黃熙彤 張敏強(qiáng),2,, 方俊燕 李拓宇 房 燕 甘 露

(1 華南師范 大學(xué)心理學(xué)院，廣 州 510631) (2 教 育部腦認(rèn)知與教育 科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室（華南師范大學(xué)），廣 州 510631)(3 華南師 范大學(xué)心理應(yīng)用研 究中心，廣州 510631) (4 華 南師范大學(xué)廣東省 心理健康與認(rèn)知科 學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣 州 510631)(5 廣東省廣州市天河 區(qū)教育局教研室，廣州 510000) (6 廣東省廣州 市海珠區(qū)教育發(fā)展 中心，廣州 510250)

1 引言

中華民族有重視家庭教育的優(yōu)良傳統(tǒng)。在當(dāng)代社會(huì)，接受更高水平的教育資源仍然是個(gè)體獲得更好的物質(zhì)生活、實(shí)現(xiàn)階層晉升的有效途徑（駱風(fēng),2005）。家長“望子成龍，望女成鳳”的美好期盼，往往會(huì)轉(zhuǎn)化為對子女教育活動(dòng)的投入（李若璇, 朱文龍, 劉紅瑞, 姚梅林, 2018）。關(guān)于家長投入的作用也成為科研領(lǐng)域和教育改革實(shí)踐中的熱點(diǎn)課題（馬虹,姚梅林, 吉雪巖, 2015）。

在Bronfenbrenner 的生態(tài)系統(tǒng)理論中，家庭是個(gè)體成長環(huán)境中最為核心的微觀系統(tǒng)，能對子女的生活、娛樂、學(xué)習(xí)產(chǎn)生重要的影響（Fredricks,Blumenfeld, & Paris, 2004）。然而，當(dāng)前研究對于家長投入的作用并未得到一致的結(jié)論，有研究者認(rèn)為家庭情境中的家長投入與子女的高學(xué)業(yè)成就關(guān)系密切（曾慶玉, 吳妮妮, 姚梅林, 2010），其他研究卻發(fā)現(xiàn)某些家長投入行為并未對子女產(chǎn)生積極作用（Johnson & Hull, 2014），甚至?xí)m得其反，產(chǎn)生消極影響（Patall, Cooper, & Robinson, 2008）。這些不一致的結(jié)果表明家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響可能是一個(gè)復(fù)雜的機(jī)制，可能存在某些因素影響其作用過程。例如，Pomerantz，Moorman 和Litwack（2007）發(fā)現(xiàn)某些家長過于關(guān)注子女的學(xué)習(xí)成績，但其投入所產(chǎn)生的效果不盡人意。有研究發(fā)現(xiàn)，家長投入通過影響子女的學(xué)習(xí)投入來促進(jìn)子女的學(xué)業(yè)成就（張娜, 2012）。同時(shí)，家長教養(yǎng)風(fēng)格也引起了研究者的關(guān)注（吳妮妮, 姚梅林, 2013），在親密度高的家庭中，子女更愿意迎合父母的預(yù)期，自主地尋求學(xué)業(yè)進(jìn)步（顧紅磊, 劉君, 路曉英, 夏天生,2017）。考慮到當(dāng)前家長投入研究結(jié)果的不一致性，有必要對潛在的中間變量進(jìn)行深入探究，以揭示家長投入與子女學(xué)業(yè)成績之間的作用機(jī)制。

以往研究往往針對家長投入、子女的學(xué)習(xí)投入、家長教養(yǎng)風(fēng)格和子女學(xué)業(yè)成績的兩兩關(guān)系或其中三者關(guān)系進(jìn)行探究，但是仍然缺少對四者之間關(guān)系的綜合性探究。此外，有研究者指出小學(xué)往往是家長投入比較多的階段（郭筱琳, 周寰, 竇剛, 劉春暉, 羅良, 2017），小學(xué)高年級(jí)家長更愿意監(jiān)督、管控子女的學(xué)習(xí)（Wei, 2012）。考慮到小學(xué)六年級(jí)學(xué)生不僅面臨即將升入中學(xué)的關(guān)鍵轉(zhuǎn)折期，而且處于皮亞杰認(rèn)知發(fā)展理論中的高級(jí)認(rèn)知思維發(fā)展的關(guān)鍵階段，本研究將以小學(xué)六年級(jí)學(xué)生為研究對象，對家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的作用機(jī)制，及其與家長教養(yǎng)風(fēng)格和子女學(xué)業(yè)投入的關(guān)系進(jìn)行綜合性的深入探究。

