父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響：感知母親教育卷入和學(xué)業(yè)自我效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2018-10-25 06:44:24劉春雷霍珍珍
心理研究 2018年5期
劉春雷 霍珍珍 梁 鑫
（曲阜師范大學(xué)教育學(xué)院，曲阜 273165）
1 引言
學(xué)習(xí)投入（learning engagement）是學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出來的積極和充實的精神狀態(tài)（Schaufeli，Martinez，＆ Marques-Pinto，2002； 倪 士光，伍新春，2011）。研究表明，在學(xué)生學(xué)習(xí)成就的影響機制中，學(xué)習(xí)投入是一個重要因素 （趙明仁，2010）。學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)表現(xiàn)呈正相關(guān)，學(xué)習(xí)投入越高的學(xué)生，其學(xué)業(yè)成就也越高（張娜，2012）。良好的學(xué)習(xí)投入不僅體現(xiàn)良好的教育質(zhì)量，對學(xué)校教育改革也有重大影響（蔡敏，劉璐，2014）。因此，要想真正提高學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)行為，學(xué)校應(yīng)當(dāng)從“學(xué)習(xí)投入”抓起，高度關(guān)注學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中的參與程度。
關(guān)于學(xué)習(xí)投入影響因素的探討，國內(nèi)外研究多關(guān)注學(xué)校因素（如教師支持、同伴關(guān)系、課堂學(xué)習(xí)氛圍和環(huán)境等）的影響，而對家庭因素的探討匱乏。家庭中父母教育卷入在學(xué)生的學(xué)習(xí)、生活當(dāng)中發(fā)揮重要作用。父母教育卷入（parental involvement）指父母對其子女在教育、發(fā)展以及家庭和學(xué)校中為促使孩子取得較好的學(xué)業(yè)成就及心理發(fā)展所做出的多種行為（Seginer，2006；羅良，2011）。父母教育卷入可以促進(jìn) 學(xué) 生 在 學(xué) 校 的 表 現(xiàn) （Fan，2001；Christopher，2006）。隨著父母對子女教育的日益重視，越來越多的家長將子女送去參加校外教育培訓(xùn)作為父母教育卷入的主要方式（馬克·貝磊，劉鈞燕，2015），父母的教育卷入顯得相當(dāng)功利和盲目（陳傳鋒，王玲鳳，陳漢英，俞國良，2014）。
而在父母教育卷入研究中，孩子對父母教育卷入的看法和態(tài)度也同樣重要，這決定了父母能否有效地影響兒童（Vyverman ＆ Vetten-burg，2009）。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母教育卷入有時與父母本人做出的教育卷入行為并不一致。例如，Paulson和Sputa（1996）發(fā)現(xiàn)，無論是父親還是母親，他們所報告的在作業(yè)和學(xué)校方面的卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。而感知父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感之間呈正相關(guān)（Solberg，Gusavac，Hamann，F(xiàn)elch，Johnson，Lamborn，＆ Torres，1998），即學(xué)生感知父母教育卷入越高，越容易產(chǎn)生對成績目標(biāo)定向的支持 （Fridel， Cortina，Turner，＆ Midgley，2007）。因此，我們在進(jìn)行父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響研究時，同時從父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入兩方面入手。
盡管已有研究表明父母教育卷入對小學(xué)生的學(xué)業(yè)投入具有影響，但父母教育卷入是怎樣作用于學(xué)生的學(xué)習(xí)投入？其中的影響機制如何？這些問題仍需解決。依據(jù)社會認(rèn)知理論，個體并不是簡單地對外部環(huán)境做出反應(yīng)或被環(huán)境所左右，個體的行為在很大程度上是以自我認(rèn)知為媒介（Bandura，1996）。自我效能是個體行為的動因。個體對于自我能力表現(xiàn)的預(yù)期是個體進(jìn)行目標(biāo)設(shè)定、行動選擇和努力意愿的主要因素。在廣泛的研究領(lǐng)域，已有研究證實了自我效能感在人類學(xué)習(xí)、行為以及動機中的作用（Bandura，1997）。已有研究也表明自我效能可以引發(fā)個體采取積極的行為，如學(xué)習(xí)投入（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011）。 班杜拉（1977）在自我效能感理論闡述中表示，隨著青少年心理、生理和社會化的發(fā)展，自我效能感也會發(fā)生變化，即家庭、學(xué)校等社會環(huán)境對青少年的自我效能感 （例如學(xué)業(yè)自我效能感）的發(fā)展也有重要的影響作用。因此父母教育卷入越高，學(xué)生自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)能力水平也會越高（Luo，Aye，Hogan，Kaur，＆ Chan，2013），學(xué)習(xí)投入也就越高。而在自我效能感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系上，陸楠和王欲曉（2011）在具體學(xué)科中進(jìn)行了學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)成績的研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)自我效能感高的小學(xué)生，其學(xué)業(yè)成績也較好。因此，我們認(rèn)為，父母教育卷入可能并不直接影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，而可能是通過影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入，自我效能感在父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入之間起中介作用。
綜上所述，父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入之間可能存在關(guān)系，感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在兩者之間起中介作用。因此，我們提出如下假設(shè)：（1）父母教育卷入、小學(xué)生感知父母卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)；（2）在父母教育卷入和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中，小學(xué)生感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
