家庭社会经济地位、学业自我效能与初中生学习投入的关系

家庭社会经济地位、学业自我效能与初中生学习投入的关系

1家庭社会经济地位对学习投入的影响家庭社会经济地位是指由个人或一个社会群体根据其社会资源确定的社会地位。通常，家庭经济收入、父母的教育水平和父母的职业是客观衡量的主要指标（bradleycorwyn，2002）。家庭社会经济地位与儿童发展之间的关系密切,低的家庭社会经济地位对儿童的身体健康、认知发展、情绪适应和行为问题等方面均会产生诸多的消极影响(Bradley&Corwyn,2002;张卫,李董平,谢志杰,2007)。在经济社会快速发展、贫富差距不断拉大的趋势下,全社会都应关注家庭社会经济地位对儿童发展的影响(莫雷,2007)。因此,当前如何保护和促进低家庭社会经济地位儿童的健康成长具有十分重要的现实意义。学习投入是指学生在学习中表现出对学习的一种持续的、充满积极情感的状态,它以活力、奉献和专注为主要特征(Schaufeli,Martinez,Marques,Salanova,&Bakker,2002)。研究表明学习投入与学业成就之间存在正向的关系,即学习投入越高,学生学业成绩就越好(Salanova,Schaufeli,Martinez,&Breso,2010;Sirin,2005);学习上较为投入的学生更可能使用掌握性策略,拥有更高的自我控制感(Howell,2009)。随着积极心理学的兴起,“学习投入”等积极健康的心理正开始走进人们的研究视野。家庭是人类生活的最基本单位,是影响个体成长与发展的重要场所。根据家庭投资理论,家庭社会经济地位综合反映了家庭环境中经济资本、人力资本和社会资本的基本状况,社会经济地位较高的家庭拥有更多的资本用于投资子女的发展,因而对子女的成长、思想、态度、求学历程及未来的生活均有重大的影响(Matthews&Gallo,2011)。社会经济地位较高的家庭越有可能为子女提供更好的学习条件与物质刺激,而来自低收入家庭的儿童则缺乏优质的教育机会,面临较多的家庭压力,在教育资源与教育经验的获取上相对不足,这些经历能为儿童以后的深入学习提供动力基础。因此,相对于低家庭社会经济地位的儿童,高家庭社会经济地位的儿童对学习会表现出更多的投入行为。国外研究表明,家庭社会经济地位与学习投入具有密切的关系,家庭经济地位较低的学生在学习上更难以一种积极的态度投入到学习之中(Randolph,Fraser,&Orthner,2006;Terenzini,Cabrera,&Bernal,2001)。但在我国,几千年来“鱼跃龙门”几乎一直都是贫困子弟改变命运的唯一途径。因此,在我国的文化背景下,家庭社会经济地位与学习投入是否也存在类似的关系,还是来自家庭社会经济地位较低的儿童更愿意学习投入,这是一个值得研究的问题。家庭社会经济地位并不直接影响儿童的发展,而是通过一系列的中介变量起作用(Bradley&Corwyn,2002)。已有研究较多是从家庭环境的角度探讨父母特征的中介作用(Davis-Kean,2005),而从儿童自身的角度考察个体特征的中介机制研究则较为少见(Bradley&Corwyn,2002)。由于长期身处不同社会经济地位的家庭之中,儿童就会对自我形成不同的认识。较低的社会经济地位意味着家庭在经济资本、人力资本和社会资本上面临着更多的压力与不确定性,从而更有可能给儿童带来无能为力感、低自尊和习得性无助,并削弱儿童的自我效能(McLoyd,1998)。根据社会认知理论,环境因素(如家庭社会经济地位)可通过人的内部因素(如自我效能)作用于个体的行为(如学习投入)(Bandura,1997)。已有研究也表明,家庭社会经济地位与学业自我效能呈正相关,来自较高家庭社会地位的学生要比处于不利地位的同伴报告具有更高水平的学业自我效能(Artelt,Baumert,Julius-McElvaney,&Peschar,2003)。因此,我们认为家庭社会经济地位影响儿童学业自我效能的形成。