范勇

摘 ? 要： 為明確父母參與和子女學業(yè)成績之間的關(guān)系，探明分歧成因，通過文獻檢索共獲得31篇中英文文獻，包括獨立樣本81個，總樣本量167810。研究發(fā)現(xiàn)，父母參與和子女學業(yè)成績呈現(xiàn)中等強度的正相關(guān)，表明父母參與度越高，子女學業(yè)成績越好。調(diào)節(jié)效應檢驗進一步指出，參與類型、參與者和子女所處學段均影響父母參與和子女學業(yè)成績的關(guān)系。為此，一方面，要以法為先，支持與保障父母參與“增量”，同時大力推進父母參與“存量”改革;另一方面，要積極營造父母參與的教育共同體，發(fā)揮家校共育合力。

關(guān)鍵詞： 父母參與;學業(yè)成績;元分析

一、問題提出

對城市4—12歲少年兒童及家長的調(diào)查結(jié)果顯示：我國父母參與子女學業(yè)的時間不足，近七成家長在工作日的參與時間僅為1—3小時，僅有兩成家長能夠做到專心陪伴，且陪伴時間與孩子年齡呈反比。1 子女學業(yè)進步是家庭和學校共同作用的結(jié)果，父母在家庭和學校中的教育參與對提高子女學習成績至關(guān)重要。因此，探討父母參與對子女學業(yè)成績的影響尤為重要，一些研究表明父母參與能夠顯著提高子女學業(yè)成績。23 然而也有研究指出，父母參與對子女學業(yè)成績存在混合影響;4 有研究甚至得出截然相反的結(jié)論。5 由于父母參與之定義的多元性和結(jié)構(gòu)的多維性，導致父母參與對學生學業(yè)成就的影響呈現(xiàn)出復雜性。綜合已有研究成果，結(jié)合社會資本理論與重疊域影響理論，本研究將“父母參與”劃分為四種類型：第一種是一般父母參與，即原始文獻中直接報告的整體父母參與，并未界定具體參與類型;第二種是家庭本位父母參與，指父母在家中與孩子交流、討論、監(jiān)督他們學習，以及帶領(lǐng)孩子參加文化活動等;第三種是學校本位父母參與，即父母與學校教師溝通討論，參加學校會議和學?；顒拥?第四種是父母期待，即父母對子女的未來教育期望。在參與者類型上，一些研究指出父母的性別差異會影響其教育參與行為的效果，麥布萊特（Brent A. McBride）等人通過比較父親、母親對5—12歲兒童的學習成績的影響發(fā)現(xiàn)，父親參與更能夠顯著提升孩子的學習成績。1 此外，不同學段、不同文化背景下的父母參與效果也因時2、因地而異。3由此可見，在父母參與和子女學業(yè)成績關(guān)系的研究上尚未形成共識，不同研究之間存在較大差異。

元分析法能夠針對以往研究結(jié)論不一致的情況，根據(jù)已有研究結(jié)果計算效應值，定量分析整體和系統(tǒng)，解釋同類研究中的共性與分歧，從而得出普適性和規(guī)律性的研究結(jié)論。4 已發(fā)表的關(guān)于父母參與和子女學業(yè)成就關(guān)系的元分析研究主要包括兩類：一類是從整體上探討父母參與對子女學業(yè)發(fā)展的影響;另一類是深入討論父母參與的幾種形式與子女學業(yè)發(fā)展的關(guān)系，并考察參與類型、種族、家庭社會經(jīng)濟地位、參與者類型等變量的調(diào)節(jié)作用。56 基于此，根據(jù)已有元分析研究不足，結(jié)合中英文實證研究成果，運用元分析技術(shù)，探討父母參與和子女學業(yè)成績的關(guān)系，同時進行調(diào)節(jié)變量分析，考察參與類型、參與者、子女所處學段、文化背景和測量工具對二者相關(guān)性的影響，以期為父母參與提供科學建議。

