
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 李若璇, 朱文龙, 刘红瑞, 姚梅林. 2018.
- LI Ruoxuan, ZHU Wenlong, LIU Hongrui, YAO Meilin. 2018.
- 家长教育期望对学业倦怠的影响:家长投入的中介及家庭功能的调节
- How Parental Educational Expectations Influence Student Academic Burnout: The Mediating Role of Educational Involvement and Moderating Role of Family Functioning
- 心理发展与教育, 34(4): 489-496
- Psychological Development and Education, 34(4): 489-496.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.04.13
学业倦怠(Academic Burnout)是学生在学业情境中对学习事件和过程的消极态度或行为,通常表现为情感衰竭、讥诮和低效能感等(Schaufeli, Martinez, Pinto, Salanova, & Bakker, 2002)。学业倦怠会引发学生情感、认知层面的消极改变,导致学习动机的缺乏,进而在学业相关活动中表现出疏离、退缩或拖延等行为(杨丽娴, 连榕, 张锦坤, 2007; Cakcr, Akca, Kodaz, & Tulgarer, 2014),长期的学业倦怠甚至会导致幸福感的降低(Kyeong, 2013)。故而,关注和探讨学业倦怠的产生原因及机制,对于有效预防学业失败、促进学生健康发展具有极为重要的现实意义(罗云, 赵鸣, 王振宏, 2014; 文敏等, 2014)。家庭作为个体成长过程中最为核心的微观系统(Bronfenbrenner & Morris, 2006),其相关因素对于子女的学业参与和感受同样具有不容忽视的作用。
在中国当代的社会背景下,接受更高水平的教育资源仍然是个体获得更好的物质生活、实现阶层晋升的有效途径。故而,“望子成龙,望女成凤”的美好期盼,通常会转化为家长对于子女受教育水平的更高期待,即家长教育期望(Parental Educational Expectations)。家长教育期望是父母持有的对子女未来学业成就的信念或判断,例如对子女成绩和学历的信念(Yamamoto & Holloway, 2010),其中对子女最终学历的期望是常见的测量方式(Fang, Huang, Curley, & Birkenmaier, 2018; Yamamoto & Holloway, 2010)。横断研究和纵向研究均表明,家长教育期望能促进子女的学业发展和学业成就(Fang et al., 2018; Rutchick, Smyth, Lopoo, & Dusek, 2009; Sharkey, 2009; Yamamoto & Holloway, 2010)。大部分研究关注教育期望对积极学业结果的影响,对消极结果(如学业倦怠)的研究较少。Sorkkila、Aunola和Ryba(2017)对青少年运动员的研究表明,父母对子女成功的期望(如,课业学习,体育运动)可以缓解同领域的倦怠。然而,不切实际的过高期望亦可能加剧子女学业倦怠。例如Sorkkila和同事的研究(2017)还发现,虽然同领域的期望对倦怠有缓解作用,但是父母对子女某一领域的期望会增加其他领域的倦怠(如,对学业成功的高期望可能会提高运动方面的倦怠)。因此,有必要进一步探讨家长教育期望与学业倦怠之间复杂关系,以揭示教育期望影响学业倦怠的内在机制。