自我效能是个体行为的动因。个体对于自我能力表现的预期是个体进行目标设定、行动选择和努力意愿的主要决定因素。在广泛的研究领域,已有研究证实了知觉到的自我效能在人类学习、行为以及动机中的作用(Bandura,1997)。已有研究也表明自我效能可以引发个体采取积极的行为如学习投入(Ouweneel,Pascale,Blanca,&Schaufeli,2011)。在工作投入的研究中,组织水平的自我效能与投入呈正相关(Xanthopoulou,Bakker,Demerouti,&Schaufeli,2007)。即使控制先前的投入水平,自我效能也可以解释投入在个体之间的差异(Avey,Luthans,Smith,&Palmer,2010)。因此,学生的学业自我效能越高,其在学习上的投入就越多。值得一提的是,家庭社会经济地位一般是由家庭收入、父母亲职业与父母亲教育水平组成,但是这些组成成分与儿童发展之间的关系充满争论(Bradley&Corwyn,2002)。一些研究表明,父母亲的教育水平对儿童的发展具有正向影响(Smith,Brooks-Gunn,&Klebanov,1997),但另一些研究却认为家庭收入对儿童的发展影响最大(Ackerman,Brown,&Izard,2004)。因此,我们有必要深入分析家庭社会经济地位的各个组成成分(即家庭收入、父母亲职业与父母亲教育水平)对学习投入的不同影响,这有助我们加深对家庭社会经济地位与儿童发展的认识。综上所述,家庭社会经济地位与学习投入之间可能存在关系,学业自我效能在两者之间起中介作用。学习投入存在性别、年级的差异(倪士光,伍新春,2011)。能够成功达至重要学习目标的学生更有可能对学习持有积极的态度,因而学习成绩越好的学生,学习投入的水平就越高(Klem&Connell,2004;Salanova,Schaufeli,Martinez,&Breso,2010)。因此,我们提出如下假设:(1)在控制学生性别、年级,以及先前学习成绩的影响后,家庭社会经济地位与学习投入之间呈正相关,家庭社会经济地位的各个组成成分与学习投入之间应存在不同强度的关系;(2)在家庭社会经济地位与学习投入的关系中,学业自我效能起中介作用。2学习方法2.1不同性别学生的生存量采用分层整群抽样法,在江苏南通与盐城选取了8所中学的953名初中生。其中,男生518人,女生435人,分别占54.4%与45.6%;初一352人,初二348人,初三253人,分别占37.0%、36.5%与26.5%。2.2测量2.2.1母受教育水平国内外学者一般把家庭收入、父母的受教育水平与职业3方面的变量用于合成家庭社会经济地位指数(Bradley&Corwyn,2002;任春荣,2010)。本研究所调查的家庭收入是家庭月收入。参考徐夫真、张文新与张玲玲(2009)的相关研究,并结合当地经济的实际情况,我们将家庭月收入划分为“2千元以下”、“2千~3千元”、“3千~4千元”、“4千~5千元”、“5千~6千元”、“6千~7千元”、“7千~8千元”、“8千~9千元”、“9千~1万元”、“1万元以上”10个水平。父母受教育水平包括“小学或小学以下”、“初中(含初中未毕业)”、“高中或中专(含高中未毕业)”、“大专(含夜大、电大)”、“大学本科”、“研究生(硕士或博士)”六类。父母职业包括“农民”、“工人”、“医生”、“教师或科研人员”、“机关干部或公务员”、“律师”、“工程师”、“企业管理人员”、“会计”、“军人”、“个体/私营企业主”、“个体户或下岗失业人员”、“自由工作者”和“其它”(徐夫真,张文新,张玲玲,2009)。依照有关职业分类的标准,将职业分成5个等级(师保国,申继亮,2007)。