1.1 家長投入與子女的學(xué)業(yè)成績

家長投入（parent involvement）即家長投入子女教育，又稱家長參與、父母參與，指家長為促進(jìn)子女的學(xué)業(yè)成功而參與子女的教育過程（Fishel &Ramirez, 2005）。研究者認(rèn)為家長投入包含的內(nèi)容十分廣泛，如輔導(dǎo)和監(jiān)督子女學(xué)習(xí)、為子女提供學(xué)習(xí)材料、了解子女學(xué)校生活、陪同閱讀和制定學(xué)習(xí)計(jì)劃等（宗小驪, 姚梅林, 鄭翔文, 2016）。但是前人研究中家長投入往往被分類為個(gè)別、孤立的行為指標(biāo)（張瑞瑞, 2017）。如今，研究者開始嘗試整合家長投入的各種表現(xiàn)，例如李若璇等（2018）把多個(gè)維度的家長投入整合為單一指標(biāo)，探討其與學(xué)業(yè)投入的關(guān)系。但整合的家長投入與子女學(xué)業(yè)成就的關(guān)系仍有待研究。學(xué)業(yè)成績是衡量學(xué)業(yè)成就的重要指標(biāo)，本研究認(rèn)為家長投入能促進(jìn)子女學(xué)業(yè)成績的提高，據(jù)此，本研究提出假設(shè)H1：家長投入對子女的學(xué)業(yè)成績有正向預(yù)測性。

1.2 學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響中的中介作用

學(xué)習(xí)投入（academic engagement）是指學(xué)生對學(xué)習(xí)的參與程度以及學(xué)習(xí)過程中的情緒體驗(yàn)，其作為學(xué)業(yè)動(dòng)機(jī)和學(xué)業(yè)表現(xiàn)的有效預(yù)測指標(biāo)，受到了高度關(guān)注（Galla et al., 2014；Skinner, Furrer, Marchand, &Kindermann, 2008）。學(xué)習(xí)投入可以正向預(yù)測青少年的學(xué)業(yè)成就，負(fù)向預(yù)測輟學(xué)率（Furrer & Skinner,2003）。Skinner 和Belmont（1993）發(fā)現(xiàn)，在學(xué)習(xí)中更愿意投入的兒童不僅感到自豪和滿足，而且實(shí)際能力也得到提高。學(xué)習(xí)投入會(huì)受到家長投入的影響，家長在子女學(xué)習(xí)上的投入程度，能夠預(yù)測其學(xué)習(xí)投入水平（Marks, 2000）。Cheung 和Pomerantz（2015）發(fā)現(xiàn)，家長對子女學(xué)業(yè)的投入既能提高子女的學(xué)習(xí)投入，也能提高其學(xué)業(yè)成就。有研究表明長輩在學(xué)業(yè)方面的投入需要通過個(gè)體的學(xué)習(xí)投入才能轉(zhuǎn)化為成績的提升，例如，高中生學(xué)業(yè)勤奮度在家庭教育對學(xué)業(yè)成績的影響中起部分中介作用（雷浩, 劉衍玲, 田瀾, 2012）。學(xué)業(yè)勤奮度屬于子女的學(xué)習(xí)投入，而家庭教育是長輩的學(xué)業(yè)投入。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H2：家長投入對子女的學(xué)習(xí)投入有正向預(yù)測性，子女的學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響中起中介作用。

