2015, Vol. 31
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 马虹, 姚梅林, 吉雪岩. 2015.
- MA Hong, YAO Meilin, JI Xueyan. 2015.
- 家长投入对中小学生学业投入的影响:有中介的调节模型
- The Influence of Parent Involvement on Students' School Engagement:A Mediated Moderation Model
- 心理发展与教育, 31(6): 710-718
- Acta Meteorologica Sinica, 31(6): 710-718.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2015.06.10
近年来，学生的学业投入(academic engagement，或 school engagement)作为其学业动机和学业表现的有效预测指标，受到了研究者的高度关注(Galla et al., 2014; Lam et al., 2012; Reina et al., 2014; Schlenker，Schlenker，&Schlenker，2013; Virtanen，Lerkkanen，Poikkeus，& Kuorelahti，2014; Wang & Eccles，2013; Wonglorsaichon，Wongwanich，& Wiratchai，2014)。关于学业投入的内涵，先前研究者的界定并不一致，Fredricks，Blumenfeld和Paris(2004)曾整合了前人的研究，开创性地将学业投入看作一个多维度的结构，并将其分为认知投入、情感投入和行为投入三种成分。这一观点得到了后续研究者的普遍认可(Chase，Hilliard，Geldhof，Warren，& Lerner，2014; Jimerson，Campos，& Greif，2003; Martin，Way，Bobis，& Anderson，2015; O’Toole & Due，2015)。已有研究发现，家庭、社区、文化以及教育情境都可能对学生的学业投入产生影响(Fredricks et al., 2004; King，McInerney，Ganotice，& Villarosa，2015; Lam et al., 2014)。在我国，许多家长为了提升子女将来在社会上的竞争力，不惜投入大量的人力、物力和财力于子女的教育、尤其是与学业学习有关的教育上，然而其效果往往不尽如人意，甚至适得其反。那么，家长投入是如何影响子女的学业投入及其发展的？探讨家长投入及其作用机制，这将有助于厘清家长投入与子女学业发展的内在关系，为家长更高效地投入到子女教育中提供依据。
家长投入(parent involvement)是家长投入学校教育(parent involvement in schooling)的简称，是指家长为了促进子女的学业成功而与教师、子女以及社区等进行的互动(Blair，2014; Epstein & S and ers， 2002; 曾庆玉，吴妮妮，姚梅林，2010)。在过去的二十多年中，学者们对家长投入的类型进行了研究，总结出了一个由六种类型的家长投入构成的框架：参与亲职教育、家校交流、志愿参与学校活动、在家辅导、参与决策以及带领子女参与社区活动。研究表明，家长投入对子女的学业会产生积极的影响。例如，家长投入能够促进子女的学业投入(Cheung & Pomerantz，2012; Choi，Chang，Kim，& Jr. Reio，2015; Karıbayeva & Boar，2014; Murray，2009; Wang & Eccles，2012; Yuen & Cheung，2014)，提升子女的学业成绩(Baker，2015; Cheung & Pomerantz，2015; Desimone，2010; Lowenhaupt，2014; Nam & Park，2014; Zhang，Hsu，Kwok，Benz，& Bowman-Perrott，2011)，降低子女辍学的风险(Barnard，2004)。然而，也有研究发现，某些类型的家长投入并未对子女产生积极作用(Catsambis，2001; El Nokali，Bachman，& Votruba-Drzal，2010; Johnson & Hull，2014)，甚至会产生消极的影响(Patall，Cooper，& Robinson，2008)。由此，研究者指出，了解家长投入的不同类型以及教师、家长和学生进行交流的情境因素是非常有必要的(Epstein，2010)。
