家校合作对青少年学业成绩的影响：一个有调节的中介模型
发布时间：2020-12-24 13:25
本研究基于广州市基础教育质量监测项目,以2380名初中生及其家长为被试,构建一个有调节的中介模型,考察了家校合作对青少年学业成绩的影响机制。研究发现:(1)家校合作对青少年学业成绩具有显著的正向预测作用;(2)在家校合作对青少年学业成绩的影响中,亲子沟通发挥了部分中介作用;(3)独生状况调节了家校合作→亲子沟通→学业成绩的后半段,即相对于非独生子女而言,独生子女亲子沟通对学业成绩的促进作用更为显著。
【文章来源】：心理科学. 2019年05期 北大核心CSSCI
【文章页数】：7 页
【部分图文】：
家校合作对青少年学业成绩影响的假设模型
1094心理科学首先，采用Hayes（2012）编制的SPSS宏中的Model4（Model4为简单中介模型）进行亲子沟通的中介效应检验，结果见表3、图2，在控制青少年的性别、年龄和父母受教育水平后，亲子沟通的中介效应显著，效应值为.11。控制中介变量亲子沟通后，家校合作对青少年学业成绩的影响依然显著，效应值为.62。因此，亲子沟通在家校合作对青少年学业成绩的预测中发挥了部分中介作用。图2亲子沟通在家校合作与学业成绩中的中介效应其次，进行有调节的中介效应检验。采用Hayes（2012）编制的SPSS宏中的Model14（Model14假设中介效应的后半段受到调节，与本研究理论假设模型一致），在控制性别、年龄、父母受教育水平后，以亲子沟通为中介变量，独生状况为调节变量构建有调节的中介模型，检验结果见表4。将独生状况放入模型后，亲子沟通与独生状况的乘积项对学业成绩的预测作用显著（β=.16，t=2.68，p<.01），说明独生状况在亲子沟通对学业成绩的预测中起调节作用。为了理解调节作用的实质，进行简单斜率检验（Aiken&West,1991），结果如图3所示，对于独生子女，亲子沟通对青少年学业成绩具有显著的正向预测作用（βsimple=.41，t=14.05，p<.001）；而对于非独生子女，亲子沟通虽然也会对学业成绩产生正向预测作用，但其预测作用较小（βsimple=.29，t=11.18，p<.001）。表明相对于非独生子女而言，这一调节效应对于独生子女更为显著。图3独生状况对亲子沟通与学业成绩之间关系的调节作用进一步分析被调节的中介效应，对独生子女而言，亲子沟通的中介效应为.14（95%CI=.09,.20），占直接效应的22%；而非独生子?
げ庾饔孟灾?é?=.16，t=2.68，p<.01），说明独生状况在亲子沟通对学业成绩的预测中起调节作用。为了理解调节作用的实质，进行简单斜率检验（Aiken&West,1991），结果如图3所示，对于独生子女，亲子沟通对青少年学业成绩具有显著的正向预测作用（βsimple=.41，t=14.05，p<.001）；而对于非独生子女，亲子沟通虽然也会对学业成绩产生正向预测作用，但其预测作用较小（βsimple=.29，t=11.18，p<.001）。表明相对于非独生子女而言，这一调节效应对于独生子女更为显著。图3独生状况对亲子沟通与学业成绩之间关系的调节作用进一步分析被调节的中介效应，对独生子女而言，亲子沟通的中介效应为.14（95%CI=.09,.20），占直接效应的22%；而非独生子女，亲子沟通的中介效应为.10（95%CI=.06,.14），占直接效应的16%，也就是说，相比于非独生子女而言，独生子女亲子沟通的部分中介作用更为突出。4讨论4.1亲子沟通的中介效应表4有调节的中介效应检验注：模型中各变量均经过标准化处理之后带入回归方程，下同。表3亲子沟通的中介效应注：Boot标准误、BootCI下限、上限为Bootstrap法估计的标准误差、95%置信区间的下限和上限。
【参考文献】：
期刊论文
[1]父母冲突、亲子关系与青少年抑郁的关系:独生与非独生的调节作用[J]. 肖雪,刘丽莎,徐良苑,李燕芳. 心理发展与教育. 2017(04)
[2]父母教育卷入与小学生学业成绩的关系——教育期望和学业自我效能感的共同调节作用[J]. 郭筱琳,周寰,窦刚,刘春晖,罗良. 北京师范大学学报(社会科学版). 2017(02)
[3]独生子女家庭亲子关系研究综述[J]. 刘振聪. 中小学心理健康教育. 2016(11)
[4]家长投入对中小学生学业投入的影响:有中介的调节模型[J]. 马虹,姚梅林,吉雪岩. 心理发展与教育. 2015(06)
[5]家庭社会经济地位、父母参与对初中生学业成绩的影响:教师支持的调节作用[J]. 乔娜,张景焕,刘桂荣,林崇德. 心理发展与教育. 2013(05)
[6]中介效应的检验方法和效果量测量:回顾与展望[J]. 方杰,张敏强,邱皓政. 心理发展与教育. 2012(01)
