鄧小平 羅秀文 鄔雨臻

(1贛南師范大學(xué)教育經(jīng)濟(jì)研究中心;2贛南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院,贛州 341000)

1 前言

積極青少年發(fā)展理論認(rèn)為學(xué)業(yè)成就在青少年發(fā)展中具有重要作用。有研究表明早期學(xué)業(yè)成就能正向預(yù)測未來的經(jīng)濟(jì)收入,是阻斷貧困代際傳遞的關(guān)鍵機(jī)制(A ltschul,2012)。在諸多學(xué)業(yè)成就的影響因素中,家庭社會經(jīng)濟(jì)地位的作用得到大部分研究者的一致肯定。如,Sirin(2005)采用元分析方法匯聚了74篇獨(dú)立研究和101157名被試,結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間存在中等程度的正相關(guān)。但是關(guān)于社會經(jīng)濟(jì)地位何時會影響學(xué)業(yè)成就,以及如何影響學(xué)業(yè)成就,尚存在眾多爭議。本研究將采用元分析方法探討社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就影響過程中的調(diào)節(jié)機(jī)制和中介機(jī)制。相比單個研究而言,元分析整合了多項(xiàng)研究結(jié)果,能降低甚至排除單一研究結(jié)果中存在的測量誤差和抽樣誤差,從而提高研究結(jié)論的外部解釋效度(Schm idt&Hunter,2014)。

關(guān)于社會經(jīng)濟(jì)地位何時影響學(xué)業(yè)成就的研究主要集中在調(diào)節(jié)變量的識別上,即二者關(guān)系的方向和強(qiáng)度是否會隨著調(diào)節(jié)變量而產(chǎn)生變化。其中,影響社會經(jīng)濟(jì)地位和學(xué)業(yè)成就關(guān)系的調(diào)節(jié)變量有年級、社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式等。如,White(1982)的研究表明,隨著年級增加,社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就的影響會逐漸消失。原因在于隨著年級增加,學(xué)生在校時間增長,學(xué)校教育會補(bǔ)償?shù)蜕鐣?jīng)濟(jì)地位的負(fù)面影響(Rutter&Maughan,2002);也有可能是,隨著年級增加,低社會經(jīng)濟(jì)地位家庭的兒童更有可能離開學(xué)校,而剩下的兒童社會經(jīng)濟(jì)地位整體偏高,二者之間的相關(guān)消失(Alexander,Entw isle,&Olson,2007)。但是,Caro,M cDonald和Willms(2009)的研究表明社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就的影響不但不會隨著年級增加而消失,反而會擴(kuò)大。關(guān)于社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系是否會受社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的影響也存在爭議。以往研究中常單獨(dú)或綜合采用家庭收入、父母受教育水平、父母職業(yè)和家庭資源作為社會經(jīng)濟(jì)地位的測量指標(biāo)。家庭收入代表著家庭能提供的經(jīng)濟(jì)資源,而父母受教育水平和職業(yè)指父母的智力資源、社會地位、人脈和社會資本(Conger,Conger,&Martin,2010)。相對家庭收入、父母教育和父母職業(yè)而言,家庭資源較少被采用。家庭資源包括家庭日用品(如,書、電腦和書房等)和為子女提供課后或假期教育服務(wù)。Sirin(2005)的元分析結(jié)果表明,家庭資源與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)最強(qiáng)(r=0.51),顯著得高于家庭收入、父母教育水平和職業(yè)與學(xué)業(yè)成就的相關(guān),且后三者與學(xué)業(yè)成就之間的相關(guān)差異不顯著。但是,另有研究表明與學(xué)業(yè)成就關(guān)系最密切的是家庭收入(Conger et al,2010)或父母受教育水平(張?jiān)七\(yùn),駱方,陶沙,羅良,董奇,2015)。