家长投入影响着子女的学业投入及学业成效，而在这种影响机制中，家长教养风格(Parenting Style)作为一个重要的情境因素，其作用为研究者所关注与认可(Baumrind，1971; Darling & Steinberg，1993; Maccoby，1983; Wang & Eccles，2012; Woolley & Bowen，2007; 吴妮妮，姚梅林，2013)。有研究者认为，教养风格在一定程度上调节着家长投入对子女学业发展的作用。早先研究者从家长与子女在互动中所传达的态度及相应的情感氛围的视角来界定不同类型的教养风格( Darling & Steinberg，1993)，而近年来，伴随着自我决定理论的发展，研究者们开始从心理控制和自主支持的角度对家长的教养风格进行探讨(Bronstein，Ginsburg，& Herrera，2005; Cheung & Pomerantz，2011; Mansour & Martin，2009; Silk，Morris，Kanaya，& Steinberg，2003)。其中，心理控制是指家长试图对孩子的心理和情绪发展过程(如思考、自我表达、情绪等)进行干涉而施加的控制(Barber，1996)，而自主支持则是指家长积极地支持孩子以使其获得自主的能力(Joussemet，L and ry，& Koestner，2008)。我国学者曾以中职生为对象进行调查，发现在自主支持的教养风格条件下，中职生家长投入的某些维度能够正向预测其学业投入，而在控制的条件下，两个变量间的预测关系不显著(吴妮妮，姚梅林，2013)。但该研究关注的重点群体为中职生，其结论对于普通教育体系下的适用性有待验证。此外，该研究在变量间关系的探讨方面还有待细化。
尽管研究者已经证实家长因素对子女的学业投入有重要影响，但这种外部影响因素通常是需要经过个体的内在机制加以转化的。为此研究者提出了一个动机中介模型，认为动机资源在家长投入和学生学业成绩之间具有中介作用(Grolnick & Slowiaczek，1994; Ryan & Grolnick，1989; Wang & Eccles，2012)。自我决定理论指出，动机源于人类普遍具有的三种基本心理需要：自主需要、胜任需要和关系需要(Deci & Ryan，2000; Ryan & Deci，2000)。个体的这些基本心理需要作为普适性的动机，也成为学习动机的本源性要素，进而影响学业投入及学习成效。已有研究发现，个体在学业中的基本心理需要满足是课堂情境与学生学业投入之间重要的中介因素(Connell，Spencer，& Aber，1994; Fredricks et al., 2004)，这表明了基本心理需要作为重要的动机因素在学生学业过程中所发挥的作用。那么，家长的自主支持/心理控制的教养风格是否会影响子女的基本心理需要满足，进而影响其学业投入？家长投入对子女学业投入的影响效果是否因自主支持/控制的教养风格与学业心理需要满足的作用而有所不同？探明此类问题有助于揭示家长投入对子女学业投入的作用机制，阐明亲子互动质量对子女发展的影响，进而为如何提升家长投入的质量和效益提供依据。
鉴于家长投入已然成为中国众多家庭的普遍之举，而有关家长投入与子女学业发展之间关系的研究在我国尚不多见，仅有的个别研究在变量选择及其关系探讨方面也略显单薄，难以全面客观地揭示家长投入对子女学业发展的作用机制；而且已有研究虽然指出了家庭因素在学生的动机和学业投入方面具有重要作用，但很少有研究将不同的家长因素纳入同一个模型进行分析(Mansour & Martin，2009)。为此，本研究拟基于已有研究及自我决定理论，将家长自主支持/控制的教养风格及子女的学业心理需要满足作为重要因素加以考虑，探讨它们在家长投入影响子女学业发展的过程中所起的作用，并建构一个有中介的调节模型(见图 1)。具体而言，本研究关注以下问题：(1)考察中家长投入与中小学生的学业投入之间的关系；(2)探讨家长自主支持/控制的教养风格在家长投入和子女学业投入之间是否具有调节作用；(3)探讨家长自主支持/控制的教养风格是否通过子女的学业心理需要满足来发挥作用。