二、研究方法

1.文獻檢索

文獻檢索共分為三步：第一步，將文獻檢索時間限定為2001年1月至2020年10月，在中國知網(wǎng)、萬方、維普等中文數(shù)據(jù)庫和Science Direct、Web of Science、ERIC、SAGE、EBSCO、ProQuest、Google scholar等外文數(shù)據(jù)庫中進行大范圍檢索。中文檢索關(guān)鍵詞和主題詞包括“父母參與”“父母卷入”“家長參與”“家庭參與”“家長期望”“父母期望”“學生學業(yè)成績”“學生學業(yè)成就”“學校教育績效”“考試分數(shù)”“子女能力”。在外文數(shù)據(jù)加中以“parental involvement”“parental engagement”“parental participation”“family involvement”“parental expectation”“academic achievement”“academic performance”“school outcomes”“student outcomes”“child development”“student impact”為關(guān)鍵詞進行檢索，初步建立父母參與和子女學業(yè)成績的主題文獻數(shù)據(jù)庫。第二步，閱讀文獻摘要，對一些無法直接獲得但符合研究主題的文獻，通過圖書館文獻下載、委托國外朋友等方式獲得。第三步，對已獲得文獻采取引文回溯法，利用參考文獻查找“引文”，避免遺漏文獻。

2.文獻入選標準及編碼

（1）文獻入選標準

對搜索的文獻進行整理，這些文獻需要滿足以下要求：第一，研究對象必須是處于學前到高中階段的學生，年齡范圍在3—18歲，不包括嬰兒和成人。第二，文章主題是關(guān)于父母參與和子女學業(yè)成績的關(guān)系，并明確報告父母參與總體或各維度與子女學業(yè)成績的皮爾遜相關(guān)系數(shù)（r值）或能轉(zhuǎn)化成r的T值、F值，不包括運用回歸分析、結(jié)構(gòu)方程模型等其他統(tǒng)計方法的數(shù)據(jù)。第三，文獻之間彼此的數(shù)據(jù)不重復，若在多篇文章中存在使用同一數(shù)據(jù)庫的情況，則只納入其中一篇。第四，父母參與的測量既可以用整體量度，也可以用單一維度，學生成績主要用學校教學科目上的測試得分和平均學分績點（Grade Point Average，縮寫為GPA）來表示，排除以各種智力、技巧思維等非認知能力方面來表示學生成績的研究。依據(jù)入選標準，最終獲取文獻31篇，其中英文文獻27篇，中文文獻4篇。其中包括30篇期刊論文，1篇博士論文。

（2）文獻編碼

本研究編碼內(nèi)容包括作者及發(fā)表年份、樣本量、參與類型（一般父母參與、學校本位參與、家庭本位參與、父母期望）、參與者（父母、父親和母親）、子女所處學段（幼兒園、小學、初中、高中）、文化背景（中國文化背景和非中國文化背景）、測量工具（FIQ、PTIQ、EPIS、Other）和相關(guān)系數(shù)。其中，效應值的產(chǎn)生以獨立樣本為單位，每個獨立樣本編碼一次，若一篇文獻中包含多個獨立樣本，則分別進行編碼。

本研究由作者獨立編碼，完成后讓第二位編碼者逐一檢查校對。對比兩位的編碼結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩次編碼除極少數(shù)數(shù)據(jù)存在偏差外，其他編碼均不存在明顯差異，表明編碼的一致性較高。

3.統(tǒng)計分析

研究采用相關(guān)系數(shù)r為效應值計算效果量，r是文獻中的單個相關(guān)系數(shù)。在編碼過程中，一些文獻沒有直接報告父母參與和子女學業(yè)成績的相關(guān)系數(shù)，而是呈現(xiàn)了T值或F值，但元分析統(tǒng)計軟件CMA都可以將這些原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成相應的效應量，實現(xiàn)相關(guān)系數(shù)的合成。進而在計算過程中，先將每個r值轉(zhuǎn)換為對應的Fishers Z分數(shù)，然后對Fisher相關(guān)系數(shù)進行變換，計算出效應大小。[Z=0.5×In1+r1-r]，再將計算得出的Z值平均數(shù)轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)，其中[r=e2z-1e2z+1]，Z的方差是[Vz=1n-3]，Z的標準誤是[SEz=Vz]。1 此外，研究選用CMA2.0（Comprehensive Meta Anslysis 2.0）專業(yè)版軟件進行元分析。