關(guān)于社會經(jīng)濟(jì)地位如何影響學(xué)業(yè)成就,家庭壓力模型(fam ily stressmodel)和家庭投資模型(fam ily investmentmodel)提供了理論基礎(chǔ)。家庭壓力模型認(rèn)為社會經(jīng)濟(jì)地位通過一系列中間環(huán)節(jié)來影響學(xué)業(yè)成就(Masarik&Conger,2017)。家庭社會經(jīng)濟(jì)地位低(如,經(jīng)濟(jì)困難)會加劇父母壓力,壓力導(dǎo)致家庭沖突和父母抑郁發(fā)生,進(jìn)而減少了父母養(yǎng)育和卷入行為,最終導(dǎo)致子女學(xué)業(yè)成就低。家庭投資模型認(rèn)為家庭社會經(jīng)濟(jì)地位通過家庭投資來影響學(xué)業(yè)成就(Sohr-Preston etal.,2013)。家庭投資包括學(xué)習(xí)資源投資、生活必需品投資、居住地投資和行為投資四個維度。社會經(jīng)濟(jì)地位高的家庭愿意和有能力投入資源到子女教育中,從而促進(jìn)子女學(xué)業(yè)成就的發(fā)展;而社會經(jīng)濟(jì)地位低的家庭只能把有限的資源投入到家庭生活必需品上。綜合比較家庭壓力模型和家庭投資模型發(fā)現(xiàn),家庭壓力模型中的父母養(yǎng)育和卷入環(huán)節(jié)與家庭投資模型中的行為投資都強(qiáng)調(diào)了父母卷入的作用。雖然父母卷入沒有統(tǒng)一的概念,但多數(shù)研究者都認(rèn)可父母卷入主要指父母在家庭和學(xué)校情景下促進(jìn)子女取得更好學(xué)業(yè)成就和心理發(fā)展的父母行為(El Nokali,Bachman,&Votruba-Drzal,2010)。有研究表明,父母卷入在社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間起著中介作用,即社會經(jīng)濟(jì)地位高的家庭父母卷入越高,而高水平的父母卷入能有效促進(jìn)學(xué)業(yè)成就(Bae&W ickrama,2014;喬娜,張景煥,劉桂榮,林崇德,2013)。另有研究表明,由于父母卷入與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系受第三個變量的影響,導(dǎo)致父母卷入的中介效應(yīng)不成立。如,Castro等人(2015)的元分析發(fā)現(xiàn),父母卷入與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系存在著年級差異,在幼兒園及小學(xué)階段的父母卷入與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)系數(shù)要顯著的小于中學(xué)階段。

本研究將采用結(jié)構(gòu)方程模型取向的元分析方法來檢驗(yàn)4個問題。第一,社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)是否顯著;第二,社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系是否受年級、社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的影響;第三,父母卷入在社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間的中介效應(yīng)是否成立;第四,父母卷入的中介效應(yīng)模型是否存在年級差異,即父母卷入是否是有調(diào)節(jié)的中介變量。

2 方法

2.1 文獻(xiàn)檢索與選取

本研究通過Psyc INFO,Psychology and Behavioral Sciences Collection,PsycARTICLES和Education Research Complete四個數(shù)據(jù)庫檢索英文專業(yè)期刊文獻(xiàn)。社會經(jīng)濟(jì)地位的檢索詞設(shè)定為socioeconom ic status,socio-econom ic status,social class,social status,income,disadvantaged,poverty,education*,occupation*,econom ic*和 SES;父母卷入的檢索詞設(shè)定為involvement,engagement和participation;學(xué)業(yè)成就的檢索詞設(shè)定為academ ic,achievement,success和performance。由于社會經(jīng)濟(jì)地位經(jīng)常作為控制變量,因此在檢索時將社會經(jīng)濟(jì)地位設(shè)置在摘要檢索,父母卷入和學(xué)業(yè)成就設(shè)置為題名檢索。檢索時間范圍設(shè)定為：1987~2016年。

在檢索文獻(xiàn)時設(shè)定3個變量需同時出現(xiàn)在一個研究中。原因在于若只有兩個變量進(jìn)入了研究,在采用結(jié)構(gòu)方程模型分析父母卷入的中介效應(yīng)時需采用配對刪除方法來處理缺失值,很有可能出現(xiàn)非正定問題,從而導(dǎo)致模型擬合不良。而本文這種檢索設(shè)置可能導(dǎo)致檢索到的研究數(shù)量較少。但是,根據(jù)Cheung和Vijayakumar(2016)的建議,元分析所需的研究量不少于20篇即可。本研究檢索文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)同時納入社會經(jīng)濟(jì)地位、父母卷入和學(xué)業(yè)成就的研究數(shù)量超過了元分析研究數(shù)量的要求。