1.3 家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

家長教養(yǎng)風(fēng)格（parenting style）是指家長在教養(yǎng)子女的過程中傳達(dá)出的態(tài)度、觀念及情感，具有相對的穩(wěn)定性（Darling & Steinberg, 1993）。家長采用積極的教養(yǎng)風(fēng)格，能夠更多地給予子女認(rèn)知上的理解、情感上的溫暖、行為上的支持和成長目標(biāo)上的正確引導(dǎo)（鄭林科, 2009）。

家長教養(yǎng)風(fēng)格作為重要的家庭情境因素之一，在家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系中的作用被研究者所關(guān)注與認(rèn)可（Darling & Steinberg, 1993）。Darling和Steinberg 發(fā)現(xiàn)家長教養(yǎng)風(fēng)格在一定程度上會(huì)影響家長投入的成效。吳妮妮和姚梅林（2013）對中職生進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，自主支持教養(yǎng)風(fēng)格的家長中，家長投入的某些維度能夠正向預(yù)測其子女學(xué)習(xí)投入，但在控制教養(yǎng)風(fēng)格的家長中該預(yù)測關(guān)系不顯著。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H3：家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系受家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)節(jié)，即積極的教養(yǎng)風(fēng)格能夠促進(jìn)家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的正向作用，而消極的教養(yǎng)風(fēng)格則會(huì)削弱該作用。

本研究假設(shè)有調(diào)節(jié)的中介模型如圖1 所示。

圖1 有調(diào)節(jié)的中介模型

2 研究方法

2.1 被試

數(shù)據(jù)來源于廣州市中小學(xué)基礎(chǔ)教育質(zhì)量陽光評(píng)價(jià)項(xiàng)目，該項(xiàng)目于2016 年10 月，按學(xué)校層次（優(yōu)秀、一般、較差）對廣州市11 個(gè)區(qū)的小學(xué)進(jìn)行分層整群抽樣，共選取315 所小學(xué)作為取樣學(xué)校，以班級(jí)為單位對六年級(jí)學(xué)生及其家長進(jìn)行調(diào)查，最終獲得1628 名學(xué)生（平均年齡12.43±0.55歲，男生890 名）及其家長的有效數(shù)據(jù)。

2.2 研究工具

2.2.1 家長投入調(diào)查問卷

問卷由陽光評(píng)價(jià)項(xiàng)目組編制，共18 道題目（如“與孩子一起共同確定學(xué)業(yè)目標(biāo)，選擇課程，制定升學(xué)和就業(yè)計(jì)劃”）。采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)為1～5 分。家長根據(jù)自己的實(shí)際情況回答，得分越高說明家長投入程度越高。問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.93，學(xué)習(xí)投入、活動(dòng)投入和情感投入三個(gè)維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.86、0.85，效度擬合指標(biāo)為χ2/d f=9.2 6，C F I=0.9 2，T L I=0.9 1，RMSEA=0.07。

2.2.2 家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)查問卷

問卷由陽光評(píng)價(jià)項(xiàng)目組編制。原始問卷共16 道題目，根據(jù)因子分析的結(jié)果對問卷進(jìn)行修訂，刪除載荷過低或不顯著的題目后，最終獲得13 道題目（如“我會(huì)盡量豐富孩子的業(yè)余生活，比如和孩子一起運(yùn)動(dòng)等”）。采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)為1～5 分。家長根據(jù)自己的實(shí)際情況回答，得分越高說明家長越愿意采用積極的教養(yǎng)風(fēng)格。問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87，效度擬合指標(biāo)為χ2/df=8.82，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07。

2.2.3 六年級(jí)學(xué)生學(xué)習(xí)投入調(diào)查問卷

問卷由陽光評(píng)價(jià)項(xiàng)目組編制。原始問卷共11 道題目，根據(jù)因子分析的結(jié)果對問卷進(jìn)行修訂，最終獲得9 道題目（如“我養(yǎng)成了愛思考的學(xué)習(xí)習(xí)慣”）。采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)為1～5 分。學(xué)生根據(jù)自己的實(shí)際情況回答，得分越高說明學(xué)習(xí)投入越充分。問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82，效度擬合指標(biāo)為χ2/df=9.28，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07。