2 研究方法
2.1 被試
采用整群取樣法，選取山東兩所普通小學(xué)。在每所學(xué)校選取三、四、五、六年級的學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，共419名學(xué)生。其中，男生205人，占48.9%；女生214人，占51.1%。三年級共計107人，男女生分別為43人和64人；四年級共計103人，男女生分別為51人和52人；五年級共計109人，男女生分別為51人和58人；六年級共計101人，男女生分別為54人和47人。分別發(fā)放感知父母教育卷入問卷、學(xué)業(yè)自我效能感問卷和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入問卷，最終回收問卷409份，回收率為97.6%。同時，對以上學(xué)生家長發(fā)放父母教育卷入問卷（家長報告版）419份，最終回收290份，其中父親填寫90人，母親填寫200人，分別占31.0%與 69.0%，問卷回收率為 64.9%。
2.2 測量工具
2.2.1 小學(xué)生父母教育卷入行為問卷
采用吳藝方等（2013）編制的小學(xué)生父母教育卷入行為問卷（父母回答版）。該問卷共29個項目，包括家庭監(jiān)控、學(xué)業(yè)輔導(dǎo)、親子溝通、共同活動、家校溝通五個維度。問卷采用五點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。所有題目的平均分即為父母教育卷入行為得分，分?jǐn)?shù)越高表示父母教育卷入行為程度越高。本研究中該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為 0.94；各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.87、0.65、0.87 和 0.91；驗證性因素分析的擬合 指 數(shù) 為 ：χ2／df＝3.86，RMSEA ＝0.05，CFI＝0.94，SRMR＝0.05，TLI＝0.93。
2.2.2 感知父母教育卷入問卷
采用宋冰（2010）編制的父母教育卷入問卷（學(xué)生報告版）測量兒童感知到的父母教育卷入，包括感知母親卷入和感知父親卷入兩個分量表，共42個題目，包括智力卷入、行為管理卷入和情感卷入三個維度。每個分量表題目的平均分即為感知母親卷入和感知父親卷入的得分，分?jǐn)?shù)越高表示兒童感知到的父母教育卷入水平越高。采用5點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.85，母親教育卷入三個維度 α系數(shù)分別為0.69、0.78 和 0.74；父親教育卷入三個維度的 α 系數(shù)分別為 0.79、0.87 和 0.85。
2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感問卷
采用梁宇頌 （2000）編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷。此問卷共22個題目，分為學(xué)業(yè)能力自我效能感和學(xué)業(yè)行為自我效能感兩個維度。每個維度11個題目，采用5點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”，所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高。在本研究中，該問卷及其各維度的α系數(shù)分別為0.89、0.85 和 0.78； 其驗證性因素分析的擬合指數(shù)為 ：χ2／df＝1.86，RMSEA＝0.04，CFI＝0.92，SRMR＝0.05，TLI＝0.91。
2.2.4 學(xué)習(xí)投入量表
采用Skinner等（2008）編制的學(xué)習(xí)投入量表，采用回譯法將之翻譯成中文，共計10個題目，分為行為投入和情感投入兩個維度。所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)投入越高。該量表整體采用五點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。國內(nèi)一些研究證實該量表能用于測量小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入（魏軍，劉儒德，何伊麗，唐銘，邸妙詞，莊鴻，2014）。研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78；行為投入維度和情感投入維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.68和 0.72。
2.3 分析方法
應(yīng)用SPSS20.0軟件對各量表數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析及Hayes（2013）編制的SPSS插件PROCESS宏程序（http：／／www.afhayes.com／）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。該宏程序能便捷有效地進(jìn)行多重中介模型、調(diào)節(jié)模型以及它們之間的混合模型分析，在近期研究中的運用越來越廣泛。
3 研究結(jié)果
3.1 相關(guān)分析與描述統(tǒng)計
表1列出了各個變量的相關(guān)分析與描述統(tǒng)計結(jié)果。相關(guān)分析表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著（p＞0.05）；感知母親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著（p＜0.01）；感知父親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著 （p＜0.05）；學(xué)業(yè)自我效能感與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著（p＜0.01）。 相關(guān)樣本 t檢驗表明，父親教育卷入和母親教 育 卷入得 分存在 顯 著差異 （t＝-3.29，p＜0.01），感知父親教育卷入和感知母親教育卷入得分存在顯著差異（t＝17.2，p＜0.001）。 獨立樣本 t檢驗表明，男生和女生在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入各維度上都有顯著差異（p＜0.01），女生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入顯著大于男生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入。
表1 各主要變量的描述統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)
3.2 中介效應(yīng)檢驗
因為母親卷入顯著大于父親卷入，感知母親卷入顯著大于感知父親卷入，因此，在本研究中，將父母教育卷入分為母親卷入和父親卷入，將感知父母卷入分為感知母親卷入和感知父親卷入進(jìn)行兩組分析。每組分析分別檢驗三條中介路徑，第1組路徑分析模型如圖1所示，母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)習(xí)投入（路徑1）；母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入（路徑2）；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入 （路徑3）。關(guān)鍵要檢驗的是中介路徑2是否顯著。