基于上述文獻(xiàn)檢索規(guī)則,最終檢索到146篇文獻(xiàn)。采用以下3個標(biāo)準(zhǔn)來篩選文獻(xiàn)：(1)文獻(xiàn)中同時對社會經(jīng)濟(jì)地位,父母卷入和學(xué)業(yè)成就進(jìn)行了測量;(2)研究樣本為幼兒園到高中學(xué)生群體;(3)報告了三者之間的兩兩積差相關(guān)系數(shù)(本研究采用積差相關(guān)系數(shù)作為元分析的效應(yīng)值)和樣本量等信息。首先通過文獻(xiàn)題名剔除重復(fù)文獻(xiàn)27篇,其次通過摘要剔除非實(shí)證研究52篇,接著通過全文閱讀剔除沒有同時測量了3個變量的文獻(xiàn)40篇,隨后剔除研究被試樣本為大學(xué)生群體的文獻(xiàn)1篇,最后剔除沒有報告3個變量所有兩兩相關(guān)的文獻(xiàn)4篇。納入元分析的文獻(xiàn)數(shù)量為22篇。22篇文獻(xiàn)中有3篇都包括2個獨(dú)立樣本研究,因此納入元分析的獨(dú)立樣本研究數(shù)量為25個。文獻(xiàn)篩選過程詳見圖1。

2.2 文獻(xiàn)特征編碼

所有收集到的研究進(jìn)行特征編碼,包括作者信息、發(fā)表時間、樣本量、年級、性別構(gòu)成、被試國籍、相關(guān)系數(shù)、社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式等內(nèi)容。編碼規(guī)則如下：(1)以獨(dú)立樣本為單位進(jìn)行編碼,即每個獨(dú)立樣本只產(chǎn)生一個效應(yīng)值;(2)若一個研究中同時報告了多個獨(dú)立樣本,也分別進(jìn)行多次編碼。(3)對于按性別、種族分別報告效應(yīng)值的獨(dú)立樣本,也進(jìn)行多次編碼。其中有多篇研究采用了多個指標(biāo)測量變量,而來自同一樣本的多個相關(guān)系數(shù)之間存在相互關(guān)聯(lián)的現(xiàn)象,導(dǎo)致元分析結(jié)果出現(xiàn)偏差。根據(jù)張輝華和王輝(2011)的建議,除了調(diào)節(jié)效應(yīng)分析外,主效應(yīng)和中介效應(yīng)分析采用某個變量不同測量指標(biāo)與另一個變量之間相關(guān)系數(shù)均值作為兩個變量相關(guān)系數(shù)的估計(jì)。另外,有3篇研究為追蹤設(shè)計(jì)研究,同一樣本存在多個不同測量時間點(diǎn)的相關(guān)系數(shù)?；谕侠碛?本研究采用第一次測量點(diǎn)收集的相關(guān)系數(shù)進(jìn)入元分析。最后進(jìn)入主效應(yīng)分析、年級的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析和父母卷入的中介效應(yīng)分析的文獻(xiàn)數(shù)量為22篇,獨(dú)立研究為25項(xiàng),樣本總量為79665;進(jìn)入社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析文獻(xiàn)數(shù)量為22篇,獨(dú)立樣本研究為35項(xiàng),樣本總量為86744。