在家长教育期望对子女学业倦怠的影响中,家长投入(Parental Involvement)扮演着极为关键的作用。家长教育期望如何转化为子女的学业行为,很大程度上体现在家长教育资源的提供和教育活动的参与,即家长投入(Hill & Tyson, 2009; Pomerantz, Moorman, & Litwack, 2007)。家长投入是家长教育投入的简称,指家长与学校、社区和子女所进行的互动,其主要目的是促进子女的学业成功,通常表现为参与相关的亲职教育活动、辅导子女完成学习活动、参与社区活动和学校决策等(曾庆玉, 吴妮妮, 姚梅林, 2010)。已有研究发现,家长的教育期望与家长投入之间具有显著正相关,二者又能够共同预测子女的学业期望水平(Wells, Seifert, Padgett, Park, & Umbach, 2011)。这表明具有较高教育期望的父母,更倾向于与教师建立频繁的交流与互动,从而详细了解子女的学习情况,并为子女提供更多的学习与成长机会。研究还表明,家长投入可以有效地促进子女学业投入和学业成就(马虹, 姚梅林, 吉雪岩, 2015; Castro, Expósito-Casas, López-Martín, Lizasoain, Navarro-Asencio, & Gaviria, 2015;Cheung & Pomerantz, 2012; Fan & Chen, 2001; Hill & Tyson, 2009; ),并且减少学业失败的可能性(Blondal & Adalbjarnardottir, 2009)。家长投入作为父母参与孩子学习行为的一种形式,为子女提供了学业过程中必要的社会支持,而社会支持是降低倦怠的重要因素之一(Yang & Cheng, 2005)。父母在子女学业方面的参与、支持与陪伴,能够缓解子女的学业压力,进而减少学业倦怠出现的可能。同时,家长投入对于学业效能感也有显著的预测作用,较高的家长投入能够帮助子女建立更高的学业效能感(Adeyemo, 2005),避免低效能感可能产生的损害,而低效能感本身就是学业倦怠的表现之一。鉴于家长教育期望、家长投入和学业倦怠之间的密切联系,本研究假设家长投入可能是家长教育期望影响其子女学业倦怠的中介因素。
虽然大部分研究都证实了家长投入对子女学业发展的正向影响,但也有少数研究发现,促进家长投入的干预项目无法显著提高子女的学业成就(Mattingly, Mckenzie, & Rodriguez, 2002),因此家长投入对子女学业发展的影响可能受到其他因素的制约。父母对于子女学业过程和结果的影响,不仅通过与教育直接相关的行为实现,诸如家庭环境或整体氛围等因素也在其中起到极为重要的作用。例如,父母的婚姻冲突可能导致子女的学业倦怠(罗云, 陈爱红, 王振宏, 2016)。目前研究者对家庭环境的研究主要集中于家庭功能(王玉龙, 袁燕, 唐卓, 2017; Shi, Wang, Yao, Su, Zhao, & Zhan, 2017),家庭功能描述了家庭系统中情感联系、家庭规则、家庭沟通等因素的有效程度,是家庭为其成员所提供的一般性环境资源(方晓义, 徐洁, 孙莉, 张锦涛, 2004)。已有研究发现,良好的家庭功能对子女的自我调节学习和学业成就均有促进作用(高丽, 张向葵, 2013; Small, 2010)。追踪研究也发现,在结构完整的家庭中,家长投入能更有效的促进子女的学业发展(Jeynes, 2005)。因此良好的家庭功能可能是家长投入缓解子女学业倦怠的必要前提。故而,本研究将家庭功能作为调节变量,探究其对家长投入与学业倦怠关系的影响。
综上所述,家长教育期望对子女学业发展的影响并非是直接的,而是受到多种因素的制约。本研究采用家长对子女最终学历的期望作为家长教育期望的测量,探讨家长教育期望、家长投入以及家庭功能对子女学业倦怠的影响,以期更为深入、系统地剖析家庭因素在子女学业发展中的作用,进而为家长如何降低、避免子女学业倦怠提供依据。基于已有研究,提出以下假设:(1)家长教育期望负向预测学业倦怠;(2)家长投入在教育期望对学业倦怠的影响中起部分中介的作用;(3)家庭功能在家长投入对学业倦怠的影响中起到调节作用,即家庭功能良好时家长投入对学业倦怠的影响更大。具体模型如图 1所示。
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图 1 家长教育期望、家长投入与学业倦怠的假设模型 |
本研究整群抽取了北京十所中小学的2921名学生,其中小学五年级774人、六年级820人,初一年级581人,初二年级354人,初三年级392人,被试的平均年龄为12.56岁(SD = 1.53),男生1624名(55.60%),女生1297名(44.40%)。为了避免自我报告的问卷法带来的共同方法偏差,人口学变量和学业倦怠问卷由学生作答,家长教育期望、家长投入和家庭功能问卷由家长作答。家长问卷中,1901份由母亲作答,984份由父亲作答,36份缺失作答人信息。