具体来说,分别是:(1)临时工、失业、待业人员、非技术及农业劳动者阶层,如农民;(2)体力劳动工人和个体经营人员、技术工及同级工作者,如建筑工人及相关人员;(3)一般管理人员与一般专业技术人员、事务性工作人员,包括商业服务业员工阶层、办事人员阶层,如售货员、司机等;(4)中层管理人员与中层专业技术人员、助理专业人员,包括在各种经济成分的机构(包括国家机关、党群组织、全民企事业单位、集体企事业单位和各类非公有制经济企业)中专门从事各种专业性工作和科学技术工作的人员,如教师、医生、技师等;(5)职业高级管理人员与高级专业技术人员、专业主管人员,包括在党政、事业和社会团体机关单位中行使实际的行政管理职权的领导干部、大中型企业中非业主身份的高中层管理人员和私营企业主阶层,如公务员、公司经理、工头等。参照有关研究(Bradley&Corwyn,2002;师保国,申继亮,2007;徐夫真,张文新,张玲玲,2009),我们分别将家庭收入、父母受教育水平和父母职业的得分转化为标准分进行统计分析,以此作为家庭社会经济地位的测量指标。2.2.2习能力自我效能与学习行为自我效能的评价采用梁宇颂(2000)编制,石雷山,高峰强,沈永江(2011)修订的初中生学业自我效能量表。学业自我效能包括学习能力自我效能与学习行为自我效能两个维度,采用6级记分法,从完全不赞成到完全赞成。在本研究中,该量表及其各因子的α系数分别为:0.93、0.90、0.86,其验证性因素分析的结果为:χ2/df=4.02(df=169),RMSEA=0.05,NFI=0.95,RFI=0.93,IFI=0.96,TLI=0.94,CFI=0.96。2.2.3光兴《中国南理工学自由权量表》2013年运用Schaufeli等(2002)开发的学生学习投入量表测量初中生学习投入行为,国内一些研究证实该量表能用于测量初中生的学习投入(张信勇,卞小华,徐光兴,2008;祝蜻媛,2008)。该量表由17个项目构成,采用7级记分,从0“从来没有过”到6“总是如此”。总量表由3个维度组成:活力、奉献和专注。分数越高,表明对学习的投入越多。在本研究中,该量表的各因子及整个量表的α系数分别为:0.88、0.87、0.84、0.90,其验证性因素分析的结果为:χ2/df=8.01(df=116),RMSEA=0.07,NFI=0.93,RFI=0.93,IFI=0.94,TLI=0.92,CFI=0.93。2.2.4测量指标及测量强度我国职业协调测量量表将学生的语文、数学、外语期末考试成绩作为其学习成绩的测量指标。该考试成绩是本调查前一学期的期末考试成绩,由学校教导处或校长提供。统计分析时,所收集到的成绩都以同一学校同年级为单位换算成标准分。2.3分析应用SPSS12.0,AMOS7.0软件对各量表数据进行数据分析。3研究结果3.1差和相关系数表1列出了各研究变量的平均数、标准差和相关系数。相关分析的结果表明,所有变量之间都呈显著正相关,并都达到了极其显著水平(p<0.01)。3.2学习投入结构方程模型为考察家庭社会经济地位对学习投入的直接影响,我们建立家庭社会经济地位直接作用于学习投入的结构模型。其中家庭社会经济地位为外源潜变量,是模型中的自变量,家庭收入、父亲受教育水平、母亲受教育水平、父亲职业和母亲职业为其观测变量;学生的学习投入为内生潜变量,是模型中的因变量,活力、奉献、专注为其观测变量。为排除学生性别、年级、先前的学习成绩对学习投入的影响,我们将这些变量作为控制变量纳入结构方程模型。根据中介效应检验的程序(温忠麟,张雷,侯杰泰,刘红云,2004;Preacher,Curran,&Bauer,2006),先检验家庭社会经济地位对学习投入的直接效应,然后检验加入中介变量后模型的拟合情况及各路径系数的显著程度。在控制学生性别、年级和先前学习成绩的影响后,家庭社会经济地位与学习投入的直接作用路径极其显著(β=0.16,p<0.001),其各项拟合指数指标分别为:χ2/df(258.04/57)=4.53,RMSEA=0.06,NFI=0.96,RFI=0.93,IFI=0.97,TLI=0.94,CFI=0.97。3.3结构方程模型拟合家庭社会经济地位与学习投入的直接路径显著,因此我们可以进行中介效应检验。