進(jìn)行年級編碼時發(fā)現(xiàn)25項(xiàng)獨(dú)立研究中只有3項(xiàng)研究為幼兒園,將其與小學(xué)合并為小學(xué)及以下;其他研究被試或?yàn)槌踔?或?yàn)楦咧?統(tǒng)稱為中學(xué)。進(jìn)行社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式編碼時發(fā)現(xiàn)25項(xiàng)研究中只有3項(xiàng)研究采用父母職業(yè)作為測量指標(biāo),將其與父母教育水平合并為父母社會聲望;以2個及以上指標(biāo)總分為社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的研究,歸類為社會經(jīng)濟(jì)地位整體測量。進(jìn)行性別構(gòu)成編碼時發(fā)現(xiàn)25項(xiàng)獨(dú)立樣本研究中有4項(xiàng)研究沒有報告性別構(gòu)成,2項(xiàng)研究以女性為主(占被試量的75%以上),1項(xiàng)研究以男性為主(占被試量的25%以下),其他18項(xiàng)研究女性比率為50%左右。因此,性別構(gòu)成不進(jìn)入社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就關(guān)系的調(diào)節(jié)分析。進(jìn)行學(xué)業(yè)成就測量方式編碼時發(fā)現(xiàn),25項(xiàng)獨(dú)立研究中,只有3項(xiàng)研究采用數(shù)學(xué)、閱讀和科學(xué)成績中的一個作為學(xué)業(yè)成就測量指標(biāo),其他22項(xiàng)研究均采用學(xué)業(yè)成就的整體測量方式,如基于數(shù)學(xué)、閱讀、自然科學(xué)和社會科學(xué)等多門學(xué)科的成績基礎(chǔ)上計(jì)算的整體分?jǐn)?shù)。因而,學(xué)業(yè)成就的測量方式不進(jìn)入社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就關(guān)系的調(diào)節(jié)分析。

本研究先由第一作者獨(dú)立編碼,完成后由第二作者逐一核查校對。結(jié)果顯示,兩次編碼除極少數(shù)數(shù)據(jù)有偏差外,其他編碼均不存在明顯差異。22篇納入分析的論文特征見表1。

圖1 元分析文獻(xiàn)篩選PRISMA流程圖

表1 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就關(guān)系的元分析研究基本資料

2.3 數(shù)據(jù)處理

2.3.1 主效應(yīng)和同質(zhì)性檢驗(yàn)

首先,檢驗(yàn)效應(yīng)量是否存在異常值和有潛在威脅的效應(yīng)量。Hedges和Olkin提出的異常值識別方法不適用于隨機(jī)效應(yīng)模型,因此Viechtbauer和Cheung(2010)建議在隨機(jī)效應(yīng)模型下采用學(xué)生化剔除殘差值(studentizeddeletedresiduals)來識別異常值(若大于2.5則識別為異常值),采用Cook距離值(Cook’s distance)和標(biāo)準(zhǔn)化的 DfBeta值(standardized dfbeta)來識別有威脅的效應(yīng)量(若大于1則識別為有威脅的效應(yīng)量)。若某個研究結(jié)果為異常值和有威脅的效應(yīng)量,則不進(jìn)入后續(xù)分析。

最后,采用Cochran提出的Q值來檢驗(yàn)效應(yīng)量異質(zhì)性,Q值若顯著則表明效應(yīng)量異質(zhì)。但是Q值檢驗(yàn)法的統(tǒng)計(jì)力較低且顯著性檢驗(yàn)容易受樣本量的影響,因此Cheung(2015a)建議還應(yīng)結(jié)合I2來判斷。I2為效應(yīng)量的真實(shí)差異占總變異的比率,當(dāng)I2值超過75%時,表明研究間具有高度異質(zhì)性(鄭明華,2013)。

2.3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

同質(zhì)性檢驗(yàn)若表明不同研究之間異質(zhì),則應(yīng)進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型下的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。若調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著,則采用加權(quán)后ANOVA分析中的Bonferroni方法進(jìn)行事后比較社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間的相關(guān)系數(shù)在哪兩種社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式間存在差異。進(jìn)行兩兩比較時為了降低一類錯誤,采用公式0.05/C2n(n為調(diào)節(jié)變量水平數(shù))對顯著性水平進(jìn)行矯正(Hedges&Pigott,2004)。