2.2.4 六年級(jí)學(xué)生學(xué)業(yè)成績

（1）六年級(jí)學(xué)生閱讀素養(yǎng)測試

試卷由陽光評(píng)價(jià)項(xiàng)目組參考國際閱讀素養(yǎng)測評(píng)項(xiàng)目（PISA、PIRLS）的測評(píng)框架體系編制。試卷由文學(xué)類和信息類兩種文本類型組成，考察了學(xué)生三個(gè)方面的能力，即連接與推論（如“第7 自然段中提到英雄人物阿喀琉斯，你認(rèn)為他應(yīng)該出自的作品是A.安徒生童話B.伊索寓言C.希臘神話D.格林童話”）、分析與整合（如“對于狐貍提出的要求，狼的回應(yīng)是A.得意B.驚訝C.熱情D.樂意效勞”）和感悟與評(píng)價(jià)（如“文中狐貍的主要特點(diǎn)是A.貪生怕死B.忘恩負(fù)義C.故態(tài)復(fù)萌D.狡猾多變”），共有33 道題目，均為單項(xiàng)選擇題。整卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.74。

（2）六年級(jí)學(xué)生數(shù)學(xué)能力測試

試卷是由陽光評(píng)價(jià)項(xiàng)目組參考國際數(shù)學(xué)和科學(xué)趨勢研究項(xiàng)目（TIMSS）的測評(píng)框架體系編制，考察了三個(gè)方面的知識(shí)內(nèi)容（數(shù)與代數(shù)、幾何與圖形、統(tǒng)計(jì)與概率）和三個(gè)認(rèn)知維度，即理解（如“方程的解是”）、推理（如“已知，則A代表的數(shù)是”）和應(yīng)用（如“一個(gè)圖書架分上、下兩層，共放了240本書，下層本數(shù)是上層的3 倍。如果設(shè)上層有x本書，求上層有多少本書”）。試卷共50 道題目，均為單項(xiàng)選擇題，整卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS22.0 進(jìn)行初步分析。采用Mplus7.1進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)，分為兩部分：（1）檢驗(yàn)子女學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績影響中的中介作用；（2）檢驗(yàn)家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入、學(xué)業(yè)成績關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差

采用Harman 單因素檢驗(yàn)對本研究選取的家長和子女的作答分別檢驗(yàn)共同方法偏差。結(jié)果表明，家長的作答數(shù)據(jù)共有4 個(gè)特征值大于1 的公因子，第一個(gè)公因子解釋的變異量為34.16%，子女的作答數(shù)據(jù)共有27 個(gè)特征值大于1 的公因子，第一個(gè)公因子解釋的變異量為13.36%，均小于40.00%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究不受共同方法偏差的影響。

3.2 變量的描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

由表1 可看出，家長投入、家長教養(yǎng)風(fēng)格、子女學(xué)習(xí)投入和子女學(xué)業(yè)成績之間均呈顯著的正相關(guān)。

表1 各變量的相關(guān)關(guān)系

3.3 中介模型檢驗(yàn)

對變量標(biāo)準(zhǔn)化處理后，在Mplus7.4 中采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 法重復(fù)抽樣1000次檢驗(yàn)中介效應(yīng)（溫忠麟, 張雷, 侯杰泰, 劉紅云,2004），結(jié)果表明，模型各擬合指數(shù)均在合理范圍內(nèi)（χ2/df=7.91, CFI=0.85, TLI=0.84, RMSEA=0.07），各路徑系數(shù)見圖2。家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的間接效應(yīng)顯著，其95% 的置信區(qū)間為[0.09,0.17]，不包含0；家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的直接效應(yīng)不顯著，其95% 的置信區(qū)間為[-0.04, 0.13]，包含0，說明子女的學(xué)習(xí)投入在家長投入與子女學(xué)業(yè)成績的關(guān)系中存在完全中介效應(yīng)，支持了假設(shè)H1 和H2。

3.4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

采用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法（latent moderate structural equations, LMS）（方杰, 溫忠麟, 2018）檢驗(yàn)家長教養(yǎng)風(fēng)格在家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