三、研究結(jié)果

1.異質(zhì)性檢驗

異質(zhì)性檢驗的目的是檢驗元分析中納入的每個研究效應值是否異質(zhì)。對父母參與和子女學業(yè)成績相關(guān)性的元分析進行異質(zhì)性檢驗，發(fā)現(xiàn)Q=7176.48，p<0.001。Q檢驗具有顯著差異，表明選取隨機效應模型是正確的。關(guān)于I2 ?的大小界定，25%、50%和75%分別被視為異質(zhì)性的小、中、大界限。2 本研究的父母參與和子女學業(yè)成績的I2 為98.63%，表明在父母參與和子女學業(yè)成績的關(guān)系上，由效應量的真實差異造成的變異占總變異的98.63%，由于高異質(zhì)性還表明可能會有調(diào)節(jié)變量對效應量產(chǎn)生重要的潛在調(diào)節(jié)作用1，所以需要進行調(diào)節(jié)效應檢驗。

2.出版偏倚檢驗

研究首先通過漏斗圖（funnel plot）來檢查納入元分析的出版偏倚，橫軸是效應量Fisher Z值，縱軸是標準差（見圖1）。從漏斗圖來看，涉及本研究的元分析文獻基本均勻分布于總效應量的兩側(cè)，這表明本研究的元分析數(shù)據(jù)存在出版偏倚的可能性較小。然而，漏斗圖只能從主觀上判斷是否存在出版偏倚，為進一步驗證是否存在出版偏倚，研究還進行了Eggers檢驗，發(fā)現(xiàn)回歸方程截距（Eggers intercept）為3.19，截距越接近0，表明存在出版偏倚的可能性越小。2 Eggers檢驗的p值不顯著，所以存在出版偏倚的可能性較小。

3.父母參與和子女學業(yè)成績的主效應檢驗

對父母參與和子女學業(yè)成績的相關(guān)性進行主效應檢驗，隨機模型分析結(jié)果表明，父母參與和子女學業(yè)成績之間的主效應量r=0.187（CI為[0.167，0.206]，p<0.001），按照二者相關(guān)性的效應量大小進行排序依次為：綜合成績>閱讀成績>數(shù)學成績>科學成績，兩者具有顯著的正相關(guān)。根據(jù)利普西（Lipsey M W）等人對效應量大小的界定，r小于0.10時為弱相關(guān)，r在0.1-0.4之間為中等相關(guān)，r大于0.4則為高相關(guān)。3 因此，父母參與和子女學業(yè)成績及其子維度之間呈現(xiàn)中等強度正相關(guān)關(guān)系。這說明父母參與度越高，越能提高子女的學業(yè)成績。

4.父母參與和子女學業(yè)成績的調(diào)節(jié)效應檢驗

父母參與和子女學業(yè)成績總體關(guān)系的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果如表3所示，檢驗的調(diào)節(jié)變量包括父母參與的類型、參與者、子女所處學段、文化背景和測量工具五個方面，其中參與類型（p<0.05）和參與者（p<0.001）對父母參與和學生學業(yè)成績相關(guān)性具有調(diào)節(jié)作用，子女所處學段對二者相關(guān)性的調(diào)節(jié)效應呈現(xiàn)邊緣顯著（p=0.051），文化背景和測量工具對二者相關(guān)性不具有調(diào)節(jié)作用（p=0.269和p=0.214）。

四、結(jié)論與討論

1.父母參與和子女學業(yè)成績呈正相關(guān)