2.3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)采用結(jié)構(gòu)方程模型取向的元分析(meta-analysis of Structural Equation Modeling,MASEM)進(jìn)行分析(Cheung,2015b)。MASEM 估計(jì)包括兩個階段。第一階段,通過多變量元分析方法獲得聯(lián)合相關(guān)矩陣(pooled correlationmatrix)。第二階段,將聯(lián)合相關(guān)矩陣輸入到結(jié)構(gòu)方程模型來檢驗(yàn)中介模型。在進(jìn)行MASEM估計(jì)時,Cheung和Chan(2005)提出的基于相關(guān)系數(shù)的兩階段結(jié)構(gòu)方程模型(two-stage structural equationmodeling,TSSEM),采用了全信息極大似然函數(shù)來估算聯(lián)合相關(guān)矩陣,使得參數(shù)估計(jì)的偏差更小,標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)更精確(Cheung&Hafdahl,2016)。TSSEM具體步驟為,首先在結(jié)構(gòu)方程模型框架下通過多變量元分析來估計(jì)聯(lián)合相關(guān)矩陣。其次,將聯(lián)合相關(guān)矩陣導(dǎo)入到漸進(jìn)式自由分布結(jié)構(gòu)方程模型(asymptotic distribution-free SEM),并采用相關(guān)矩陣的漸進(jìn)式協(xié)方差矩陣作為加權(quán)后矩陣來驗(yàn)證模型。在估計(jì)結(jié)構(gòu)方程模型的樣本量時,以往研究常采用樣本量的調(diào)和平均數(shù)作為結(jié)構(gòu)方程模型樣本量(Sheng,Kong,Cortina,&Hou,2016)。但是,該方法會出現(xiàn)抽樣方差估計(jì)有偏等問題,Cheung和Hafdahl(2016)認(rèn)為采用各研究的樣本量總和作為結(jié)構(gòu)方程模型的樣本量輸入值更為合理。此外,若第一階段的聯(lián)合相關(guān)矩陣同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在異質(zhì)性,則改用隨機(jī)效應(yīng)模型來完成第一階段的聯(lián)合相關(guān)矩陣計(jì)算和第二階段的模型檢驗(yàn)。

在中介效應(yīng)分析時,將設(shè)置完全中介效應(yīng)模型和部分中介模型,通過模型擬合和模型比較來檢驗(yàn)中介效應(yīng)假設(shè)。完全中介模型假設(shè)父母卷入在社會經(jīng)濟(jì)地位和學(xué)業(yè)成就之間起著完全中介作用。部分中介模型假設(shè)社會經(jīng)濟(jì)地位既間接通過父母卷入影響學(xué)業(yè)成就,也直接影響學(xué)業(yè)成就。

所有的數(shù)據(jù)處理采用R語言中的metafor(Viechtbauer,2010)和metaSEM(Cheung,2015a)統(tǒng)計(jì)包來執(zhí)行。

3 結(jié)果

3.1 異常值檢驗(yàn)、同質(zhì)性檢驗(yàn)和效應(yīng)量分析

首先,對效應(yīng)量異常值和有威脅的效應(yīng)量進(jìn)行檢驗(yàn),25項(xiàng)獨(dú)立研究的學(xué)生化剔除殘差值都小于2.5,Cook距離值和標(biāo)準(zhǔn)化DfBeta值都小于1。意味著不存在異常值和有潛在威脅的效應(yīng)量,因而所有研究結(jié)果都進(jìn)入元分析。

其次,同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明研究結(jié)果不同質(zhì),Q(df=24)=615.61,p<0.001,I2=97.62。當(dāng)研究結(jié)果不同質(zhì)時,較固定效應(yīng)模型而言,隨機(jī)效應(yīng)模型可以提供更準(zhǔn)確的真實(shí)效應(yīng)估計(jì)值(Cheung&Chan,2005)。因此,后面的分析都采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行。隨機(jī)效應(yīng)模型下家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就加權(quán)后相關(guān)系數(shù)平均值為0.32,95%CI為[0.28,0.36],Z=12.39,p<0.001。此外,效應(yīng)量異質(zhì)還表明可能存在系統(tǒng)變異,受調(diào)節(jié)變量的影響。因此,接著進(jìn)行年級和社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