圖2 子女學(xué)習(xí)投入對家長投入與子女學(xué)業(yè)成績關(guān)系的中介作用

首先對不含調(diào)節(jié)項(xiàng)的基準(zhǔn)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，基準(zhǔn)模型各擬合指標(biāo)均符合測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)（χ2/df=8.44, CFI=0.85, TLI=0.84, RMSEA=0.07）。隨后檢驗(yàn)包含潛調(diào)節(jié)項(xiàng)的調(diào)節(jié)模型，結(jié)果表明，相比于基準(zhǔn)模型，包含潛調(diào)節(jié)項(xiàng)的調(diào)節(jié)模型的AIC 值減少了2.72（基準(zhǔn)模型: AIC=192285.55; 潛調(diào)節(jié)模型: AIC=192282.83）。這說明潛調(diào)節(jié)模型相比基準(zhǔn)模型擬合得更好。調(diào)節(jié)項(xiàng)對子女學(xué)習(xí)投入的預(yù)測作用顯著（β=0.28,p＜0.001），根據(jù)系數(shù)乘積法，調(diào)節(jié)效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.01, 0.03]，不包含0，說明家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，支持了假設(shè)H3。

最終模型圖如圖3 所示。

本研究發(fā)現(xiàn)中介模型中，家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)節(jié)家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系，交互效應(yīng)見圖4?？梢园l(fā)現(xiàn)，總體而言，當(dāng)家長教養(yǎng)風(fēng)格得分較低時(shí)，家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的影響比較??；而隨著家長教養(yǎng)風(fēng)格得分的提升，家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的影響增大。

綜上，本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介模型得到支持，子女的學(xué)習(xí)投入在家長投入與子女的學(xué)業(yè)成績之間起完全中介作用，家長教養(yǎng)風(fēng)格調(diào)節(jié)了這一中介效應(yīng)的前半路徑。

4 討論

4.1 家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，家長投入能預(yù)測子女的學(xué)業(yè)成績，這與前人研究一致。有研究認(rèn)為，家長的角色建構(gòu)和身份認(rèn)同會(huì)激發(fā)他們對子女的責(zé)任感，促使其重視子女的教育，并付諸實(shí)際的投入行動(dòng)（Hoover-Dempsey et al., 2005）。家長投入源于家長對子女教育的重視和期望，作為一種典型的心理投資，家長期望的“標(biāo)簽”作用會(huì)提升子女在學(xué)業(yè)表現(xiàn)及學(xué)業(yè)發(fā)展上積極的認(rèn)知和評(píng)價(jià)，進(jìn)而間接影響其發(fā)展（孫浩, 徐夫真, 劉宇鵬, 崔偉,2018）。當(dāng)子女面臨學(xué)習(xí)上的困難時(shí)，家長投入也會(huì)讓子女更有信心和能力去克服障礙（Padilla-Walker, Day, Dyer, & Black, 2013）。而且，家長投入給子女帶來評(píng)價(jià)性的壓力，使子女容易產(chǎn)生成績趨近目標(biāo)（Régner, Loose, & Dumas, 2009）。本研究表明，有效的家長投入能夠?qū)ψ优膶W(xué)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極的影響。

4.2 子女學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績影響的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，子女學(xué)習(xí)投入在家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的影響中起完全中介作用，豐富了以往關(guān)于家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的研究。社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，家長投入的作用是通過子女的主動(dòng)接受、加工而實(shí)現(xiàn)的（Grolnick, Friendly, & Bellas, 2009）。如果家長的投入能夠使子女認(rèn)同、內(nèi)化家長的期望，子女會(huì)改變學(xué)習(xí)態(tài)度，投入更多時(shí)間和精力，子女更可能獲得好的學(xué)業(yè)成績（Schaufeli, Salanova,González-Romá, & Bakker, 2002）。

圖3 家長教養(yǎng)風(fēng)格對中介模型的調(diào)節(jié)作用

圖4 家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)