2.2 研究工具 2.2.1 学业倦怠采用中文版的学业倦怠量表(Maslach Burnout Inventory, MBI; 张莹,甘怡群, 张轶文, 2005 Schaufeli et al., 2002),包括情绪衰竭(指因学业压力而感到筋疲力尽,如“每天的学习生活结束后,我都感到精力耗竭了”)、讥诮(指产生对学习冷漠或疏离的态度,如“我对学习不再那么有热情了”)和低效能感(指感知到自己学业能力的不足,如“当我实现自己的学习目标时,会觉得很受激励”)三个维度,共计15道题目。其中低效能感维度为反向计分维度,均分越高表明学业倦怠越严重。采用李克特7点计分,0到6分别表示“从来没有”、几乎没有、“很少”、“有时”、“经常”、“十分频繁”和“总是”。中文修订版信效度良好(张莹等, 2005)。在本研究中情绪衰竭、讥诮和效能感三个维度的内部一致性分别为0.86、0.86和0.80,整体一致性系数为0.90。验证性因素分析表明结构效度良好:χ2 = 1506.56,df = 84,χ2/df = 17.94,p < 0.001,RMSEA [90% CI] = 0.078 [0.075, 0.081],CFI = 0.94,TLI = 0.93,SRMR = 0.05。
2.2.2 家长投入采用以Hill和Tyson(2009)的研究为基础翻译和修订的问卷(吴妮妮, 姚梅林, 2013),本研究中测量的家长投入包括:参与亲职教育、家校交流、在家辅导、参与决策和志愿参与五个方面,共计13道题目,例如“了解子女的班级排名及在学业上进步、退步的情况”。采用李克特5点计分,0到4分别表示“从不”和“总是”,得分越高表明家长投入越多。验证性因素分析表明结构效度良好:χ2 = 760.72,df = 53,χ2/df = 14.35,p < 0.001,RMSEA [90% CI] = 0.071 [0.066, 0.075],CFI = 0.95,TLI = 0.92,SRMR = 0.04。整体内部一致性系数为0.86。
2.2.3 家长教育期望家长教育期望题目为“您期望孩子将来能读到什么程度?”,由家长进行选择,选项有:(1)初中毕业、(2)职业高中或中专、技校毕业、(3)高中毕业、(4)大专毕业、(5)大学毕业、(6)研究生及以上。
2.2.4 家庭功能采用邹泓修订的家庭功能总体评定量表(董奇, 林崇德, 2011),量表共6个题目,为单一维度的量表,采用李克特5点计分,从“完全不同意”到“完全同意”分别记作0到4分。例题如“我的家是和谐融洽的”,“家中每个人都为家庭做出了自己的贡献”,均分越高表明家庭功能越好。在国内研究中问卷的信效度良好(王娟, 邹泓, 侯珂, 汤玉龙, 王明珠, 王英芊, 2016)。验证性因素分析表明结构效度良好:χ2 = 109.11,df = 7,χ2/df = 15.59,p < 0.001,RMSEA [90% CI] = 0.071 [0.060, 0.083],CFI = 0.99,TLI = 0.98,SRMR = 0.01。在本研究中一致性系数为0.91。
2.2.5 控制变量由于同时涉及小学和初中两个不同学段,而这一因素可能会对家长投入、学业倦怠等变量具有显著影响(吴妮妮, 姚梅林, 2013),需要在模型建构中对其进行有效控制;除此之外,不同性别学生的学业倦怠水平可能同样存在显著差异(Li, Wu, Wen, & Wang, 2014),故而同样需要将性别纳为控制变量。
3 结果 3.1 共同方法偏差检验本研究的数据采集分别来自学生群体及其家长,在一定程度上弱化了共同方法偏差。采用Harman单因子法对共同方法偏差进行检验,结果发现特征值大于1的因子共8个,第一个因素解释的变异量为21.61%,远小于40%。表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2 家庭因素及子女学业倦怠的描述统计与相关各变量均值、标准差和变量之间的相关系数如表 1所示。家长教育期望与学业倦怠显著负相关(r = -0.23,p < 0.01),家长投入与学业倦怠显著负相关(r = -0.17,p < 0.01),教育期望与家长投入呈显著正相关(r = 0.14,p < 0.01)。
变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
1.家长教育期望 | 5.25 | 0.82 | — | |||||
