家校合作何以影响高中生社会情感能力——基于SESS 2019调查数据的实证分析

李大印， 张顾文

(华东师范大学 教育学部， 上海 200062)

一、问题的提出

社会情感能力是个人能力、属性和特征的一个子集，经济合作与发展组织(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)把它定义为人在实现目标、与他人合作及管理情绪过程中所具备的能力[1]。21世纪以来，社会情感能力之于高中生的特殊性，随着知识经济的兴起、人力资本理论的延伸，以及教育界对个体成长规律的把握，从“隐匿”走向“显学”。首先是知识经济兴起驱使人才培养发生转型，而高中教育兼具人才培育和人力资源开发双重功能。研究发现，在青少年阶段对学生进行社会情感能力培养，有助于学生适应未来的就业竞争[2]。其次是对社会情感能力培养规律的认识，高中阶段是青少年生理发育走向成熟、认知趋向独立、人格和价值观形成的特殊时期，社会情感能力在这一时期具有高度的可塑性[3,4]。最后是提升高中生社会情感能力的迫切现实需要。在高中阶段，学业负担、心理压力、青春期困惑易致高中生产生心理问题[5]。调查表明，中国高中生心理问题近十年检出率为抑郁28.0%、焦虑26.3%、睡眠问题23.0%[6]，而社会情感能力对提升学生成绩、减少学生消极行为和情绪困扰具有积极作用[7]。

鉴于社会情感能力的重要性，21世纪以来，学界相关研究大体遵循两种范式：一类是基于教育学研究视角，强调社会情感能力的可塑性，关注教师情感和教学技能对学生社会情感能力的影响[8-10]；另一类研究则采用心理学研究范式，此类研究多以依恋理论等作为理论支撑，研究聚焦父母的教养方式、亲子关系等家庭内部因素对子女社会情感能力的影响[11, 12]。或许是由于各自的价值倾向和理论预设，两类视角之间存在孤立和割裂，缺乏理论对话，表现为：其一，强调社会情感能力的可塑性不应忽视家庭环境对学生社会情感能力的影响，而过分强调家庭环境对孩子社会情感能力的影响则在无形中弱化了社会情感能力的可塑性；其二，家校合作视角研究总体不足，而家庭、学校单视角论证容易陷入非此即彼之二元孤立；其三，现有研究以思辨居多，实证回应不足[13]，亦没有充分考虑高中生群体的特殊性。

通过审视社会情感能力之于高中生的重要性，笔者在慎思和指明现有研究不足的基础上认为，实现为高中生社会情感能力提升提供兼具理论品质与实践可行的建议，须从家校合作视角进行研究，理由有三：一是家庭、学校是影响高中生社会情感能力发展的重要场域，二者既互不可替代，又互联互通，任何一方缺席都可能导致个体社会情感能力发展的残缺和异化。二是《家庭教育促进法》的实施表明，狭义的学校教育向广义的社会教育延伸已成趋势。家庭、学校、家校协同育人是当下教育体系的重要构成，忽视任何一方的研究结果都难以令人信服。三是教育的内涵边界早已打破固有的价值倾向与理论预设，融合了家校合作的理论创新才能保持自身生命力的鲜活。综合上述分析，本研究立足家校合作视角，以生态系统理论构建分析框架，结合OECD实证调查数据分析家校合作与高中生社会情感能力之间的联系。本研究试图回答的问题如下：第一，家校合作育人中各主体的参与意愿、方式和偏好如何？第二，家校合作方式对高中生情感能力的影响是否存在异质性？第三，家校合作以怎样的路径机制影响高中生的社会情感能力？追问这些问题，有助于为高中生社会情感能力的提升、家校合作的发展和相关政策的设计立本寻道。

二、分析框架与研究假设

1. 家校合作影响个体社会情感能力的生态系统分析框架

从家校合作视角研究家庭、学校与高中生社会情感能力之间的联系，其思想是将家庭、学校及其交互域纳入系统之中进行综合分析。然而，在系统之中构建整体(系统)与部分(系统内部变量)之间的影响关系，需要与不同的理论进行对话，以此为特定的因素建立逻辑关系，并最终为变量间关系的描述、解释、预测提供学理依据。分析框架作为特定因素、关系的逻辑呈现，内含理论路线与逻辑思维，它确定了相关变量之间的影响关系，描述、解释、预测是其最主要的功能[14]。

