育期望與數(shù)學(xué)焦慮均為負(fù)相關(guān)，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與數(shù)學(xué)焦慮正相關(guān)，均在0.001水平上顯著。

3.3中介效應(yīng)分析

以學(xué)生的性別、民族、家庭環(huán)境為控制變量，應(yīng)用SEM檢驗(yàn)父母教育期望對數(shù)學(xué)成就的影響，采用極大似然法對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行估計(jì)和表1

各研究變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果檢驗(yàn)。模型擬合指標(biāo)是：x²/dd=3.55，RMSEA=0.03，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.03，結(jié)果顯示數(shù)據(jù)對模型擬合良好（溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特，2004）。圖2給出了中介模型。父母教育期望對數(shù)學(xué)成就的直接效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)y=0.12（t=4.44，p<0.001）。父母教育期望能顯著正向預(yù)測自我期望（y=0.65，t=49.92，p<0.001）、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)（y=0.20，t=8.18，p<0.001），而自我期望、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)能正向預(yù)測數(shù)學(xué)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、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)可能在父母教育期望與數(shù)學(xué)成就之間起積極的中介作用。父母教育期望負(fù)向預(yù)測數(shù)學(xué)焦慮（y=-0.13，t=-4.54，p<0.001），而數(shù)學(xué)焦慮負(fù)向預(yù)測數(shù)學(xué)成就（y=-0.24，t=-8.48，p<0.001），表明數(shù)學(xué)焦慮可能在父母教育期望與數(shù)學(xué)成就之間起積極的中介作用，這一點(diǎn)超出預(yù)期。此外，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)能正向預(yù)測數(shù)學(xué)焦慮（y=0.18，t=5.46，p<0.001），表明學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)一數(shù)學(xué)焦慮可能是一條中介鏈。中介模型對數(shù)學(xué)成就變異的解釋率為15.1%。

用Bootstrap法重復(fù)抽樣3000次計(jì)算相關(guān)的中介效應(yīng)（方杰，溫忠麟，張敏強(qiáng)，孫配貞，2014）。表2給出了中介效應(yīng)值及95%的偏差校正區(qū)間。所有中介效應(yīng)均顯著（p<0.001），其中自我期望的中介作用最強(qiáng)，效應(yīng)值為0.07，95%的偏差校正區(qū)間為[0 -4，0.09]；學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)值為0.05，95%的偏差校正區(qū)間為[0.03，0.06]；數(shù)學(xué)焦慮的中介效應(yīng)值為0.03，95%的偏差校正區(qū)間為[0.02，0.05]；學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)一數(shù)學(xué)焦慮的中介作用最弱，效應(yīng)值為0.01，95%的偏差校正區(qū)間為[0.01，0.011。

3.4多樣本比較

采用結(jié)構(gòu)方程模型多組比較，考察中介模型對于漢族學(xué)生群體和少數(shù)民族學(xué)生群體是否存在差異。嵌套模型的檢驗(yàn)過程見表3。結(jié)果表明，在父母教育期望與自我期望的路徑上，漢族學(xué)生的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)（y 0.60）顯著小于少數(shù)民族學(xué)生的（y=0.67），與預(yù)期不符；在父母教育期望與學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的路徑上，漢族學(xué)生的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)（y=0.24）顯著大于少數(shù)民族學(xué)生的（y=0.18），符合預(yù)期。父母教育期望與數(shù)學(xué)焦慮的路徑不存在民族差異。