圖1 母親教育卷入、感知母親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?/p>
在第1組分析中，將自變量（母親教育卷入）、中介變量（感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感）和因變量（小學(xué)生學(xué)習(xí)投入）以及協(xié)變量（性別和年級）依次選入相應(yīng)的選項框。選擇模型6（此模型為鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停O(shè)定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，即勾選 “Bias Corrected”，對置信區(qū)間的置信度，選擇95%。表2列出了對中介效應(yīng)顯著性檢驗的Bootstrap分析結(jié)果。
數(shù)據(jù)結(jié)果表明：母親教育卷入正向影響感知母親卷入（β＝0.26，t＝3.53，p＜0.001），感知母親卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.21，t＝2.31，p＜0.001），學(xué)業(yè)自我效能感則對學(xué)習(xí)投入存在正向影響 （β＝0.84，t＝14.44，p＜0.001）。 此時，母親教育卷入對學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著（β＝-0.05，t＝-1.01，p＝0.32）。母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為0.047，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI＝0.014，0.096），表明該路徑中介效應(yīng)顯著；母親教育卷入→感知母親教育卷入→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為 0.017，其所在置信區(qū)間包括0（95%CI＝-0.002，0.061），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑的效應(yīng)值為 0.055，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI＝-0.05，0.15），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著。因此，感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感作為母親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)得到證實。
圖2 父親教育卷入、感知父親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的中介模型
表2 中介效應(yīng)顯著性檢驗
第2組路徑分析模型如圖2所示，將母親教育卷入換成父親教育卷入，將感知母親卷入換成感知父親卷入再進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，感知父親教育卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.11，t＝3.26，p＝0.001）。學(xué)業(yè)自我效能感則對學(xué)習(xí)投入存在正向影響（β＝0.86，t＝13.62，p＜0.001）。 此時， 父親教育卷入對學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著 （β＝-0.025，t＝-0.48，p＝0.63）。父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.002，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝-0.004，0.020）， 表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.005，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝0.011，0.030），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.099，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI ＝0.001，0.198），表明該路徑中介效應(yīng)顯著。因此，學(xué)業(yè)自我效能感作為父親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)得到證實。
4 討論
4.1 父母教育卷入、感知父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響
過去的研究在父母教育卷入究竟對兒童青少年發(fā)展是否具有正向促進(jìn)作用上仍然存在不一致。可能的原因是以往對父母教育卷入的測量沒有區(qū)分父母自身教育卷入和孩子感知父母教育卷入。本研究將父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入進(jìn)行了區(qū)分，得出了相對清晰的結(jié)果。在父母教育卷入、感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入這三個變量間的相關(guān)分析中，結(jié)果表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著。
父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，而感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著說明父母教育卷入多并不必然會導(dǎo)致小學(xué)生更多的學(xué)習(xí)投入，而只有讓兒童充分感知到，并讓兒童喜歡和接受的教育卷入才能讓孩子更多地投入學(xué)習(xí)。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母卷入有時與父母本人做出的教育卷入行為并不一致（羅良，2014）。本研究的結(jié)果證明了這一點，無論是父親還是母親，他們所報告的教育卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。這種不一致意味著，父母所做出的一些卷入行為，孩子并沒有充分感知到。這是導(dǎo)致父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著的原因。這也與先前的研究一致。喬娜、張景煥、劉桂榮和林崇德（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，初中生感知父母參與與其學(xué)習(xí)成績顯著正相關(guān)。劉桂榮和滕秀芹（2016）對流動兒童的研究發(fā)現(xiàn)，流動兒童對父母教育卷入的感知與學(xué)習(xí)成績呈正相關(guān)。