2.学业倦怠 | 1.62 | 1.07 | -0.23** | — | ||||
3.家长投入 | 2.56 | 0.71 | 0.14** | -0.17** | — | |||
4.家庭功能 | 3.58 | 0.57 | 0.16** | -0.24** | 0.37** | — | ||
5.性别 | 1.44 | 0.50 | 0.07** | -0.10** | -0.04 | 0.00 | — | |
6.年级 | 6.58 | 1.35 | -0.17** | 0.23** | 0.04* | -0.11** | 0.01 | — |
注:性别,1 =男生,2 =女生。* p < 0.05,** p < 0.01,下同。 |
根据温忠麟和叶宝娟(2014)的观点,先检验家长投入在家长教育期望与学业倦怠间的中介效应,再检验家庭功能的调节效应。使用标准分数以得到标准化系数。
首先,以家长教育期望为自变量,学业倦怠为因变量(控制年级、性别)进行回归,结果表明家长教育期望对学业倦怠有显著负向预测作用(β = -0.17, SE = 0.02, p < 0.001),即家长教育期望对学业倦怠的总体效应显著。然后采用SPSS20.0的PROCESS程序(模型4)检验中介效应(Hayes, 2013),Bootstrap检验抽样次数为5000,控制年级、性别。结果表明,家长教育期望正向预测家长投入(β = 0.15, SE = 0.02, p < 0.001),家长教育期望和家长投入同时预测学业倦怠时,家长教育期望(β = -0.14, SE = 0.02, p < 0.001)和家长投入(β = -0.16, SE = 0.02, p < 0.001)均有显著预测效应。校正的Bootstrap检验表明,家长投入的中介效应显著,间接效应值为-0.02,95%的置信区间为[-0.03, -0.02],中介效应占总效应(-0.17)的14.01%。
然后,采用PROCESS的模型14检验家庭功能的调节效应(控制年级、性别)。结果表明家长投入和家庭功能的交互项对学业倦怠的预测效应显著,系数、标准误和置信区间如表 2所示。根据温忠麟和叶宝娟(2014)的检验方法,上述两步结果证明了:(1)家长教育期望对学业倦怠的预测总效应显著;(2)家长教育期望对家长投入的预测显著;(3)家长教育期望、家长投入、家长投入和家庭功能的交互项对学业倦怠的预测效应均显著,因此有调节的中介效应存在。其次,PROCESS会输出判定指标INDEX,INDEX显著说明在调节变量的不同水平上中介效应的差异显著(Hayes, 2015)。上述模型的INDEX为-0.01,置信区间为[-0.013, -0.001],置信区间不包含0,再次说明有调节的中介效应显著。
R | β | SE | t | p | 95% CI | |
家长投入做因变量 | 0.17** | |||||
常数 | -0.09 | 0.04 | -2.35 | 0.02 | -0.161, -0.015 | |
年级 | 0.12 | 0.04 | 3.34 | 0.00 | 0.048, 0.185 | |
性别 | -0.05 | 0.02 | -2.73 | 0.01 | -0.093, -0.015 | |
教育期望 | 0.15 | 0.02 | 7.79 | 0.00 | 0.109, 0.182 | |
学业倦怠做因变量 | 0.38** | |||||
常数 | -0.33 | 0.04 | -9.04 | 0.00 | -0.397, -0.255 | |
年级 | 0.33 | 0.03 | 9.98 | 0.00 | 0.266, 0.396 | |
性别 | -0.09 | 0.02 | -5.05 | 0.00 | -0.131, -0.058 | |
教育期望 | -0.13 | 0.02 | -7.48 | 0.00 | -0.169, -0.099 | |
家长投入 | -0.09 | 0.02 | -4.63 | 0.00 | -0.135, -0.054 | |
家庭功能 | -0.19 | 0.02 | -8.56 | 0.00 | -0.232, -0.146 | |
家长投入×家庭功能 | -0.04 | 0.02 | -2.72 | 0.01 | -0.076, -0.012 |