[7]亲子关系对独生子女成长的影响[J]. 郝玉章,风笑天. 华中科技大学学报(人文社会科学版). 2002(06)
[8]小学学习不良儿童家庭功能研究[J]. 辛自强,陈诗芳,俞国良. 心理发展与教育. 1999(01)
本文编号：2935731
【文章来源】：心理科学. 2019年05期 北大核心CSSCI
【文章页数】：7 页
【部分图文】：
家校合作对青少年学业成绩影响的假设模型
1094心理科学首先，采用Hayes（2012）编制的SPSS宏中的Model4（Model4为简单中介模型）进行亲子沟通的中介效应检验，结果见表3、图2，在控制青少年的性别、年龄和父母受教育水平后，亲子沟通的中介效应显著，效应值为.11。控制中介变量亲子沟通后，家校合作对青少年学业成绩的影响依然显著，效应值为.62。因此，亲子沟通在家校合作对青少年学业成绩的预测中发挥了部分中介作用。图2亲子沟通在家校合作与学业成绩中的中介效应其次，进行有调节的中介效应检验。采用Hayes（2012）编制的SPSS宏中的Model14（Model14假设中介效应的后半段受到调节，与本研究理论假设模型一致），在控制性别、年龄、父母受教育水平后，以亲子沟通为中介变量，独生状况为调节变量构建有调节的中介模型，检验结果见表4。将独生状况放入模型后，亲子沟通与独生状况的乘积项对学业成绩的预测作用显著（β=.16，t=2.68，p<.01），说明独生状况在亲子沟通对学业成绩的预测中起调节作用。为了理解调节作用的实质，进行简单斜率检验（Aiken&West,1991），结果如图3所示，对于独生子女，亲子沟通对青少年学业成绩具有显著的正向预测作用（βsimple=.41，t=14.05，p<.001）；而对于非独生子女，亲子沟通虽然也会对学业成绩产生正向预测作用，但其预测作用较小（βsimple=.29，t=11.18，p<.001）。表明相对于非独生子女而言，这一调节效应对于独生子女更为显著。图3独生状况对亲子沟通与学业成绩之间关系的调节作用进一步分析被调节的中介效应，对独生子女而言，亲子沟通的中介效应为.14（95%CI=.09,.20），占直接效应的22%；而非独生子?
げ庾饔孟灾?é?=.16，t=2.68，p<.01），说明独生状况在亲子沟通对学业成绩的预测中起调节作用。为了理解调节作用的实质，进行简单斜率检验（Aiken&West,1991），结果如图3所示，对于独生子女，亲子沟通对青少年学业成绩具有显著的正向预测作用（βsimple=.41，t=14.05，p<.001）；而对于非独生子女，亲子沟通虽然也会对学业成绩产生正向预测作用，但其预测作用较小（βsimple=.29，t=11.18，p<.001）。表明相对于非独生子女而言，这一调节效应对于独生子女更为显著。图3独生状况对亲子沟通与学业成绩之间关系的调节作用进一步分析被调节的中介效应，对独生子女而言，亲子沟通的中介效应为.14（95%CI=.09,.20），占直接效应的22%；而非独生子女，亲子沟通的中介效应为.10（95%CI=.06,.14），占直接效应的16%，也就是说，相比于非独生子女而言，独生子女亲子沟通的部分中介作用更为突出。4讨论4.1亲子沟通的中介效应表4有调节的中介效应检验注：模型中各变量均经过标准化处理之后带入回归方程，下同。表3亲子沟通的中介效应注：Boot标准误、BootCI下限、上限为Bootstrap法估计的标准误差、95%置信区间的下限和上限。
【参考文献】：
期刊论文
[1]父母冲突、亲子关系与青少年抑郁的关系:独生与非独生的调节作用[J]. 肖雪,刘丽莎,徐良苑,李燕芳. 心理发展与教育. 2017(04)
[2]父母教育卷入与小学生学业成绩的关系——教育期望和学业自我效能感的共同调节作用[J]. 郭筱琳,周寰,窦刚,刘春晖,罗良. 北京师范大学学报(社会科学版). 2017(02)
[3]独生子女家庭亲子关系研究综述[J]. 刘振聪. 中小学心理健康教育. 2016(11)
[4]家长投入对中小学生学业投入的影响:有中介的调节模型[J]. 马虹,姚梅林,吉雪岩. 心理发展与教育. 2015(06)
[5]家庭社会经济地位、父母参与对初中生学业成绩的影响:教师支持的调节作用[J]. 乔娜,张景焕,刘桂荣,林崇德. 心理发展与教育. 2013(05)
[6]中介效应的检验方法和效果量测量:回顾与展望[J]. 方杰,张敏强,邱皓政. 心理发展与教育. 2012(01)
[7]亲子关系对独生子女成长的影响[J]. 郝玉章,风笑天. 华中科技大学学报(人文社会科学版). 2002(06)
[8]小学学习不良儿童家庭功能研究[J]. 辛自强,陈诗芳,俞国良. 心理发展与教育. 1999(01)
本文编号：2935731
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