最近以中國兒童為被試的實證研究發(fā)現(xiàn)，父母教育卷入與學(xué)業(yè)成績呈負(fù)向關(guān)系 （郭筱琳，2017）。Pomerantz，Moorman 和 Litwaek（2007）與 Silinskas，Niemi，Lerkkanen 和 Nurmi（2013）曾提出，父母教育卷入也許并非越多越好，不恰當(dāng)?shù)慕逃砣肟赡軙鹣喾吹淖饔谩Ｒ虼耍覀冋J(rèn)為不恰當(dāng)?shù)母改附逃砣敕绞剑蛟S正是造成父母教育卷入水平與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平相關(guān)不顯著甚至負(fù)相關(guān)的原因之一。Froiland和Peterson（2012）的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，父母檢查孩子的家庭作業(yè)對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生負(fù)面影響。馬虹、姚梅林、吉雪巖（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，家長的傾力投入并不一定能夠直接導(dǎo)致子女的學(xué)業(yè)投入，其成效會受到教養(yǎng)風(fēng)格的制約。若教養(yǎng)風(fēng)格不當(dāng)，不僅家長投入的收效甚微，甚至可能誘發(fā)其他不良后果。可見，家長若能與子女良好地互動，采用支持型的教養(yǎng)風(fēng)格，則家長投入有望取得良好成效。因此，父母教育卷入并不是越多越好，功利主義的父母教育卷入并不一定促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。而我們的研究也發(fā)現(xiàn)，無論是在父母教育卷入還是感知父母教育卷入方面，父母的關(guān)注點更多是在家庭監(jiān)控和學(xué)業(yè)輔導(dǎo)方面，父母的行為管理卷入大于情感卷入。因此，不正確的父母教育卷入方式，并沒有我們預(yù)期的促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)投入，有時反而起到相反作用。
4.2 感知父母教育卷入和學(xué)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)分析
本研究結(jié)果顯示：學(xué)業(yè)自我效能感在感知父母教育卷入和學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起中介作用；感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入對學(xué)習(xí)投入的影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩８兄改附逃砣胨皆礁撸鋵W(xué)業(yè)自我效能水平就越強，學(xué)業(yè)自我效能的提升又進(jìn)一步帶來更高水平的學(xué)習(xí)投入，這已被國內(nèi)外有關(guān)學(xué)習(xí)投入的研究所證實（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011；石雷山，陳英敏，侯秀，高峰強，2013）。學(xué)業(yè)自我效能是學(xué)生對自我學(xué)習(xí)能力的評價。作為一種重要的學(xué)習(xí)動機因素，如果學(xué)生對自己的學(xué)業(yè)能力充滿自信，他將更有可能全身心地投入到學(xué)習(xí)之中，表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)上愿意付出努力，遇到困難更能堅持不懈，以及對學(xué)習(xí)表現(xiàn)出更為強烈的卷入和全身心的參與。因此，學(xué)業(yè)自我效能通過學(xué)業(yè)目標(biāo)的設(shè)定、學(xué)習(xí)的付出與努力，以及在遭遇挫敗時的堅持程度，影響學(xué)生對學(xué)習(xí)的投入水平。
本研究的一大創(chuàng)新之處是對父母教育卷入進(jìn)行了父親和母親的區(qū)分，結(jié)果表明：母親教育卷入通過影響小學(xué)生感知母親教育卷入，感知母親卷入又影響學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而影響小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入；而父親教育卷入對感知父親卷入沒有顯著影響，只對學(xué)業(yè)自我效能感有顯著影響，感知父親教育卷入也是通過學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)投入起作用。前面的差異檢驗也證明，父母教育卷入中更多的是母親的教育卷入，父親的教育卷入少，以至于小學(xué)生沒有或很少感知到父親教育卷入。說明小學(xué)生感知母親對其教育卷入，明顯優(yōu)于父親，這與Lewis和Lamb（2003）的研究中提到的母親的卷入方式與父親的卷入方式是一致的。中國自古講求“男主外，女主內(nèi)”，母親在孩子的教育上一直承擔(dān)著重要責(zé)任。在一個家庭結(jié)構(gòu)中，父親更多地承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)支柱的角色，有時可能會因為工作需要而短期外出或者長期外出，這就會導(dǎo)致不能兼顧到孩子的教育卷入，因此父親教育卷入對小學(xué)生感知父親卷入沒有顯著影響。
近些年來研究發(fā)現(xiàn)，父親的卷入行為對兒童的認(rèn)知、情感和社會化等方面均有積極影響。特別是男孩在成長發(fā)展中父親的陪伴對孩子的學(xué)業(yè)和人格發(fā)展都有重要的影響。父親教育卷入的缺失可能是男孩在小學(xué)階段發(fā)育較晚導(dǎo)致男孩學(xué)業(yè)成績總體比女孩差的另一原因。母親對男孩陪伴可能并不能彌補父親在男孩成長過程中的作用。父親高度參與教育的家庭中，兒童具有較高的認(rèn)知能力、更有同情心，較少存在性別刻板觀念，更為內(nèi)控 （趙娜，2007；Pleck，1997）。 Lamb（2010）曾總結(jié)到，父親的敏感性教養(yǎng)（如回應(yīng)、交談、教導(dǎo)以及鼓勵學(xué)習(xí)等）能預(yù)測兒童社會情緒方面的發(fā)展，而父親缺失則會對兒童青少年產(chǎn)生顯著的不良影響，如與父親分開居住的孩子會出現(xiàn)更高的輟學(xué)率、更多的抑郁或焦慮問題以及更多的行為問題。因此，加大父親的教育卷入程度，通過親子溝通、共同活動等提高小學(xué)生感知父親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感，或許對其學(xué)習(xí)投入會有幫助。
5 結(jié)論
（1）父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入沒有顯著影響，小學(xué)生感知父母教育卷入程度對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入有顯著影響，學(xué)業(yè)自我效能感顯著預(yù)測學(xué)習(xí)投入。
（2）小學(xué)生感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入與學(xué)生學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
（3）學(xué)業(yè)自我效能感分別在父親教育卷入和感知父親卷入與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起著中介作用。