以家庭社会经济地位为外源潜变量,是模型的自变量;以学习投入和学业自我效能为内源潜变量,其中学习投入是模型中的因变量,学业自我效能是模型中的中介变量,我们建立结构方程模型考察学业自我效能的中介效应。同样,为了排除学生性别、年级、先前的学习成绩对学习投入和学业自我效能的影响,我们将这些变量作为控制变量纳入结构方程模型。图1显示了各路径的分析结果:在控制学生性别、年级和先前学习成绩的影响后,家庭社会经济地位与学习投入的直接作用路径由原来的极其显著(β=0.16,p<0.001)变为不显著(β=-0.02,p>0.05);家庭社会经济地位到学业自我效能的路径系数为β=0.19,达到极其显著水平(p<0.001);学业自我效能到学习投入的路径系数为β=0.77,也达到极其显著水平(p<0.001)。结构方程模型的各项拟合指数指标分别为:χ2/df(340.37/77)=4.42,RMSEA=0.06,NFI=0.95,RFI=0.93,IFI=0.96,TLI=0.94,CFI=0.96。将家庭社会经济地位与学习投入的路径系数约束为0,约束模型中χ2(77)=340.37,无约束模型中χ2(78)=340.66,Δχ2(1)=0.29(p>0.05)。两模型无显著差异,表明学业自我效能在家庭社会经济地位与学习投入之间具有完全中介效应。3.4家庭社会经济地位的影响因素为深入分析家庭社会经济地位的各个组成成分(即家庭收入、父母亲职业与父母亲教育水平)对学习投入的不同影响,以家庭社会经济地位的5个观察变量作为模型的自变量,模型的其他变量和路径都不变,再次分别建立直接效应与中介效应的结构方程模型,在同一模型中整体考察家庭收入、父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平与学业自我效能、学习投入之间的关系。结果发现:在控制学生性别、年级和先前学习成绩的影响后,只有家庭收入与学习投入的直接作用路径由原来的极其显著(β=0.10,p<0.01)变为不显著(β=-0.01,p>0.05),家庭收入到学业自我效能的路径系数为β=0.14(p<0.001),学业自我效能到学习投入的路径系数为β=0.77(p<0.001),而父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平在直接效应模型与中介效应模型中对学业自我效能和学习投入的路径系数都不显著(p>0.05)。中介效应检验的各项拟合指数指标分别为:χ2/df(239.99/63)=3.81,RMSEA=0.054,NFI=0.97,RFI=0.94,IFI=0.97,TLI=0.95,CFI=0.97。有可能是因为家庭收入、父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平之间存在较高相关,才导致了只有家庭收入的作用路径显著。因此,在上述模型基础上,我们再次考察剔除家庭收入后,父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平对学业自我效能与学习投入的预测效果,结果发现它们对学业自我效能与学习投入的路径系数都不显著。由此可以看出,在家庭社会经济地位的五个组成成分与学业自我效能、学习投入的关系中,只有家庭收入对学业自我效能、学习投入具有显著影响。尽管父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平对学业自我效能与学习投入的影响都不显著,但是父母亲职业、父母亲教育水平可以影响家庭收入。为了进一步考察家庭收入、父母亲职业、父母亲教育水平之间的关系及其对学业自我效能、学习投入的影响。我们继续在上述研究结果的基础上再次构建新模型,即把家庭收入作为父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平作用于学业自我效能与学习投入的中介变量。