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| 图 1 本研究的假设模型 |
采用整群抽样法，选取北京市12所中小学的4789名学生进行问卷调查。经过筛选，有效被试为4160人，问卷有效作答率为86.8%。其中，小学生1068人(男生579人，女生489人)；初中生1162人(男生542人，女生620人)；高中生1930人(男生841人，女生1089人)。接受问卷调查的学生年级分别为小学四、五年级，初中一、二年级和高中一、二年级。
2.2 研究工具 2.2.1 家长投入问卷采用吴妮妮和姚梅林(2013)修订的家长投入问卷。问卷分为参与亲职教育、家校交流、志愿参与学校活动、在家辅导、参与决策、带领子女参与社区活动、生活照顾7个维度，共36条目，如“我的家长会关注如何教育子女的话题”(亲职教育)，“我的家长关心我将来的升学问题”(参与决策)，“我的家长尽可能地为我营造良好的学习环境”(生活照顾)。问卷采用李克特5点计分，“1”~“5”分别表示“从不”、“偶尔”、“有时”、“经常”、“总是”。每题得分相加为家长投入的总分，得分越高表明家长的投入程度越高。该问卷的内部一致性系数为0.92。
2.2.2 学业心理需要满足问卷采用St and age，Duda和Ntoumanis(2005)编制的学业心理需要满足问卷，经过修订，删减了原问卷中3道不适宜的题项，最终形成了由自主需要、胜任需要和关系需要3个维度构成的心理需要满足问卷。问卷共有13个条目，考察了被试在学业中三方面的心理需要满足程度，如“在课堂上，我能够选择我想练习的技能”(自主需要)。该问卷采用李克特5点计分，“1”~“5”分别表示“非常不符合”、“比较不符合”、“说不清楚”、“比较符合”、“非常符合”。验证性因子分析拟合指标如下：χ2/df=23.67，RMSEA=0.074，CFI=0.95，NFI=0.95，GFI=0.95。其中χ2/df的结果不甚理想，考虑到样本量较大时，χ2/df作为拟合指标的参考价值有所降低(侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004; 邱皓政，林碧芳，2009)，故本研究主要参考其他综合指标。鉴于RMSEA<0.08，CFI>0.9，NFI>0.9，GFI>0.9，问卷的结构效度均达到测量学标准，该问卷的内部一致性系数为0.87。
2.2.3 自主支持/控制的教养风格量表采用Wang，Pomerantz和Chen(2007)编制的家长自主支持/控制的教养风格量表，该量表分为5个维度：给予选择、意见交流、诱发内疚、爱的剥夺、施加权威，共26个条目，如“只要可能，父母就让我自己做选择”(给予选择)，“父母告诉我他们为我做的所有牺牲”(诱发内疚)，“父母告诉我，他们要我做的事都是最正确的，我不应该质疑”(施加权威)。量表采用李克特5点计分，前两个维度反向计分，五个维度得分之和求均值，得分越高，表明家长的教养风格越倾向于控制型，反之，则表明家长的教养风格越倾向于自主支持型。该量表的内部一致性系数为0.90。
2.2.4 学业投入量表采用Lam等人(2009)编制的学业投入量表，经过修订，形成了由行为投入、情感投入和认知投入3个维度构成的学业投入量表。量表共有16个条目，考察了学生在行为、情感和认知三个方面的投入程度，如“上课很有意思”(情感投入)。该量表采用李克特5点计分，每题得分相加为学业投入的总分，得分越高表明学生的投入程度越高。验证性因子分析拟合指标如下：χ2/df=23.98，RMSEA=0.074，CFI=0.94，NFI=0.94，GFI=0.93。鉴于本研究为大样本，不宜将χ2/df作为主要拟合指标。综合本研究中的其他指标来看，RMSEA<0.08，CFI>0.9，NFI>0.9，GFI>0.9，问卷的结构效度达到测量学标准。该量表的内部一致性系数为0.92。
2.3 数据统计采用SPSS18.0软件进行数据统计分析。