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劉春雷 霍珍珍 梁 鑫
（曲阜師范大學(xué)教育學(xué)院，曲阜 273165）
1 引言
學(xué)習(xí)投入（learning engagement）是學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出來的積極和充實的精神狀態(tài)（Schaufeli，Martinez，＆ Marques-Pinto，2002； 倪 士光，伍新春，2011）。研究表明，在學(xué)生學(xué)習(xí)成就的影響機制中，學(xué)習(xí)投入是一個重要因素 （趙明仁，2010）。學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)表現(xiàn)呈正相關(guān)，學(xué)習(xí)投入越高的學(xué)生，其學(xué)業(yè)成就也越高（張娜，2012）。良好的學(xué)習(xí)投入不僅體現(xiàn)良好的教育質(zhì)量，對學(xué)校教育改革也有重大影響（蔡敏，劉璐，2014）。因此，要想真正提高學(xué)生的學(xué)業(yè)水平，培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)行為，學(xué)校應(yīng)當(dāng)從“學(xué)習(xí)投入”抓起，高度關(guān)注學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中的參與程度。
關(guān)于學(xué)習(xí)投入影響因素的探討，國內(nèi)外研究多關(guān)注學(xué)校因素（如教師支持、同伴關(guān)系、課堂學(xué)習(xí)氛圍和環(huán)境等）的影響，而對家庭因素的探討匱乏。家庭中父母教育卷入在學(xué)生的學(xué)習(xí)、生活當(dāng)中發(fā)揮重要作用。父母教育卷入（parental involvement）指父母對其子女在教育、發(fā)展以及家庭和學(xué)校中為促使孩子取得較好的學(xué)業(yè)成就及心理發(fā)展所做出的多種行為（Seginer，2006；羅良，2011）。父母教育卷入可以促進(jìn) 學(xué) 生 在 學(xué) 校 的 表 現(xiàn) （Fan，2001；Christopher，2006）。隨著父母對子女教育的日益重視，越來越多的家長將子女送去參加校外教育培訓(xùn)作為父母教育卷入的主要方式（馬克·貝磊，劉鈞燕，2015），父母的教育卷入顯得相當(dāng)功利和盲目（陳傳鋒，王玲鳳，陳漢英，俞國良，2014）。
而在父母教育卷入研究中，孩子對父母教育卷入的看法和態(tài)度也同樣重要，這決定了父母能否有效地影響兒童（Vyverman ＆ Vetten-burg，2009）。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母教育卷入有時與父母本人做出的教育卷入行為并不一致。例如，Paulson和Sputa（1996）發(fā)現(xiàn)，無論是父親還是母親，他們所報告的在作業(yè)和學(xué)校方面的卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。而感知父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感之間呈正相關(guān)（Solberg，Gusavac，Hamann，F(xiàn)elch，Johnson，Lamborn，＆ Torres，1998），即學(xué)生感知父母教育卷入越高，越容易產(chǎn)生對成績目標(biāo)定向的支持 （Fridel， Cortina，Turner，＆ Midgley，2007）。因此，我們在進(jìn)行父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響研究時，同時從父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入兩方面入手。
盡管已有研究表明父母教育卷入對小學(xué)生的學(xué)業(yè)投入具有影響，但父母教育卷入是怎樣作用于學(xué)生的學(xué)習(xí)投入？其中的影響機制如何？這些問題仍需解決。依據(jù)社會認(rèn)知理論，個體并不是簡單地對外部環(huán)境做出反應(yīng)或被環(huán)境所左右，個體的行為在很大程度上是以自我認(rèn)知為媒介（Bandura，1996）。自我效能是個體行為的動因。個體對于自我能力表現(xiàn)的預(yù)期是個體進(jìn)行目標(biāo)設(shè)定、行動選擇和努力意愿的主要因素。在廣泛的研究領(lǐng)域，已有研究證實了自我效能感在人類學(xué)習(xí)、行為以及動機中的作用（Bandura，1997）。已有研究也表明自我效能可以引發(fā)個體采取積極的行為，如學(xué)習(xí)投入（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011）。 班杜拉（1977）在自我效能感理論闡述中表示，隨著青少年心理、生理和社會化的發(fā)展，自我效能感也會發(fā)生變化，即家庭、學(xué)校等社會環(huán)境對青少年的自我效能感 （例如學(xué)業(yè)自我效能感）的發(fā)展也有重要的影響作用。因此父母教育卷入越高，學(xué)生自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)能力水平也會越高（Luo，Aye，Hogan，Kaur，＆ Chan，2013），學(xué)習(xí)投入也就越高。而在自我效能感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系上，陸楠和王欲曉（2011）在具體學(xué)科中進(jìn)行了學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)成績的研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)自我效能感高的小學(xué)生，其學(xué)業(yè)成績也較好。因此，我們認(rèn)為，父母教育卷入可能并不直接影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，而可能是通過影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入，自我效能感在父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入之間起中介作用。
綜上所述，父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入之間可能存在關(guān)系，感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在兩者之間起中介作用。因此，我們提出如下假設(shè)：（1）父母教育卷入、小學(xué)生感知父母卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)；（2）在父母教育卷入和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中，小學(xué)生感知父母卷入和學(xué)業(yè)自我效能感起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
2 研究方法
2.1 被試