3.2.1 年級的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

結(jié)果表明,小學(xué)及以下年級的效應(yīng)量平均數(shù)為0.33,95%CI為[0.27,0.38],Z=10.09,p<0.001;中學(xué)年級的效應(yīng)量平均數(shù)為0.33,95%CI為[0.28,0.37],Z=12.68,p<0.001。對兩組進(jìn)行比較分析,發(fā)現(xiàn)兩組效應(yīng)量差異不顯著(Q組間=0,df=1,p=0.99),即社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系不會隨著年級變化而變化。隨后,分別對兩個水平下的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn),小學(xué)及以下和中學(xué)各自同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明異質(zhì)(小學(xué)及以下組Q組內(nèi)=336.18,df=13,p<0.001,I2=96.13;中學(xué)組Q組內(nèi)=179.22,df=9,p<0.001,I2=94.98)。意味著不論是小學(xué)及以下還是中學(xué)群體還存在系統(tǒng)變異,受其他調(diào)節(jié)變量的影響。

3.2.2 社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

結(jié)果表明,社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)系數(shù)存在顯著的社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式差異,Q組間=37.84,df=2,p<0.001。其中,父母社會聲望組,加權(quán)后相關(guān)系數(shù)的平均數(shù)為0.31,95%CI為[0.27,0.35],Z=15.73,p<0.001;家庭收入組,加權(quán)后相關(guān)系數(shù)的平均數(shù)為0.22,95%CI為[0.17,0.28],Z=7.37,p<0.001;整體測量方式組,加權(quán)后相關(guān)系數(shù)的平均數(shù)為0.42,95%CI為[0.39,0.46],Z=19.83,p<0.001。事后多重比較發(fā)現(xiàn),社會經(jīng)濟(jì)地位整體測量方式組要顯著得高于父母社會聲望和家庭收入組(ps<0.001),但家庭收入組的相關(guān)系數(shù)與父母社會聲望組的相關(guān)系數(shù)差異不顯著(p=0.08)。進(jìn)一步對三種測量方式下社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn),結(jié)果表明三組的相關(guān)系數(shù)都存在顯著的異質(zhì)性(父母社會聲望組Q組內(nèi)=89.68,df=14,p<0.001,I2=84.39;父母收入組Q組內(nèi)=49.81,df=10,p<0.001,I2=79.92;整體測量組Q組內(nèi)=115.99,df=7,p<0.001,I2=93.97)。意味著二者關(guān)系還存在系統(tǒng)變異,受其他調(diào)節(jié)變量的影響。

3.3 中介效應(yīng)分析

首先,計(jì)算聯(lián)合相關(guān)矩陣。對其進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)后,發(fā)現(xiàn)模型擬合指數(shù)不良,c2(df=72,N=79665)=2013.13,p<0.001,CFI=0.90,RMSEA=0.09,SRMR=0.08,違反了同質(zhì)性假設(shè)。當(dāng)聯(lián)合相關(guān)矩陣存在異質(zhì)性時,依據(jù)Cheung和Cheung(2016)的建議應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)聯(lián)合相關(guān)矩陣。結(jié)果表明,社會經(jīng)濟(jì)地位、父母卷入和學(xué)業(yè)成就之間的兩兩相關(guān)系數(shù)都呈顯著的正相關(guān),見表2。

表2 社會經(jīng)濟(jì)地位、父母卷入和學(xué)業(yè)成就的聯(lián)合相關(guān)矩陣

注：中括號中為95%的置信區(qū)間。下同。

其次,擬合完全中介模型和部分中介模型,并比較兩個模型的優(yōu)劣。結(jié)果表明完全中介模型的卡方值(c2=124.12,df=1)與部分中介模型的卡方值(c2=0,df=0)差異顯著,Δχ2(1)=124.12,p<0.001,且完全中介模型的擬合指數(shù)沒有達(dá)到統(tǒng)計(jì)要求(CFI=0.60,RMSEA=0.04,SRMR=0.15)。盡管完全中介模型需要估計(jì)的參數(shù)更少、模型更為簡潔,但是在部分中介模型中,家庭社會經(jīng)濟(jì)對學(xué)業(yè)成就的直接影響顯著(β=0.29,p<0.001),且家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就的間接效應(yīng)成立,效應(yīng)量為0.030,95%CI為[0.02,0.05]。這些結(jié)果表明,部分中介模型更為合理,見圖2。

圖2 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位通過父母卷入影響學(xué)業(yè)成就的中介模型