3 研究结果 3.1 共同方法偏差检验本研究采用Harman的单因素检验法进行共同方法偏差分析。验证性因素分析的结果显示，χ2/df=131.31，RMSEA=0.18，CFI=0.53，NFI=0.52，TLI=0.46。这一结果表明，本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2 变量的描述统计 3.2.1 家长投入在不同学段、性别上的差异对中小学生家长投入的特点进行分析发现，在家长投入这一变量的得分上，学段[F(2，4154)=9.38，p<0.001，η2=0.004]和性别[F(1，4154)=45.20，p<0.001，η2=0.011]的主效应显著，二者的交互作用也显著[F(2，4154)=4.33，p<0.05，η2=0.002]。进一步分析显示，在小学阶段，家长投入水平的性别差异不显著(t=1.42，p=0.16)；在初中(t=5.61，p<0.001)和高中(t=4.91，p<0.001)阶段，男生的家长投入水平则显著高于女生的家长投入水平。此外，重复测量方差分析的结果显示，家长投入的七个维度之间存在显著差异[F(6，24954)=2013.02，p<0.001，η2=0.326]；事后检验的结果表明，“在家辅导”是家长投入最多的方面，而家长在“带领子女参与社区活动”方面投入最少。
| 变量 | 小学(M±SD) | 初中(M±SD) | 高中(M±SD) | |||
| 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | |
| 家长投入 | 3.02±0.74 | 2.95±0.72 | 3.08±0.72 | 2.85±0.72 | 2.96±0.69 | 2.81±0.63 |
| 亲职教育 | 2.99±1.03 | 3.02±1.05 | 3.13±0.98 | 2.88±1.06 | 3.04±0.97 | 2.88±0.97 |
| 家校交流 | 3.05±0.99 | 2.97±0.96 | 3.29±0.91 | 2.97±0.97 | 3.14±0.94 | 2.90±0.91 |
| 志愿参与 | 2.68±1.10 | 2.59±1.08 | 2.83±1.03 | 2.60±0.98 | 2.70±0.95 | 2.54±0.91 |
| 在家辅导 | 3.64±0.68 | 3.64±0.73 | 3.56±0.71 | 3.53±0.75 | 3.40±0.70 | 3.41±0.67 |
| 参与决策 | 2.89±0.86 | 2.77±0.80 | 3.02±0.82 | 2.68±0.76 | 2.80±0.75 | 2.64±0.67 |
| 参与社区 | 2.39±1.17 | 2.31±1.13 | 2.42±1.11 | 2.05±1.06 | 2.27±1.09 | 1.99±0.96 |
| 生活照顾 | 3.49±0.77 | 3.37±0.78 | 3.34±0.76 | 3.22±0.85 | 3.35±0.75 | 3.29±0.77 |
| 家长教养风格 | 2.72±0.63 | 2.51±0.69 | 2.83±0.65 | 2.69±0.71 | 2.69±0.63 | 2.51±0.68 |
| 心理需要满足 | 3.28±0.81 | 3.33±0.78 | 3.26±0.75 | 3.12±0.70 | 3.10±0.72 | 3.08±0.67 |
| 学业投入 | 3.90±0.67 | 4.07±0.67 | 3.65±0.69 | 3.71±0.63 | 3.55±0.68 | 3.60±0.61 |
对家长投入、家长自主支持/控制的教养风格、学生的学业心理需要满足和学业投入进行Pearson相关分析(见表 2)，结果显示，家长投入与心理需要满足(r=0.40，p<0.01)、心理需要满足与学业投入(r=0.57，p<0.01)、家长投入与学业投入(r=0.38，p<0.01)之间均呈现显著相关，说明三者之间可能有一定的预测关系；家长投入与教养风格(r=-0.13，p<0.01)的相关显著但非常微弱，说明家长投入与教养风格二者间具有相对的独立性，符合调节效应的检验要求(温忠麟，侯杰泰，张雷，2005)。