但是，當(dāng)考慮子女學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)后，家長投入對子女學(xué)業(yè)成績的直接效應(yīng)變得不顯著。這表明依靠家長投入本身提升子女的學(xué)業(yè)成績并不是一蹴而就的簡單直接過程。建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論把學(xué)習(xí)看作是個(gè)體建構(gòu)知識(shí)的過程，學(xué)習(xí)者不是簡單被動(dòng)地從外部接受知識(shí)，而是在外部支持下主動(dòng)地建構(gòu)知識(shí)的意義（Misra & Prakash, 2012）。本研究識(shí)別了子女學(xué)習(xí)投入的完全中介作用，研究結(jié)果支持建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論，即只有當(dāng)家長投入有效促進(jìn)了子女的學(xué)習(xí)投入后才能實(shí)現(xiàn)學(xué)業(yè)成績的提升；如果未能有效引起子女切實(shí)的學(xué)習(xí)投入，會(huì)出現(xiàn)家長投入大量資金、精力卻收效甚微的現(xiàn)象（馬虹等,2015）。由于親子關(guān)系等方面的不同，家長投入往往表現(xiàn)出不同的特點(diǎn)，并由此導(dǎo)致家長投入質(zhì)量的差異，家長投入應(yīng)該尊重與支持地引導(dǎo)子女（曾慶玉等, 2010）。當(dāng)家長充滿愛意時(shí)，家長投入往往會(huì)給子女帶來理想的發(fā)展。而家長情感消極時(shí)可能會(huì)削弱子女的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，甚至損害子女的情感功能。因此，家長投入的同時(shí)需要考慮教養(yǎng)風(fēng)格的作用。

4.3 家長教養(yǎng)風(fēng)格在家長投入與子女學(xué)習(xí)投入關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系路徑有調(diào)節(jié)作用，積極的教養(yǎng)風(fēng)格有利于促進(jìn)家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的正向影響，而消極的教養(yǎng)風(fēng)格則會(huì)削弱這種影響。這與前人的研究結(jié)果一致，采用積極的教養(yǎng)風(fēng)格的家長，往往尊重子女意愿、給予選擇的自由，子女也更容易認(rèn)同家長的幫助，從而轉(zhuǎn)化為積極的學(xué)習(xí)投入（Ryan &Deci, 2000）。反之，消極的教養(yǎng)風(fēng)格可能會(huì)削弱家長投入的促進(jìn)作用（Bronstein, Ginsburg, & Herrera,2005），吳妮妮和姚梅林（2013）發(fā)現(xiàn)，中職生家長采用控制的教養(yǎng)風(fēng)格，削弱了其子女的自主性，導(dǎo)致家長投入的收效甚微。這可能是因?yàn)榧议L教養(yǎng)風(fēng)格作為一種外部環(huán)境因素，在滿足子女的心理發(fā)展需求方面起到不可替代的作用，而心理需要的滿足是學(xué)習(xí)內(nèi)在動(dòng)力的重要來源（Wang & Eccles, 2012）。此外，雖然有研究表明家長教養(yǎng)風(fēng)格具有穩(wěn)定性（Darling & Steinberg, 1993），但是家長在參與子女的教育過程時(shí)可以注意完善自身的教養(yǎng)習(xí)慣和相處模式，營造獨(dú)立自主、平等溝通的氛圍，創(chuàng)設(shè)條件來發(fā)揮家長投入對子女學(xué)習(xí)成長的積極作用。

5 結(jié)論

（1）家長投入能正向預(yù)測子女的學(xué)業(yè)成績；（2）在家長投入與子女學(xué)業(yè)成績的關(guān)系之間，子女的學(xué)習(xí)投入起完全中介作用；（3）家長教養(yǎng)風(fēng)格對家長投入與子女學(xué)習(xí)投入的關(guān)系路徑有調(diào)節(jié)作用，即積極的教養(yǎng)風(fēng)格有利于促進(jìn)家長投入對子女學(xué)習(xí)投入的正向影響，而消極的教養(yǎng)風(fēng)格則會(huì)削弱這種影響。