基于生态系统理论构建分析框架，为上述研究的实现提供了可能。生态系统理论将个体发展嵌套于一系列相互作用的环境之中，注重分析环境对个体成长的影响。该学派代表人物布朗芬布伦纳(Bronfenbrenner. Urie)围绕青少年，按照环境影响个体的直接性、动态性和交互性，将环境影响划分为微系统、中系统、外系统和宏系统[15]。生态系统理论以环境影响个体的直接性为研究起点，注重家庭、学校育人环境对个体成长的直接影响；该理论同时关注圈层环境之间的交互作用，认为圈层环境之间的相互影响同样能够影响到个体的成长过程；生态系统理论把个体成长设定为最终的研究目标，强调要综合分析多重环境对个体的影响。总之，在由起点到过程再到目标旨归的分析过程中，圈层环境的划分为描述、解释、预测教育者、受教育者之间的影响关系提供了逻辑理路。

从理论可能到框架设计实现，仍需有如下侧重。其一，综合教育学相关理论对社会情感能力可塑性的关注，以及心理学领域相关研究所强调的家庭环境对个体社会情感能力发展的影响，结合布朗芬布伦纳提出的“家庭教育及学校支持性环境是影响社会情感能力发展的重要因素”的观点[15]，分析框架设计应在家庭系统中将父母教育方式、亲子关系，以及学校系统中的教师教育方式、师生关系作为主要变量包含在内。其二，生态系统理论强调系统之间的交互性，认为学生的社会情感能力发展是在以家庭、学校为主的环境中，以及二者之间的互动中不断发展的[15, 16]。因此，在分析系统对个体社会情感能力产生影响的同时，分析框架的设计也应考虑中系统对微系统的反作用。其三，生态系统理论以促进个体成长为最终目标。据此，分析框架中各变量的逻辑关系应以个体社会情感能力为指向。因此，为清楚地描述各变量之间的逻辑关系，在尊重布朗芬布伦纳对模型阐释的基础上，本文构建的分析框架如图1所示。

2. 家校合作影响高中生社会情感能力的研究假设

本文综合上述理论探讨和变量间的关系构建提出研究假设：(1)家校合作可通过中系统间接作用和微系统直接传导两种机制影响高中生社会情感能力；(2)家校合作作为微系统的交互，能够反向影响家庭微系统和学校微系统；(3)微系统不仅直接影响个体社会情感能力，同时在中系统与高中生社会情感能力之间发挥着中介作用。为证上述假设合理性，下文分别从中系统、家庭微系统、学校微系统三个方面详细探讨，以此获得学理支持。

(1)家校合作对高中生社会情感能力的影响

家校合作是家庭微系统和学校微系统在“学生教育过程中围绕学生发展或学生教育获得而结成的共同体”[17]。此观点与《中华人民共和国家庭教育促进法》所倡导的“家庭与学校共同教育”育人理念相吻合[18]。基于共同教育理念，学者多从“单项逻辑”与“双向作用”两类视角研究家校合作与个体社会情感能力之间的联系。基于“单项逻辑”研究视角的学者关注家长和教师的育人方式对个体社会情感能力的影响。例如有学者研究发现，家长主动联系教师与教师主动联系家长可能会对学生成绩、行为表现产生截然相反的影响。教师主动联系家长可能会反向影响到学生的学业成绩和社会情感能力的表现[19]，主要原因在于教师主动联系家长大多发生在学生已经出现学业困难或问题之后，教师主动联系家长会给学生带来心理压力。遵循“双向作用”研究视角的学者认为家校合作能够反向影响家庭教育和学校教育。研究表明，家校合作不仅在改善家长的教养方式方面具有积极作用，同时能够缓解家长的教育焦虑[20]。对于教师教育而言，家校合作同样能够帮助教师改善自身的育人方式[21]，这对于提升教师的教学质量具有积极作用。

综合上述研究观点，本研究提出假设1。假设1a：家校合作对提升高中生社会情感能力具有显著的正向预测作用；假设1b：家校合作对父母教育方式具有显著的正向预测作用；假设1c：家校合作对教师教育方式具有正向的预测作用。