| 变量 | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 1. 家长投入 | — | |||
| 2. 家长教养风格 | -0.13 ** | — | ||
| 3. 心理需要满足 | 0.40 ** | -0.25 ** | — | |
| 4. 学业投入 | 0.38 ** | -0.27 ** | 0.57 ** | — |
| 注：* p<0.05; ** p<0.01; *** p<0.001，下同。 | ||||
根据温忠麟，张雷和侯杰泰(2006)指出的有中介的调节模型的检验步骤，首先，将变量中心化，对学段和性别两个变量进行虚无编码，采用层次回归对各变量之间的关系进行分析。结果显示(见表 3)，学段和性别两个控制变量对学生的学业投入都有显著影响，而仅学段变量对学生的心理需要满足影响显著。在控制了人口学变量后，家长投入、家长自主支持/控制的教养风格以及二者的交互项对子女的学业投入都有显著的预测作用，而交互项显著表明家长自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业投入的关系有显著的调节作用，调节效应△R2=0.03(p<0.001)，额外解释了3%的变异。
| STEP1因变量：学业投入 | STEP2因变量：心理需要满足 | STEP3因变量：学业投入 | |||||
| β | △R 2 | β | △R 2 | β | △R 2 | ||
| 学段1 a | -0.25 *** | -0.07 * | -0.23 *** | ||||
| 控制变量 | 学段2 a | -0.36 *** | 0.06 *** | -0.16 *** | 0.01 *** | -0.29 *** | 0.06 *** |
| 性别 b | -0.08 *** | 0.02 | -0.09 *** | ||||
| 家长投入 | 0.33 *** | 0.14 *** | 0.38 *** | 0.16 *** | 0.18 *** | 0.03 *** | |
| 教养风格 | -0.25 *** | 0.05 *** | -0.25 *** | 0.04 *** | -0.15 *** | 0.01 *** | |
| 预测变量 | 家长投入×教养风格 | -0.23 *** | 0.03 *** | -0.13 *** | 0.01 *** | -0.18 *** | 0.02 *** |
| 心理需要满足 | 0.40 *** | 0.30 *** | |||||
| 注：a学段1为初中，学段2为高中，小学为基线；b1 男，0 女。所有预测变量的VIF均低于1.54，说明预测变量间不存在多重共线性。 | |||||||
为了更深入地探讨家长自主支持/控制的教养风格在家长投入影响子女学业投入中的调节作用，根据回归方程，分别取家长投入和教养风格两个变量正负一个标准差的值，绘制家长自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业投入间关系的调节效应图(Dearing & Hamilton，2006)。简单斜率分析(Aiken & West，1991)的结果显示(见图 2)，支持型教养风格家庭的子女，其学业投入会随着家长投入程度的提高而显著提高(b=0.48，t=32.93，p<0.001)，而控制型教养风格家庭的子女，其学业投入受家长投入程度的影响相对较弱(b=0.17，t=10.20，p<0.001)。
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| 图 2 自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业心理需要满足间关系的调节作用 |
第二步将因变量换成学业心理需要满足，结果显示，控制了人口学变量后，家长投入、家长自主支持/控制的教养风格以及二者的交互作用对子女的学业心理需要满足也都有显著的预测作用。同理，交互项显著表明家长自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业心理需要满足的关系也有显著的调节作用。