最后,估計(jì)聯(lián)合相關(guān)矩陣時發(fā)現(xiàn)其存在異質(zhì)性,表明可能存在調(diào)節(jié)變量。因此,將年級作為調(diào)節(jié)變量,分析部分中介模型是否會隨著年級而發(fā)生變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn),以年級為單位分組估計(jì)聯(lián)合相關(guān)矩陣后,小學(xué)及以下組和中學(xué)組都是達(dá)到了同質(zhì)性要求。小學(xué)及以下組的同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果,c2(df=42,N=39144)=1062.27,p<0.001,CFI=0.92,RMSEA=0.09,SRMR=0.07;中學(xué)組的同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果,c2(df=27,N=40537)=407.54,p<0.001,CFI=0.95,RMSEA=0.05,SRMR=0.05。

按照Cheung(2015b)的建議,只有當(dāng)分組效應(yīng)量同質(zhì)時方可進(jìn)行中介效應(yīng)模型的群組比較。結(jié)果發(fā)現(xiàn),父母卷入的部分中介效應(yīng)只存在于小學(xué)及以下組,而中學(xué)組的父母卷入部分中介效應(yīng)不成立。即,在中學(xué)階段社會經(jīng)濟(jì)地位不需要通過父母卷入影響學(xué)業(yè)成就,而是直接影響學(xué)業(yè)成就,見表4。

表3 不同年級組的聯(lián)合相關(guān)矩陣

表4 部分中介模型的年級比較

4 討論

4.1 本研究貢獻(xiàn)

本研究關(guān)于家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就關(guān)系的元分析基于22篇文獻(xiàn),25個獨(dú)立樣本研究和79665個被試,經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)效應(yīng)量不能存在異常值。在研究結(jié)果異質(zhì)的情況下,采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就呈中等程度正相關(guān),這與以往研究結(jié)論一致。如,Sirin(2005)的元分析表明社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間相關(guān)系數(shù)為0.25。但本次元分析中選取的研究結(jié)果之間存在非常大的異質(zhì)性,因而進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

結(jié)果表明,社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間的關(guān)系不受年級的影響。這與以往多篇研究結(jié)果一致。如,任春榮和辛濤(2013)的研究表明社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就的正向影響會持續(xù)整個學(xué)習(xí)生涯。但是,二者關(guān)系受家庭社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的影響。與社會經(jīng)濟(jì)地位單個指標(biāo)測量相比,整體測量方式下測量到的相關(guān)系數(shù)更高,而不同分指標(biāo)測量到的相關(guān)系數(shù)之間沒有差異。這與以往研究結(jié)論不同。Sirin(2005)的元分析表明家庭資源與學(xué)業(yè)成就之間的相關(guān)最高,而Conger等人(2010)認(rèn)為對學(xué)業(yè)影響最大的是家庭收入而非父母教育水平和父母職業(yè)。出現(xiàn)不一致的原因可能在于,家庭社會經(jīng)濟(jì)地位各指標(biāo)之間存在高相關(guān),父母受教育水平越高,職業(yè)地位和家庭收入越高,所擁有的家庭資源越多。從而有可能過高估計(jì)了某個指標(biāo)與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系。因此,基于多個指標(biāo)測量得到整體分?jǐn)?shù)與學(xué)業(yè)成就之間的相關(guān)更高。

通過中介效應(yīng)分析了社會經(jīng)濟(jì)地位如何影響學(xué)業(yè)成就,結(jié)果表明父母卷入起著部分中介作用。盡管以往沒有過在元分析基礎(chǔ)上的父母卷入中介效應(yīng)分析,但有多篇獨(dú)立研究表明父母卷入在社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就的影響過程中起著中介作用。如Choi等(2015)的研究表明,父母卷入在家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間起著中介作用。該假設(shè)也與家庭壓力模型和家庭投資模型的理論假設(shè)相吻合。有四項(xiàng)研究綜合比較了家庭壓力模型和家庭投資模型的內(nèi)部效度,結(jié)果發(fā)現(xiàn)家庭壓力模型更能解釋家庭社會經(jīng)濟(jì)地位影響兒童行為的過程機(jī)制,而家庭投資模型更能解釋家庭社會經(jīng)濟(jì)地位影響兒童學(xué)業(yè)成就的過程機(jī)制。但是,早期行為問題對后期學(xué)業(yè)成就的影響很大,過多的問題行為會導(dǎo)致后期出現(xiàn)學(xué)業(yè)成就降低。因此,家庭壓力模型和家庭投資模型都能很好的解釋社會經(jīng)濟(jì)地位對學(xué)業(yè)成就的影響(Conger等,2010)。而本研究在綜合大量獨(dú)立研究結(jié)果的基礎(chǔ)上,發(fā)現(xiàn)父母卷入在家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就之間起著部分中介作用。至少為家庭投資模型的外部解釋效度提供了有力的論據(jù)。