(2)父母教养方式、亲子关系的中介作用

家庭属于生态系统理论的微系统构成。生态系统理论认为家庭教育是影响个体社会情感能力的重要环境因素。在当下的教育体系构成中，学者对家庭教育的期许早已超越了家庭教育内涵的定义。内涵释义的分野直接导致了学者对于家庭教育的研究出现分化。一类研究基于《辞海》对家庭教育的定义——“父母或其他长者在家里对儿童和青少年进行的教育”[22]，注重父母的教养方式对个体社会情感能力的影响，认为父母的教养方式能够对子女的行为方式、环境适应性产生影响[23]。如范佩特吉姆(Van Petegem S)研究发现，过度保护型父母的教养方式会导致青少年出现社交恐惧[24]，蔡雪斌等人对922名初高中生实证研究发现，父母教养方式能够影响青少年的抗逆力[25]。另一类研究则基于家庭系统理论展开，认为家庭是按照一定层级组成的组织系统，成员之间的互动对个体成长有重要影响[26]。此类研究认为家庭系统内部存在一种逻辑关系，即在家庭组织系统内，积极的父母教养方式有助于形成高质量、值得信任的亲子关系[27]，而亲子关系能够对个体行为产生积极影响[28]。

综合上述研究观点，本研究提出假设2。假设2a：家庭教育中父母的教养方式对亲子关系有正向影响；假设2b：亲子关系对社会情感能力有正向显著影响；假设2c：在“家校合作→父母教养方式→亲子关系→个体社会情感能力”的影响路径中，父母教养方式、亲子关系发挥显著的中介作用。

(3)教师教育方式、师生关系的中介作用

学校是生态系统理论中的微系统构成。在学校微系统中，教师被认为是学校构建育人环境的关键因素。同时，在现代教师评价框架中，高质量的教师被认为不仅能够提高学生的考试成绩，而且能够为学生的社会情感能力发展提供支持[29]。鉴于教师在学校微系统中的重要作用，学者的研究特别关注教师教育方式、师生关系对学生社会情感能力的影响。学者研究教师教育方式与学生社会情感能力之间的影响关系发现，教师在课堂上的教学方式、教师的情感技能和教学水平，以及教师对于师生互动环境的营造能力能够直接影响学生的社会情感能力[30]。甚至有学者直接提出观点：“教育场域中教师与学生如何交往直接决定了师生的存在状态，彰显其本质性的存在关系。”[31]就高中生而言，师生之间的关系水平直接影响青春期学生与教师的交流意愿，这进一步关系到学生能否从教师那里获得情感支持。对此，有学者强调要特别关注良好的师生关系在促进青少年身心健康、学习发展和减少学生行为问题方面发挥的积极作用[32]。

综合上述研究观点，本研究提出假设3。假设3a：教师教育方式能够对师生关系产生影响；假设3b：师生关系对学生社会情感能力有显著的正向预测作用；假设3c：在“家校合作→教师教育方式→师生关系→社会情感能力”的影响路径中，教师教育方式和师生关系发挥显著的中介作用。

三、研究设计

1. 数据来源与处理

本文研究数据来自OECD的青少年社会情感能力调查(Study on Social and Emotional Skills,SSES)中关于中国高中生的数据。SSES项目调查围绕影响青少年社会情感能力的家庭、学校、家长、教师等因素，将学生社会情感能力、父母教养方式、亲子关系和师生关系等变量设计于调查问卷中。特别说明的是，由于SSES项目调查数据分布在多份问卷中，本文通过匹配法构建个案的完整性，也即依据SSES调查问卷中的父母ID(Username_PA)、学生ID(Username_Std)及教师ID(Username_TC)，在SPSS中按照“数据”“匹配关键变量的个案”等步骤进行数据匹配，构建出教师、父母与学生相对应的变量数据表。为保证个案的一致性，研究只保留变量均不存在缺失值的样本。本文最终使用的样本数为2 965份，男生样本数为1 525份，占比为51.4%，女生样本为1 440份，占比为48.6%。

2. 变量说明及检验

(1)自变量

家校合作是本研究的自变量。以往研究多从“家长对合作的活动参与意愿、教师主动联系、家长主动联系”3个维度评估家校合作[13, 33, 34]。SSES作为一项大型国际调查，其对家校合作的测评在家长问卷和教师问卷中被具体化设计，主要通过 “主动与教师讨论孩子的行为和表现”“在教师倡议下讨论孩子的行为和进步”等题目设计进行测量。考虑到问卷量表测度的差异，本文研究参照学者成熟做法[35]，先将原始指标数据转化为T分数①，然后通过均分处理构建测评家校合作的指标数据[33]。