为了进一步解释家长投入与家庭功能交互作用的实质,PROCESS按照家庭功能正负一个标准差分出高家庭功能组(n = 1130)和低家庭功能组(n = 506)。首先,检验家长投入的中介效应对于高、低家庭功能组是否相同。采用Bootstrap法分别检验高家庭功能组和低家庭功能组其家长投入的中介效应。结果表明,高家庭功能组中,家长投入的中介效应值为-0.02(SE = 0.004),中介效应95%的置信区间为[-0.028, -0.011],中介效应显著;低家庭功能组中,家长投入的中介效应值为-0.01(SE = 0.005),中介效应95%的置信区间为[-0.018, 0.002],中介效应不显著,即只有在家庭功能良好时,家长投入的中介效应才显著。另外,进行简单斜率分析(如图 2所示,横坐标为家长投入,纵坐标为学业倦怠)。高家庭功能组的家长投入对学业倦怠的预测显著(βsimple = -0.13, t = -5.70, p < 0.001);低家庭功能组的家长投入的预测效应不显著(βsimple = -0.05, t = -1.81, p = 0.071)。结果说明只有家庭功能良好时,家长投入才能显著降低学业倦怠水平。
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图 2 家庭功能对家长投入与学业倦怠之间关系的调节效应图 |
家长对子女的高期望如何真正转化为子女的学习动力,而不是演变为子女学业倦怠的诱因?本研究从家长投入、家庭功能等重要的家庭因素入手,揭示了家长投入在其中的中介作用以及家庭功能的调节作用。
4.1 家长投入在教育期望与学业倦怠之间的中介作用本研究结果显示,家长教育期望显著负向预测子女的学业倦怠,与前人研究结果一致(Sorkkila et al., 2017)。教育期望体现了父母对子女将来获得怎样的学业成就的一种愿景、希望,而非对子女的实际要求,因此家长的高教育期望往往意味着对子女更多的积极认可与鼓励(Sorkkila et al., 2017)。家长投入则是教育期望与学业倦怠间重要的桥梁,高教育期望使得父母们更有可能在子女学业方面投入更多的时间和精力,简言之,家长教育期望及其投入为子女的学业活动提供有力的支持,共同减缓子女的学业倦怠。此外,对于家长投入的中介效应,还可以结合家庭社会化理论进行解释,即家长所持有的价值观念通过影响子女的行为对其学业发展产生影响(Pomerantz et al., 2007)。教育期望不仅反映了家长对子女学业能力的评价,也是家长对学业的一般性信念和态度的体现。当家长对子女可以达到的学业成就具有更高期待时,这种一般性信念就会转化为特定的、针对子女学习过程的行为,例如花费更多时间陪伴和帮助子女完成作业,或者为子女提供开拓眼界、增长知识的机会。家长的态度与具体行为会进一步内化为子女自身的信念,从而将父母投注的关爱与期望转化为更为积极的学习态度并激发学习动机,减少学业倦怠出现的可能(Pomerantz, Ng, & Wang, 2006; Pomerantz et al., 2007)。
家长投入包含家长在精神、物质、行为等多个层面上对子女的支持与帮助,不仅精神层面的支持能够有效减少学业倦怠的产生(Jacobs & Dodd, 2003; Yang & Cheng, 2005),物质与行为层面的投入和帮助同样对学业倦怠具有缓解作用。首先,家长投入将家长自身的期望传递给子女,使子女感受到父母对其学业行为的积极参与和关注,增强学习热情。其次,家长投入并不局限在家庭场景下,还可以延伸到更为广阔的学校与社群场景中。紧密的家校联系能够使家长对子女的学习现状建立清晰、准确的认识,从而帮助其进行高效并具有针对性的反馈;带领子女积极参与志愿服务,能够帮助其实际运用所学知识,在互动中增强学业自信与效能感。
除此之外,本研究对家长投入这一变量的测查采用了家长评价的方式,与以往研究中学生评价的方式有所不同(Pomerantz et al., 2007; 曾庆玉等, 2010)。最终结果发现,无论基于何种测量方式,家长投入均能够正向预测积极的学业结果或行为,支持了本研究方法与结果的有效性。