本研究運用元分析方法探討父母參與和子女學業(yè)成績的關(guān)系，主效應結(jié)果表明，父母參與和子女學業(yè)成績之間呈現(xiàn)正相關(guān)，并且在效應值上達到中等程度相關(guān)，這說明父母參與水平越高，參與強度越高，子女的學業(yè)成績則越好。研究發(fā)現(xiàn)，家長參與對學生成績的總效應量為0.124，在具體學業(yè)成績表現(xiàn)上，其相關(guān)性從高到低依次為綜合成績、閱讀、數(shù)學與科學。這表明，父母參與對子女學業(yè)表現(xiàn)均具有積極作用，對綜合成績和閱讀成績的影響最大。這與Wilder的研究結(jié)果相似，瓦德爾（Wilder S）認為，成績的測量方式雖未影響父母參與和學生成績的正相關(guān)關(guān)系1，但不同測量方式對二者的相關(guān)強度是不同的，采用學生的綜合成績或GPA來表示學業(yè)成績，父母參與與其具有高度相關(guān)性，由于學生綜合成績是由各科成績組合而來，且調(diào)查樣本中學生綜合成績的樣本較多，雙重原因使得父母參與和學生綜合成績的相關(guān)性最高。

2.父母參與和子女學業(yè)成績關(guān)系的調(diào)節(jié)效應

（1）參與類型對二者相關(guān)性具有顯著調(diào)節(jié)作用

父母參與和子女學業(yè)成績調(diào)節(jié)效應的隨機模型結(jié)果顯示，參與類型對二者相關(guān)性具有調(diào)節(jié)作用（p<0.01），且父母參與對子女學業(yè)成績的相關(guān)性在具體類型上具有顯著性。在具體參與類型上，其中父母期待的效應量最大，表明父母期待與子女學業(yè)成績的相關(guān)性最強，其后依次為：學校本位參與（r=0.156）、家庭本位參與（r=0.147）和父母一般參與（r=0.137）。本研究發(fā)現(xiàn)，父母期望與子女學業(yè)成績相關(guān)度最高，由于父母期望反映了父母對教師、學校以及教育整體的觀念和態(tài)度，不僅影響家庭教育氛圍，更滲透了父母的教養(yǎng)方式，子女更有可能同父母形成相似的觀念和態(tài)度，因此，父母的高期望對于子女取得更好的學業(yè)成績具有關(guān)鍵性作用。另外值得注意的是，學校本位參與的相關(guān)系數(shù)要高于家庭本位參與，表明學校本位的父母參與和子女學業(yè)成績具有更高相關(guān)性。已有研究也表明，基于學校本位的父母參與通常與學生學業(yè)成績具有正相關(guān)1，而基于家庭本位的父母參與和子女學業(yè)成績間的關(guān)系呈現(xiàn)出復雜性?；轄枺℉ill N E）和泰森（Tyson D F）認為，廣泛而深入的家庭溝通與交流能夠顯著提升孩子的學習成績，家庭監(jiān)管和作業(yè)監(jiān)督等形式不僅無益于成績提高，還對孩子的學業(yè)成績具有消極影響。2 產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能是在家庭本位參與上，大多數(shù)父母并沒有經(jīng)過科學的教育訓練，缺乏教育學和心理學的相關(guān)知識，沒能采用科學的教學方法，并根據(jù)任務(wù)難度和子女接受能力進行有針對性的指導與協(xié)助，導致家庭教育參與多為無效或低效行為，孩子在其中獲益較少。此外，一些在學業(yè)上有困難的學生更需要父母的參與，但一些父母在家庭中卻對動力不足或在學業(yè)上表現(xiàn)較差的孩子顯示出更強的控制與干預3，這樣不僅難以提高子女的學業(yè)成績，反而不利于他們的品德發(fā)展和人格養(yǎng)成。