(2)因变量

高中生社会情感能力是本文研究的因变量。SSES调查项目从任务能力、情绪调节等5个维度，责任感、抗压力、共情、包容度、乐群、自控力等15个二级维度对青少年社会情感能力进行测评，并给出了表示学生每项情感能力的最终得分。本文在选取这些变量进行数据分析时，为了保持数据量纲的一致性，对青少年社会情感能力的最终得分进行了T分数转化处理[33, 35]，然后把转化后的数据作为本文的分析数据。

(3)中介变量

家长教育方式、亲子关系，以及教师教育方式、师生关系是本文研究的中介变量。家长教育方式测评来自家长自评问卷，通过“专门花时间与孩子交谈”等题目设计进行测评，参与者被要求“从不或几乎不”(1分)到“每天或几乎每天”(5分)进行程度选择。SSES调查项目将教师教育方式的测评题目设计于教师自评问卷中，通过“根据学生的能力分组学习”等5道题目设计进行测评，并按照“几乎或几乎不”到“几乎每一节课”进行5点程度计分，教师所选的分数越高表明教师选择相关教学方式的频率越高。亲子关系、师生关系分别设计3道题目于学生问卷中，通过“我与父母交流有困难”“我与大多数老师相处得很好”等题目设计进行测评。参与者被要求从“几乎不”到“几乎是或总是如此”进行程度选择。

(4)信效度检验

在数据检验过程中，首先按照Harman建议进行共同方法偏差(CMV)检验[36]，本文数据中的第一个因子解释的变异量小于40%，表示数据不存在共同方法偏差。其次，信度和效度进行检验结果见表1：

表1 变量的信度、效度及变量之间的相关性检验

如表1所示，克朗巴赫α系数值均大于0.66，题目信度较好。标准化后的因子载荷量在0.450—0.908之间，多元相关平方SMC值均大于0.21，满足维度对题目解释能力的要求。组成信度CR值在0.679—0.918之间，基本满足Hair等人0.70—0.95的建议值[37]，其中0.679处于可接受范围。平均方差萃取量AVE值在0.424—0.691之间，基本满足Fornell和Larcker 1981年AVE>0.5的建议[38]，0.424在可接受范围。对角线数值为AVE的开根号值，下三角是构面之皮尔森相关。对角线AVE的开根号数值大于其他相关的相关，构面与构面之间的区别效度存在。

3. 分析方法

(1)分位数回归分析法

分位数回归分析在本文中旨在用于估计不同的家校合作方式对高中生社会情感能力影响的异质性。相较于传统的回归分析，分位数回归模型通过层次设定，能够在更大程度上描述不同分位点上的自变量对条件分位点上因变量的边际影响，这有利于分析自变量对因变量变化范围和条件分布特征的估计。就本文研究而言，其结果为家校合作方式的选择提供了依据。分位数回归方程的表达式如下：

(2)结构方程模型分析

结构方程模型为检验相关变量之间影响关系提供了依据。基于分析框架(见图1)和研究假设，本文运用结构方程模型分析系统内部和系统之间相关变量的影响关系。一方面分析系统之间的影响关系，也即分析中系统、家庭系统、学校系统和个体社会情感能力之间的影响关系；另一方面，分析系统内部各变量之间的影响关系，也即分析家庭微系统内部父母教育方式、亲子关系和学校微系统内部教师教育方式和师生关系之间的影响关系。

(3)中介效应检验分析

中介效应检验旨在探讨变量、系统之间产生这个影响关系的内部作用机制。中介效应检验为分析家校合作通过何种机制影响个体社会情感能力提供了解释依据。由分析框架(见图1)可知，父母教育方式、亲子关系，以及教师教育方式、师生关系是本文研究的重要中介变量。本文在检验中介效应的同时，进一步对中介传导路径之间的差异性进行了比较。

四、实证结果分析

1. 家校合作中各主体参与方式的描述性统计

基于2 965份样本进行描述性统计分析，本研究分析了教师、家长选择不同合作方式的均值、标准差、方差，以及对不同合作方式的参与态度，结果如表2所示：

表2 高中教师、家长选择家校合作方式的描述性统计

如表2所示，首先，代表教师、家长参与方式的各变量均值处于中等偏上水平(以量表计分中值加以比较)，表示大多数家长、教师在家校合作过程中的参与积极性较高。其次，由方差、标准差的分析结果可知，反映教师群体参与一致性的标准差和方差数值整体较小，而家长群体则相对较高。其统计学意义说明，教师群体对不同合作方式的选择一致性较高，且群体内部之间的分歧较小。最后，在参与积极性方面(同样是以计分中值加以比较)，教师群体对各种合作方式的主动参与率均在80.00%以上。相比之下，家长对不同合作方式的选择存在偏好，如家长偏好选择“主动向教师讨论孩子行为” 的合作方式，占比为78.10%，而对于“主动参与学校活动/志愿者”的合作方式，不主动的群体占比达59.70%。