采用整群取樣法，選取山東兩所普通小學(xué)。在每所學(xué)校選取三、四、五、六年級的學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，共419名學(xué)生。其中，男生205人，占48.9%；女生214人，占51.1%。三年級共計107人，男女生分別為43人和64人；四年級共計103人，男女生分別為51人和52人；五年級共計109人，男女生分別為51人和58人；六年級共計101人，男女生分別為54人和47人。分別發(fā)放感知父母教育卷入問卷、學(xué)業(yè)自我效能感問卷和小學(xué)生學(xué)習(xí)投入問卷，最終回收問卷409份，回收率為97.6%。同時，對以上學(xué)生家長發(fā)放父母教育卷入問卷（家長報告版）419份，最終回收290份，其中父親填寫90人，母親填寫200人，分別占31.0%與 69.0%，問卷回收率為 64.9%。
2.2 測量工具
2.2.1 小學(xué)生父母教育卷入行為問卷
采用吳藝方等（2013）編制的小學(xué)生父母教育卷入行為問卷（父母回答版）。該問卷共29個項目，包括家庭監(jiān)控、學(xué)業(yè)輔導(dǎo)、親子溝通、共同活動、家校溝通五個維度。問卷采用五點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。所有題目的平均分即為父母教育卷入行為得分，分?jǐn)?shù)越高表示父母教育卷入行為程度越高。本研究中該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s α）為 0.94；各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.87、0.65、0.87 和 0.91；驗證性因素分析的擬合 指 數(shù) 為 ：χ2／df＝3.86，RMSEA ＝0.05，CFI＝0.94，SRMR＝0.05，TLI＝0.93。
2.2.2 感知父母教育卷入問卷
采用宋冰（2010）編制的父母教育卷入問卷（學(xué)生報告版）測量兒童感知到的父母教育卷入，包括感知母親卷入和感知父親卷入兩個分量表，共42個題目，包括智力卷入、行為管理卷入和情感卷入三個維度。每個分量表題目的平均分即為感知母親卷入和感知父親卷入的得分，分?jǐn)?shù)越高表示兒童感知到的父母教育卷入水平越高。采用5點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.85，母親教育卷入三個維度 α系數(shù)分別為0.69、0.78 和 0.74；父親教育卷入三個維度的 α 系數(shù)分別為 0.79、0.87 和 0.85。
2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感問卷
采用梁宇頌 （2000）編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷。此問卷共22個題目，分為學(xué)業(yè)能力自我效能感和學(xué)業(yè)行為自我效能感兩個維度。每個維度11個題目，采用5點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”，所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高。在本研究中，該問卷及其各維度的α系數(shù)分別為0.89、0.85 和 0.78； 其驗證性因素分析的擬合指數(shù)為 ：χ2／df＝1.86，RMSEA＝0.04，CFI＝0.92，SRMR＝0.05，TLI＝0.91。
2.2.4 學(xué)習(xí)投入量表
采用Skinner等（2008）編制的學(xué)習(xí)投入量表，采用回譯法將之翻譯成中文，共計10個題目，分為行為投入和情感投入兩個維度。所有題目的平均分即為學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，分?jǐn)?shù)越高表明此學(xué)生的學(xué)業(yè)投入越高。該量表整體采用五點計分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。國內(nèi)一些研究證實該量表能用于測量小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入（魏軍，劉儒德，何伊麗，唐銘，邸妙詞，莊鴻，2014）。研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78；行為投入維度和情感投入維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.68和 0.72。
2.3 分析方法
應(yīng)用SPSS20.0軟件對各量表數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析及Hayes（2013）編制的SPSS插件PROCESS宏程序（http：／／www.afhayes.com／）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。該宏程序能便捷有效地進(jìn)行多重中介模型、調(diào)節(jié)模型以及它們之間的混合模型分析，在近期研究中的運用越來越廣泛。
3 研究結(jié)果
3.1 相關(guān)分析與描述統(tǒng)計
表1列出了各個變量的相關(guān)分析與描述統(tǒng)計結(jié)果。相關(guān)分析表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著（p＞0.05）；感知母親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著（p＜0.01）；感知父親卷入與學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著 （p＜0.05）；學(xué)業(yè)自我效能感與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著（p＜0.01）。 相關(guān)樣本 t檢驗表明，父親教育卷入和母親教 育 卷入得 分存在 顯 著差異 （t＝-3.29，p＜0.01），感知父親教育卷入和感知母親教育卷入得分存在顯著差異（t＝17.2，p＜0.001）。 獨立樣本 t檢驗表明，男生和女生在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入各維度上都有顯著差異（p＜0.01），女生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入顯著大于男生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入。
表1 各主要變量的描述統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)
3.2 中介效應(yīng)檢驗
因為母親卷入顯著大于父親卷入，感知母親卷入顯著大于感知父親卷入，因此，在本研究中，將父母教育卷入分為母親卷入和父親卷入，將感知父母卷入分為感知母親卷入和感知父親卷入進(jìn)行兩組分析。每組分析分別檢驗三條中介路徑，第1組路徑分析模型如圖1所示，母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)習(xí)投入（路徑1）；母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入（路徑2）；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入 （路徑3）。關(guān)鍵要檢驗的是中介路徑2是否顯著。