4.2 家庭功能在家长投入与学业倦怠之间的调节作用研究还发现,家长期望能否有效地通过家长投入缓解子女的学业倦怠,将会受到家庭整体功能状况的影响。对于家庭氛围和睦融洽、情感联系紧密、家庭功能良好的学生,家长投入可以显著降低其学业倦怠水平;反之,对于家庭氛围紧张、情感联系松散、家庭功能不良的学生,家长投入对学业倦怠的缓解作用并不显著。家庭功能不仅影响子女的社会适应、情绪等心理健康发展(王玉龙等, 2017;方晓义等, 2004),更在子女的学业相关行为中发挥重要作用,例如家庭功能可以显著正向预测儿童的学习成绩(梁静, 赵玉芳, 谭力, 2007)。因此和谐、温暖的家庭氛围以及亲密的情感联系是家长投入缓解子女的学业倦怠的前提条件。
家庭功能的调节效应可以从动机和亲子交流两个角度来理解。首先,家长投入能否有效促进子女的学业发展在一定程度上取决于子女如何看待家长投入。已有研究发现,某些类型的家长投入(如, 限制子女看电视的时间以完成作业)可能削弱其内部动机。高度控制化的家庭氛围易于使子女产生过高的学业压力,进而破坏其自主学习的愿望(Fan & Williams, 2010)。因此,不良的家庭氛围可能会削弱家长投入的积极效应,在一定程度上制约着家长投入对学业倦怠的缓解作用。其次,家庭功能反映出家庭成员的交往方式、亲密程度和整体氛围(方晓义等, 2004),从家庭中获得的支持对预防学业失败具有重要作用(Altermatt, 2007)。在功能良好的家庭中,亲子间互动更为频繁、有效的亲子交流可以帮助父母更具针对性的为子女的学习过程提供支持,促进其更好的发展(Davidson & Cardemil, 2008)。
4.3 研究展望本研究深入探讨了家长教育期望对子女学业倦怠的影响机制,验证了家长投入在教育期望与学业倦怠之间的部分中介作用,并发现了家庭功能在家长投入对学业倦怠影响中所起到的调节作用,不仅在理论层面上为学业倦怠影响机制的进一步明确做出了贡献,更是为改善学生学业倦怠、促进学生健康发展提供了思路与方向。首先,以往研究虽然探讨并验证了家长行为对于子女积极学业结果的促进作用,如学习投入和学业成就等(Cheung & Pomerantz, 2012;Hill & Tyson, 2009; Yeung et al., 2010),但却很少关注其对于学业倦怠的影响(Salanova, Schaufeli, Martinez, & Breso, 2010)。本研究最终证明,家长对于子女学业成就的良好期盼与学业过程中的切实投入,能够帮助子女顺利应对可能出现的不适感与倦怠感。其次,更为重要的启示意义在于,突出了家庭功能对于学生学业发展的深刻影响,家长不仅应当为子女树立明确的学业目标并积极投身到其教育过程中,更应时刻关注温馨、舒适的家庭氛围的营造。对于家庭功能不良的学生而言,改善家庭氛围是促进其学业发展的必要举措,忽视家庭功能的重要性而盲目投入,对于子女的学业发展并无益处。家长应当在重视作业辅导、家校沟通的同时,为子女营造温暖、健康的家庭氛围。
本研究仍然存在如下局限与不足,有待后续研究进一步完善和补充。在研究方法上,本研究使用横断设计,无法得出确切的因果关系,可以结合追踪设计或相关实验范式进行完善。在研究工具上,本研究使用了家长自评的家长投入,可能与学生感知到的家长投入存在差异,后续研究可以综合考虑两方面的评价。本研究仅使用了父母对子女最终学业成就的期望作为教育期望的指标,虽然以往研究多采用该单一指标,但它无法涵盖教育期望的全部内涵。因此,未来研究可以从多角度测量家长的教育期望及其与其他变量的关系。在统计方法上,本文对变量间关系的探究均基于变量间为线性关系这一假设,无法完全排除非线性关系的可能性。另外,除了家庭的影响,其他变量也对学业倦怠有影响,(例如学业成绩、班级氛围等),后续研究应对其他重要变量有所控制,从而得出更精确的结论。在被试选取上,本研究的被试群体较为集中,均来自于北京市区,其教育期望水平整体偏高,学生的学业倦怠水平则略低于相关研究中其他被试群体的测量结果(罗云等, 2014)。研究者推测,这可能来源于中国不同地区学生群体升学压力的差异,为了进一步扩展研究结果的解释力度与范围,可以考虑结合不同区域样本进行补充。
5 结论(1) 家长教育期望负向预测子女的学业倦怠水平。
(2) 家长投入部分中介教育期望与学业倦怠之间的关系,即具有较高教育期望的家长能够通过提升自身教育投入,进而降低子女的学业倦怠水平。
(3) 家长投入对学业倦怠的影响受家庭功能的调节,即只有具备良好家庭功能的学生,其家长投入才能有效降低子女学业倦怠水平。
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