结果发现(见图2),父母亲职业与父母亲教育水平完全通过家庭收入,再作用于学业自我效能而影响学生的学习投入水平。该模型的各项拟合指数指标分别为:χ2/df(252.73/72)=3.51,RMSEA=0.051,NFI=0.96,RFI=0.94,IFI=0.97,TLI=0.96,CFI=0.97。4讨论4.1家庭社会经济地位对学习投入的中介作用在关于儿童发展的研究中,学者越来越认识到家庭社会经济地位对儿童发展具有广泛与深刻的影响。本研究发现家庭社会经济地位对初中生学习投入具有正向影响,家庭社会经济地位越高,学生对学习的投入就越多。尽管“鱼跃龙门”几乎是中国贫困子弟改变命运的唯一途径,但从总体来看,家庭社会经济地位与儿童发展之间的关系在中国文化背景下也具有普遍性意义。另一项基于中国文化背景的研究也发现,高社会经济地位家庭的儿童在主动性、好奇心、专注程度和目标意识等方面的表现显著优于社会经济地位较低家庭的儿童(王宝华,冯晓霞,肖树娟,苍翠,2010)。在控制学生性别、年级及其先前学习成绩的影响后,家庭社会经济地位对学习投入的影响不是直接的,学业自我效能在两者之间起完全中介作用。这与家庭社会经济地位对个体行为的影响不是直接的,而是通过中介变量起作用的结论相一致(Bradley&Corwyn,2002;张卫,李董平,谢志杰,2007)。学生的家庭社会经济地位越高,其学业自我效能水平就越强,学业自我效能的提升又进一步带来更高水平的学习投入,这已被国外有关学习投入的研究所证实(Ouweneel,Pascale,Blanca,&Schaufeli,2011;Terenzini,Cabrera,&Bernal,2001)。国内也有研究表明家庭社会经济地位对小学生自我概念具有显著影响(卢谢峰,韩立敏,2008)。学业自我效能是学生对自我学习能力的评价。作为一种重要的学习动机因素,学业自我效能决定了学生在面对新的学习任务或学习遇到困难时,是把它当作挑战加以应对还是把它当作困难予以回避的学习态度。如果学生对自己的学业能力充满自信,他将更有可能全身心地投入到学习之中,表现为在学习上愿意付出努力,遇到困难更能坚持不懈,以及对学习表现出更为强烈的卷入和全身心的参与。因此,学业自我效能通过学业目标的设定、学习的付出与努力,以及在遭遇挫败时的坚持程度,影响学生对于学习的投入水平。以往研究较多从父母角度解释家庭社会经济地位影响儿童发展的内在原因,而从个体自身特征的角度探讨其作用机制的研究较为少见(Bradley&Corwyn,2002;Davis-Kean,2005)。本研究表明,学业自我效能是家庭社会经济地位影响学习投入的中介变量,家庭社会经济地位可以通过自我这一作用机制影响儿童的发展。因此,本研究发现具有一定的理论意义。4.2家庭收入的影响对家庭社会经济地位的各个组成成分与学习投入的关系作进一步分析表明,只有家庭收入与学习投入之间的路径系数显著,而父亲职业、母亲职业、父亲教育水平、母亲教育水平对学习投入都不存在显著的预测效果。父母亲职业与父母亲教育水平完全通过家庭收入的中介,再作用于学业自我效能而影响学生的学习投入水平。由此可以看出,家庭社会经济地位的各个组成成分对于学业自我效能、学习投入的预测效果是不一样的,家庭收入在家庭社会经济地位对学业自我效能、学习投入的影响中发挥了重要作用。家庭投资理论认为,在各种社会资源中经济资本是最基本,也是最有效的资本形式。家庭如果拥有较多的经济收入,就意味着有更强的经济支付能力为子女提供较好的物质条件、选择优势教育资源。相反,如果经济条件比较拮据,则家庭只能为子女提供必需的学习用品,而很少能为子女购买课外书籍、外出参观旅游,以及参加其他一些有益于增进儿童见识的活动。这些经历对于提高儿童解决问题的能力,增强其自信,无疑是十分必要的,它使得儿童对于学业能力的评价更趋积极。家庭经济条件较差的儿童易产生自卑心理,对自我的评价较低(王金霞,王吉春,2