（2）參與者對二者相關(guān)性具有顯著調(diào)節(jié)作用

調(diào)節(jié)效應的模型結(jié)果顯示，父母共同參與和母親參與對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)均具有顯著性差異（p<0.05），父親參與沒有通過調(diào)節(jié)模型的顯著性檢驗（p=0.165）。由于傳統(tǒng)文化的影響和社會分工的差異，母親擔負著更多“育兒”“教兒”的使命，父親則在子女成長過程中更偏向于提供經(jīng)濟支持和方向引領(lǐng)。并且已有研究也表明，在子女成長和學業(yè)發(fā)展上，母親能夠比父親發(fā)揮更大的作用。4 此外，研究結(jié)果還顯示，父母共同參與的相關(guān)系數(shù)（r=0.184）要明顯高于母親參與的相關(guān)系數(shù)（r=0.087）。這說明，兒童的發(fā)展需要父母雙方共同參與，父母共同“育兒”“教兒”比單方參與效果更好。5

（3）子女所處學段對二者相關(guān)性具有顯著調(diào)節(jié)作用

關(guān)于不同學段父母參與和子女學業(yè)成績的差異，結(jié)果顯示，各學段均對二者關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)影響（p<0.01），其相關(guān)性的效應值大小從高到低依次為幼兒園（r=0.276）、初中（r=0.156）、小學（r=0.144）和高中（r=0.143）。產(chǎn)生這一結(jié)果的可能性原因是：一方面，在低學齡階段，如幼兒園和小學階段，大多數(shù)父母能夠?qū)虒W內(nèi)容較為熟悉，自如地應對孩子在學習上的問題，并且小學是養(yǎng)成良好學習態(tài)度和習慣的關(guān)鍵階段，父母會更加積極主動地參與子女學習。另一方面，由于初中生學業(yè)加重，同時也面臨著更多的考核，孩子需要父母更多地參與學業(yè)，合理規(guī)劃學習時間，制訂學習計劃。并且青春期的孩子比小學階段更容易受到同伴壓力的影響，這會驅(qū)動他們主動要求父母參與學業(yè)。1 同時，隨著年級的增高，孩子的自主性逐漸提高，他們對父母意見的開放程度也逐漸下降，導致父母參與對中學階段的孩子影響也隨之下降。2

（4）文化背景、測量工具對二者相關(guān)性不具有調(diào)節(jié)作用

模型的結(jié)果表明，文化背景對二者相關(guān)性的調(diào)節(jié)效應不顯著（p>0.05），這與以往研究并不一致。3從結(jié)果來看，這可能是因為本研究將文化背景僅分為中國文化和非中國文化，并沒有充分考慮到西方國家內(nèi)部種族的多樣性與文化異質(zhì)性，且中國文化背景的樣本較少，研究結(jié)論有待進一步探討。此外，父母參與的測量工具對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應也不顯著（p=0.212）。由于父母參與最常用的兩類測量工具分別為PTIQ和FIQ，其他部分量表也是在此基礎(chǔ)上進行的小幅度改編，幾類主要量表均測量了父母參與的類型與發(fā)生頻率，各量表內(nèi)容交叉較多，可能影響了調(diào)節(jié)效應的顯著性。

五、建議

基于元分析的視角，審視當前父母參與和子女學業(yè)成績關(guān)系的研究現(xiàn)狀，理性思考“我們需要什么樣的父母參與”，能為父母更有效地參與子女學業(yè)成長提供指導建議。本研究的主要結(jié)論揭示了父母參與在子女學業(yè)成長中的重要作用，且這種作用從家庭延伸到學校，并始終伴隨子女成長。為此，我們需要營造良好的制度環(huán)境來確保父母參與子女學業(yè)發(fā)展。

第一，以法為先，支持與保障父母參與“增量”。在子女學業(yè)成長中，保證基本的參與時間是父母參與的前提基礎(chǔ)。然而在現(xiàn)實生活中，必要的父母參與反而愈發(fā)成為一種“奢侈品”。經(jīng)濟合作與發(fā)展組織在PISA2015測試中調(diào)查了18個國家或地區(qū)（包括中國香港、中國澳門）的家長參與現(xiàn)狀，結(jié)果顯示，多數(shù)家長由于工作繁忙無法脫身，導致未能參與到孩子成長中。4 因此，需要完善政策與法律，積極推進家庭教育法的出臺，明確家庭教育的義務(wù)、責任和內(nèi)涵，確保父母履行基本的教育參與義務(wù)。同時，父母參與的“增量”改革遠非政府部門的內(nèi)部事務(wù)，它涉及家庭、學校和社區(qū)。因此，為了有效保障父母參與，尤其需要在法律保障的基礎(chǔ)上建立學校、社區(qū)和家庭聯(lián)動的制度，將學校、家庭和社區(qū)都納入政府工作計劃和考評標準中。5