在中介模型異質(zhì)性的前提下,進(jìn)行了部分中介模型的群組比較。結(jié)果發(fā)現(xiàn),部分中介模型在小學(xué)及以下年級組成立,而在中學(xué)年級組不成立。原因在于,社會經(jīng)濟(jì)地位對父母卷入的影響不存在年級差異,但是父母卷入對學(xué)業(yè)成就的影響存在年級差異。這與以往的研究結(jié)論一致。如,Patall,Cooper和Robinson(2008)關(guān)于父母卷入與學(xué)業(yè)成就關(guān)系的元分析表明,相比中學(xué)階段,小學(xué)階段父母卷入對學(xué)業(yè)成就的預(yù)測更高。出現(xiàn)該結(jié)果的原因在于,處于青春期的中學(xué)生對獨(dú)立自主性的需要增加,而表征著監(jiān)督與控制的父母卷入正好違背了這一需求,從而導(dǎo)致父母卷入與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系出現(xiàn)負(fù)相關(guān)(W ilder,2014)。尤其是不當(dāng)?shù)母改妇砣敫菀讓?dǎo)致學(xué)業(yè)成就降低。如,Patall等人(2008)的研究表明家庭作業(yè)監(jiān)督與輔導(dǎo)(基于家庭的父母卷入)與學(xué)業(yè)成就之間僅在小學(xué)階段二者出現(xiàn)顯著相關(guān),而在中學(xué)階段二者相關(guān)不顯著甚至出現(xiàn)負(fù)相關(guān)。而Froiland,Peterson和Davison(2012)的研究表明中學(xué)階段父母卷入越多,青少年完成作業(yè)的可能性更低,導(dǎo)致學(xué)業(yè)成就下滑。

4.2 局限與研究展望

本研究采用列刪除的方法(即,若某項(xiàng)獨(dú)立研究沒有同時測量家庭社會經(jīng)濟(jì)地位,父母卷入和學(xué)業(yè)成就,或沒有報告三個變量之間所有的兩兩積差相關(guān),則該研究不納入元分析)來收集文獻(xiàn)和研究,導(dǎo)致進(jìn)入分析的研究較少,有可能影響研究結(jié)論的外部效度。此外,本研究沒有估算社會經(jīng)濟(jì)地位和父母卷入分維度與學(xué)業(yè)成就的聯(lián)合相關(guān)矩陣,導(dǎo)致不能檢驗(yàn)各個概念本身的結(jié)構(gòu)效度。最后,本研究的中介模型假設(shè)雖然得到驗(yàn)證,但是中介效應(yīng)量很小,只占總效應(yīng)量的9%,意味著還存在著其他更為重要的中介效應(yīng)。如,家庭投資模型認(rèn)為在起著中介作用的家庭投資中,學(xué)習(xí)資源的中介效應(yīng)量最大。而Jeynes(2012)的研究結(jié)果表明,父母期望與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)要高于父母卷入與學(xué)業(yè)成就的相關(guān)。

5 結(jié)論

(1)家庭社會經(jīng)濟(jì)地位能顯著地正向預(yù)測學(xué)業(yè)成就;

(2)家庭社會經(jīng)濟(jì)地位測量方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著;

(3)父母卷入在家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)業(yè)成就間起著部分中介作用;

(4)父母卷入的中介效應(yīng)只存在于小學(xué)及以下群體,在中學(xué)群體中中介效應(yīng)不顯著。

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