圖1 母親教育卷入、感知母親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?/p>
在第1組分析中，將自變量（母親教育卷入）、中介變量（感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感）和因變量（小學(xué)生學(xué)習(xí)投入）以及協(xié)變量（性別和年級）依次選入相應(yīng)的選項框。選擇模型6（此模型為鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停O(shè)定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，即勾選 “Bias Corrected”，對置信區(qū)間的置信度，選擇95%。表2列出了對中介效應(yīng)顯著性檢驗的Bootstrap分析結(jié)果。
數(shù)據(jù)結(jié)果表明：母親教育卷入正向影響感知母親卷入（β＝0.26，t＝3.53，p＜0.001），感知母親卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.21，t＝2.31，p＜0.001），學(xué)業(yè)自我效能感則對學(xué)習(xí)投入存在正向影響 （β＝0.84，t＝14.44，p＜0.001）。 此時，母親教育卷入對學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著（β＝-0.05，t＝-1.01，p＝0.32）。母親教育卷入→感知母親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為0.047，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI＝0.014，0.096），表明該路徑中介效應(yīng)顯著；母親教育卷入→感知母親教育卷入→學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)值為 0.017，其所在置信區(qū)間包括0（95%CI＝-0.002，0.061），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；母親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑的效應(yīng)值為 0.055，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI＝-0.05，0.15），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著。因此，感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感作為母親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)得到證實。
圖2 父親教育卷入、感知父親卷入、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的中介模型
表2 中介效應(yīng)顯著性檢驗
第2組路徑分析模型如圖2所示，將母親教育卷入換成父親教育卷入，將感知母親卷入換成感知父親卷入再進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)結(jié)果表明，感知父親教育卷入正向影響學(xué)業(yè)自我效能感 （β＝0.11，t＝3.26，p＝0.001）。學(xué)業(yè)自我效能感則對學(xué)習(xí)投入存在正向影響（β＝0.86，t＝13.62，p＜0.001）。 此時， 父親教育卷入對學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)不顯著 （β＝-0.025，t＝-0.48，p＝0.63）。父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.002，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝-0.004，0.020）， 表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→感知父親卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.005，其所在置信區(qū)間包括 0（95%CI ＝0.011，0.030），表明該路徑中介效應(yīng)不顯著；父親教育卷入→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入的中介路徑效應(yīng)值為0.099，其所在置信區(qū)間不包括 0（95%CI ＝0.001，0.198），表明該路徑中介效應(yīng)顯著。因此，學(xué)業(yè)自我效能感作為父親教育卷入與學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)得到證實。
4 討論
4.1 父母教育卷入、感知父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響
過去的研究在父母教育卷入究竟對兒童青少年發(fā)展是否具有正向促進(jìn)作用上仍然存在不一致。可能的原因是以往對父母教育卷入的測量沒有區(qū)分父母自身教育卷入和孩子感知父母教育卷入。本研究將父母教育卷入與學(xué)生感知父母教育卷入進(jìn)行了區(qū)分，得出了相對清晰的結(jié)果。在父母教育卷入、感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入這三個變量間的相關(guān)分析中，結(jié)果表明：父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入相關(guān)都顯著。
父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，而感知父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著說明父母教育卷入多并不必然會導(dǎo)致小學(xué)生更多的學(xué)習(xí)投入，而只有讓兒童充分感知到，并讓兒童喜歡和接受的教育卷入才能讓孩子更多地投入學(xué)習(xí)。研究發(fā)現(xiàn)，兒童所感知到的父母卷入有時與父母本人做出的教育卷入行為并不一致（羅良，2014）。本研究的結(jié)果證明了這一點，無論是父親還是母親，他們所報告的教育卷入水平均高于孩子所感知到的父母卷入水平。這種不一致意味著，父母所做出的一些卷入行為，孩子并沒有充分感知到。這是導(dǎo)致父母教育卷入與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入相關(guān)不顯著，感知父母教育卷入與學(xué)習(xí)投入相關(guān)顯著的原因。這也與先前的研究一致。喬娜、張景煥、劉桂榮和林崇德（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，初中生感知父母參與與其學(xué)習(xí)成績顯著正相關(guān)。劉桂榮和滕秀芹（2016）對流動兒童的研究發(fā)現(xiàn)，流動兒童對父母教育卷入的感知與學(xué)習(xí)成績呈正相關(guān)。