在探讨家长自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业心理需要满足二者关系的调节作用时，同样根据回归方程，分别取家长投入和教养风格两个变量正负一个标准差的值，绘制家长自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业心理需要满足间关系的调节效应图。简单斜率分析结果显示(见图 3)，支持型教养风格家庭的子女，其学业心理需要满足的程度随着家长投入程度的提高而显著提高(b=0.47，t=28.16，p<0.001)，而控制型教养风格家庭的子女，其心理需要满足程度受家长投入程度的影响相对较弱(b=0.29，t=15.17，p<0.001)。
第三步仍以学业投入为因变量，但在第一步的基础上加入学业心理需要满足作为预测变量。结果显示，控制了人口学变量后，家长投入对子女学业投入的预测效应显著，子女的学业心理需要满足对学业投入的预测作用也显著；加入心理需要满足这一变量后，家长投入对子女学业投入的预测力降低，但其预测作用仍然显著。可见，子女的学业心理需要满足在家长投入与子女学业投入之间起部分中介作用。此外，加入心理需要满足后，家长投入和自主支持/控制的教养风格的交互项对子女学业投入的预测力降低，但其预测作用也显著。这表明自主支持/控制的教养风格对家长投入与子女学业投入之间关系的调节效应是部分地通过学业心理需要满足这一中介变量产生作用的，也就是说，教养风格既可以通过直接调节家长投入与子女学业投入的关系而发挥作用，也可以通过调节家长投入与子女学业心理需要满足程度的关系而产生影响。模型中总的调节效应为-0.23，直接的调节效应为-0.18，因此间接调节效应占总调节效应的比例为21.74%。
4 讨论 4.1 中小学生家长投入的特点由研究结果可以看出，虽然对于不同性别的中小学生而言，家长投入变化的差异出现在不同的学段，但相同的是，家长投入会随着子女学段的升高而呈现出较为明显的下降趋势，这与已有研究的结果相一致(Cheung & Pomerantz，2011; Kikas，Peets，& Niilo，2011; Lowenhaupt，2014; Wang & Eccles，2012)。其原因可能有以下几点：首先，随着子女年级的升高，学校课程的难度也逐渐提高，这会导致大部分家长无力给予子女更多实质性的帮助，而只能寄厚望于学校教育。近期一些研究者提出的家长投入的动机系统模型指出，家长帮助孩子取得学业成就的效能感是影响其投入的一个重要因素(Anderson & Minke，2007)。由于学校课程难度的提高在一定程度上降低了家长投入的效能感，从而也会对其实际的投入行为产生影响，比如随着子女年级升高及其课业难度的加大，家长深感有心无力，在家辅导的行为也相应减少(Kikas et al., 2011)。当然，要改变这种状况，家长可以通过与学校和老师保持良好的沟通，获得必要的指导与帮助，以其他更为适宜的方式来促进子女的学业投入(Karıbayeva & Boar，2014)。其次，子女随着年级的升高及学业压力的增大，外部压力很可能在一定程度上内化为学习动机，使得他们对家长这一外部资源的需求有所减弱，从而导致家长投入也相应减少。近期的一项研究则从积极的角度解读了家长投入随年龄升高而减少的可能原因，认为这反映了家长期望孩子能随着年龄的增长开始学会为自己的学业承担起责任(Cheung & Pomerantz，2011)。关于家长投入的性别差异，已有研究少有探讨。本研究的结果显示，在初中与高中阶段，男生的家长投入显著高于女生的家长投入，而在小学阶段，男女生的家长投入无明显差异。这可能是由于随着年龄增长及学业压力增大，女生比男生更容易将外部环境要求内化为自我约束的准则，比较听话，因此家长投入相对较少。
此外，从家长投入的各项活动类型来看，家长“在家辅导”方面的投入较多，而“带领子女参与社区活动”方面的投入则较为欠缺，这一结果与吴妮妮和姚梅林(2013)的研究结果相一致，表明大部分中国家长更关注在家中为孩子创设学习环境，而忽视了与学校和社区的双向联系。可见，在实践中采用多种方法加强家-校-社区的联系，这对中国的家长尤其有必要，它不仅有助于子女的全面发展，而且也为家长提供了更多可用的潜在资源，对于改进家长教养方式、提升家长素养具有重要意义。