第二，積極推進父母參與“存量”改革，有效提高參與質(zhì)量。提高參與的有效性是父母教育參與的關(guān)鍵。盡管越來越多的家長逐漸意識并重視自身參與對孩子成長的積極作用，但在實際中依然存在如下情況：父母參與僅為機械式的看護與陪伴，停留在監(jiān)督孩子完成作業(yè)與檢查作業(yè)上，缺乏與孩子在學習內(nèi)容、課外讀物以及心智成長等方面的深度交流，并且參與的主體以母親為主，父親參與相對缺位。因此，一方面，需要家長轉(zhuǎn)變參與行為和參與方式，加強親子互動的深刻性，采用傾聽、引導的方式了解孩子內(nèi)心需求，如聽孩子閱讀，與孩子成為玩伴，增強親子互動的質(zhì)量，而不是簡單的陪伴。另一方面，鼓勵父親更多地參與孩子學業(yè)，讓父親參與到家庭閱讀、家庭溝通以及課外活動上來，扮演孩子的照顧者、引導者和玩伴，同時學校也要主動設(shè)計父親參與的主題活動，為父親參與提供平臺和渠道，保障父親參與的機會和質(zhì)量。

第三，培育教育共同體，發(fā)揮家校共育合力。子女成長需要依托家庭、學校和相互構(gòu)成的教育共同體來實現(xiàn)。營造家校共育生態(tài)，首先，需要父母對子女形成正確的教育期待，用發(fā)展的眼光來看待子女成長，根據(jù)子女不同階段的學習表現(xiàn)，與他們深入溝通，了解他們的學習興趣，科學制訂學習規(guī)劃，同時還要積極參加校內(nèi)外活動，拓寬他們的視野，充分發(fā)揮家庭和學校優(yōu)勢，利用各種社區(qū)資源，提供支持家庭和學校兒童發(fā)展的計劃和服務(wù)。1其次，要加強家校合作深度，發(fā)揮學校資源優(yōu)勢，向家長普及不同學段如何參與孩子學習的科學建議，以便家長與時俱進，科學參與。同時要進一步拓寬家校溝通渠道，創(chuàng)新家校合作方式與手段，除確保“家長開放日”“家長會”“家訪”“家長委員會”等常規(guī)家校溝通制度外，還要以鼓勵家長參觀并參與班級教學、開展教師—家長會議等，豐富家校合作內(nèi)容，發(fā)揮家校合力，共同促進學生學業(yè)進步。最后，要為教師賦能，夯實教師的專業(yè)知識和專業(yè)技能，使其學會利用家庭和社區(qū)資源來輔助教學，并掌握一定的溝通方式和技巧，積極與家長溝通和互動，與家長協(xié)同為學生發(fā)展提供健康的學習環(huán)境。

A Meta-analysis of the Relationship between Parental Involvement

and Childrens Academic Achievement

FAN Yong

（Department of Education， East China Normal University， Shanghai， 200062）

Abstract： In order to clarify the relationship between parental involvement and childrens academic achievement and explore the causes of differences， this paper has obtained 31 Chinese and English literature through literature search， including a total of 81 independent samples and 167810 participants. The research findings show that higher the parent involvement， the better the childrens academic performance. The moderating effect test further points out that type of involvement， participants and student grades have significance in the relationship between parental involvement and childrens academic performance. Therefore， we should set the rules first and carry out “increment” reform to guarantee the time of parental involvement; and we should also promote the “stock” reform of parental involvement. Moreover， we should build an educational community of parental involvement which can exert the joint energy in education between families and schools.

Key words： parental involvement， academic performance， meta-analysis