最近以中國兒童為被試的實證研究發(fā)現(xiàn)，父母教育卷入與學(xué)業(yè)成績呈負(fù)向關(guān)系 （郭筱琳，2017）。Pomerantz，Moorman 和 Litwaek（2007）與 Silinskas，Niemi，Lerkkanen 和 Nurmi（2013）曾提出，父母教育卷入也許并非越多越好，不恰當(dāng)?shù)慕逃砣肟赡軙鹣喾吹淖饔谩Ｒ虼耍覀冋J(rèn)為不恰當(dāng)?shù)母改附逃砣敕绞剑蛟S正是造成父母教育卷入水平與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平相關(guān)不顯著甚至負(fù)相關(guān)的原因之一。Froiland和Peterson（2012）的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，父母檢查孩子的家庭作業(yè)對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生負(fù)面影響。馬虹、姚梅林、吉雪巖（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，家長的傾力投入并不一定能夠直接導(dǎo)致子女的學(xué)業(yè)投入，其成效會受到教養(yǎng)風(fēng)格的制約。若教養(yǎng)風(fēng)格不當(dāng)，不僅家長投入的收效甚微，甚至可能誘發(fā)其他不良后果。可見，家長若能與子女良好地互動，采用支持型的教養(yǎng)風(fēng)格，則家長投入有望取得良好成效。因此，父母教育卷入并不是越多越好，功利主義的父母教育卷入并不一定促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。而我們的研究也發(fā)現(xiàn)，無論是在父母教育卷入還是感知父母教育卷入方面，父母的關(guān)注點更多是在家庭監(jiān)控和學(xué)業(yè)輔導(dǎo)方面，父母的行為管理卷入大于情感卷入。因此，不正確的父母教育卷入方式，并沒有我們預(yù)期的促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)投入，有時反而起到相反作用。
4.2 感知父母教育卷入和學(xué)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)分析
本研究結(jié)果顯示：學(xué)業(yè)自我效能感在感知父母教育卷入和學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起中介作用；感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入對學(xué)習(xí)投入的影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩８兄改附逃砣胨皆礁撸鋵W(xué)業(yè)自我效能水平就越強，學(xué)業(yè)自我效能的提升又進(jìn)一步帶來更高水平的學(xué)習(xí)投入，這已被國內(nèi)外有關(guān)學(xué)習(xí)投入的研究所證實（Ouweneel，Pascale，Blanca，＆ Schaufeli，2011；石雷山，陳英敏，侯秀，高峰強，2013）。學(xué)業(yè)自我效能是學(xué)生對自我學(xué)習(xí)能力的評價。作為一種重要的學(xué)習(xí)動機因素，如果學(xué)生對自己的學(xué)業(yè)能力充滿自信，他將更有可能全身心地投入到學(xué)習(xí)之中，表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)上愿意付出努力，遇到困難更能堅持不懈，以及對學(xué)習(xí)表現(xiàn)出更為強烈的卷入和全身心的參與。因此，學(xué)業(yè)自我效能通過學(xué)業(yè)目標(biāo)的設(shè)定、學(xué)習(xí)的付出與努力，以及在遭遇挫敗時的堅持程度，影響學(xué)生對學(xué)習(xí)的投入水平。
本研究的一大創(chuàng)新之處是對父母教育卷入進(jìn)行了父親和母親的區(qū)分，結(jié)果表明：母親教育卷入通過影響小學(xué)生感知母親教育卷入，感知母親卷入又影響學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而影響小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入；而父親教育卷入對感知父親卷入沒有顯著影響，只對學(xué)業(yè)自我效能感有顯著影響，感知父親教育卷入也是通過學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)投入起作用。前面的差異檢驗也證明，父母教育卷入中更多的是母親的教育卷入，父親的教育卷入少，以至于小學(xué)生沒有或很少感知到父親教育卷入。說明小學(xué)生感知母親對其教育卷入，明顯優(yōu)于父親，這與Lewis和Lamb（2003）的研究中提到的母親的卷入方式與父親的卷入方式是一致的。中國自古講求“男主外，女主內(nèi)”，母親在孩子的教育上一直承擔(dān)著重要責(zé)任。在一個家庭結(jié)構(gòu)中，父親更多地承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)支柱的角色，有時可能會因為工作需要而短期外出或者長期外出，這就會導(dǎo)致不能兼顧到孩子的教育卷入，因此父親教育卷入對小學(xué)生感知父親卷入沒有顯著影響。
近些年來研究發(fā)現(xiàn)，父親的卷入行為對兒童的認(rèn)知、情感和社會化等方面均有積極影響。特別是男孩在成長發(fā)展中父親的陪伴對孩子的學(xué)業(yè)和人格發(fā)展都有重要的影響。父親教育卷入的缺失可能是男孩在小學(xué)階段發(fā)育較晚導(dǎo)致男孩學(xué)業(yè)成績總體比女孩差的另一原因。母親對男孩陪伴可能并不能彌補父親在男孩成長過程中的作用。父親高度參與教育的家庭中，兒童具有較高的認(rèn)知能力、更有同情心，較少存在性別刻板觀念，更為內(nèi)控 （趙娜，2007；Pleck，1997）。 Lamb（2010）曾總結(jié)到，父親的敏感性教養(yǎng)（如回應(yīng)、交談、教導(dǎo)以及鼓勵學(xué)習(xí)等）能預(yù)測兒童社會情緒方面的發(fā)展，而父親缺失則會對兒童青少年產(chǎn)生顯著的不良影響，如與父親分開居住的孩子會出現(xiàn)更高的輟學(xué)率、更多的抑郁或焦慮問題以及更多的行為問題。因此，加大父親的教育卷入程度，通過親子溝通、共同活動等提高小學(xué)生感知父親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感，或許對其學(xué)習(xí)投入會有幫助。
5 結(jié)論
（1）父母教育卷入對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入沒有顯著影響，小學(xué)生感知父母教育卷入程度對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入有顯著影響，學(xué)業(yè)自我效能感顯著預(yù)測學(xué)習(xí)投入。
（2）小學(xué)生感知母親卷入和學(xué)業(yè)自我效能感在母親教育卷入與學(xué)生學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>
（3）學(xué)業(yè)自我效能感分別在父親教育卷入和感知父親卷入與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中起著中介作用。
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