4.2 家长投入对中小学生学业投入的影响机制：自主支持/控制的教养方式及学业中基本心理需要的作用本研究发现，在控制了性别和学段变量后，家长投入对中小学生的学业投入具有正向的预测作用，且自主支持/控制的教养风格对二者的关系具有调节作用。具体而言，支持型教养风格家庭中的孩子，其学业投入会随着家长投入程度的提高而显著提高，而控制型教养风格家庭中的孩子，家长投入对其学业投入的预测作用则受到了一定程度的削弱。有关研究发现，无论家长采用控制型的还是自主支持型的教养风格，其高投入都有助于子女保持高水平的学业投入。然而，如果家长采用过度控制的教养风格，即使对子女学业的投入有很大影响，但子女由于感受到被家长强迫而降低原有的投入程度(Cheung & Pomerantz，2011)。还有研究发现，控制型的教养风格由于阻碍了学生学业胜任力的发展，会削弱家长投入对学生学业投入的促进作用(Bronstein et al., 2005)。教养风格的调节作用表明，家长的倾力投入并不一定能够直接导致子女的学业投入，其成效会受到教养风格的制约。若教养风格不当，不仅家长投入的收效甚微，甚至可能诱发其他不良后果。可见，家长若能与子女良好地互动，采用支持型的教养风格，则家长投入有望取得良好成效。
此外，本研究还发现，自主支持/控制的教养风格对家长投入和学业投入的调节作用是部分地通过子女的学业心理需要满足这一中介变量发生作用的。该结果进一步充实了Grolniek和Slowiaczek(1994)在研究家长投入对子女在校表现的影响时提出的动机模型，揭示了子女的自主、胜任和关系等基本心理需要作为重要的学习动机在二者关系中所具有的中介作用。家长作为一种外部环境因素，在子女的整个发展阶段中都扮演着重要角色，在其心理发展需求的满足方面也起到不可替代的作用。而子女学业中心理需要的适度满足又为其学业投入提供了内在动力(Wang & Eccles，2012)。这说明心理需要满足作为一种动机资源，在家长投入对学生学业投入的影响过程中发挥着至关重要的作用。它是维持和驱动个体学习的内在动力源泉，若学习者在学业中的基本心理需要得到适度满足，那么这些需要就会转化为学习动力，即使外部资源或支持有所缺失，学习者也能凭借其自身所具有的内在动力投入学习。反之，若基本心理需要未能得到适度满足甚至极度匮乏，那么诸如家长投入等外部的作用力量也会因此被削弱。由此可见，学业中心理需要的满足是影响子女学业投入的重要因素，家长在对子女的教育过程中如果忽视了这一环节，很可能造成“投入多，收益少”的低效结果。
总之，本研究探讨了家长投入对子女学业投入的影响机制，揭示了自主支持/控制的教养风格及子女的学业心理需要满足在其中的独到作用。家长投入是否能够有效促进子女的学业投入，很大程度上取决于家长采取的是自主支持还是控制的教养风格，同时也取决于子女学业心理需要满足的程度。因此，家长在为孩子努力付出的同时，应关注自身对子女是否采用了恰当的教养风格，是否尊重并创设条件适度满足了子女的基本心理需要。家长若无视子女心理需要的满足，无视自身的教养风格，纵然投入很多，也许也是徒劳的，甚至可能产生不良后果。可见，家长在投入对子女的教育活动时，不仅要关注“量”，更要关注“质”；不仅要“能投入”，还要“会投入”；不仅要对子女的学习进行“直接投入”，还应关注子女的基本心理需要等的“间接投入”。只有这样，才能真正地促进子女在学业上的可持续的发展。
5 结论(1)中小学生的家长投入程度随子女学段升高而降低；
(2)家长注重在家辅导方面的投入，在参与社区及学校活动等方面的投入较为欠缺；
(3)家长投入对子女学业投入具有显著的正向预测作用；
(4)家长自主支持/控制的教养风格在家长投入与子女学业投入的关系中起调节作用，且该调节效应部分地通过子女的学业心理需要满足这一中介变量产生作用。
| Aiken, L. S., & West, S. G.(1991). Multiple regression:Testing and interpreting interactions. Newbury Park, CA:Sage. |
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