2. 家校合作方式与社会情感能力的回归结果

由图2可知，家校合作方式对高中生社会情感能力的影响会因为个体社会情感能力的差异而表现出异质性。一方面，分析家长合作方式的分位数回归结果可知，对社会情感能力处于最低十分位(QR_10)和中间五十分位(QR_50)的高中生而言，家长“主动与教师讨论孩子的表现和进步”对高中生社会情感能力提升带来的边际贡献率最高，为9.45%和9.9%。对社会情感能力处于九十分位(QR_90)的高中生而言，家长选择“在教师提议下主动讨论孩子的行为和表现”带来的边际贡献率最高。另一方面，由教师合作方式的分位数回归结果可知，教师选择“向家长反馈学生社会情感能力建议”和“学校邀请家长参与学校决策讨论”的合作方式，对社会情感能力处于QR_90分位的高中生带来的边际贡献率最高，其数值分别达到了12.9%和 6.8%。对于社会情感能力处于QR_10分位的高中生而言，教师“向家长反馈学生情感能力建议”对社会情感能力提升带来的边际贡献率反而为负。研究结果表明，家校合作影响高中生社会情感能力会因个体情感发育差异和合作方式不同而表现出异质性。

图2 家校合作方式对高中生情感能力影响的分位数回归结果

3. 高中生社会情感能力影响机制的路径分析

本研究在各项指标均符合模型拟合度要求(x2=805.434，df=162，CFI=0.974>0.974，RMSEA=0.037<0.8，TLI=0.970)的基础上，得到如图3所示的计算结果。首先，家校合作对父母教育方式、教师教育方式和学生社会情感能力有显著性的正向影响。其次，在微系统内部之间的影响机制中，父母教育方式对亲子关系具有正向预测作用(说明：亲子关系是反向题测评，图3中的-0.133和-0.592应当理解为正向预测作用)，而教师教育方式对师生关系的影响不具有统计学显著性。最后，通过分析微系统对高中生社会情感能力的影响结果发现，父母教育方式、亲子关系、师生关系能够正向显著预测高中生社会情感能力，而教师教育方式对高中生社会情感能力的影响并不具有统计学显著性。综合上述结果，文中研究大部分假设得到支持。

图3 家校合作影响高中生社会情感能力的路径关系结果

4. 高中生社会情感能力影响路径的中介效应

本文对父母教育方式、亲子关系、教师教育方式、师生关系的中介作用进行了检验。研究采用Bootstrap 方法进行随机抽样1 000次，在95%的置信区间(CI)，进行偏差校正(Bias Corrected)和百分位数(Percentile)检验，结果见表3。

由表3可知，在Mediation Path 1中，父母教育方式在“家校合作→父母教育方式→情感能力”的路径中发挥着显著的中介作用(p-Value=0.018<0.05,95%的置信区间下CI>0)。在Mediation Path 2中，父母教育方式、亲子关系在家校合作影响高中生社会情感能力的传导路径中发挥显著的链式中介作用(p-Value<0.001，在95%置信区间CI>0)。因此，研究结果支持假设2c。在学校微系统中，通过检验Mediation Patp和Mediation Path 4的中介效应发现，表示中介效应显著性的p-Value>0.050，95%的置信区间包含0。因此，研究结果不支持假设3c，中介效应不显著于学校微系统。最后，对比中介效应之间的差异发现，链式中介效应在Mediation Path 2与Mediation Path 4 之间存在显著差异(p-Value<0.001，在95%置信区间CI>0)，由此说明，在家校合作影响高中生社会情感能力过程中，家庭系统和学校系统所发挥的中介作用存在差异。

五、结论与讨论

研究基于生态系统理论构建分析框架，依据SESS调查数据展开分析，通过描述性统计分析家校合作中各主体的参与意愿、方式和选择偏好，并借助分位数回归模型分析家校合作影响高中生社会情感能力的异质性，最后通过结构方程模型及中介效应检验分析家校合作中各变量间的影响关系，研究得出如下结论。

表3 家校合作影响高中生社会情感能力的中介效应检验

1. 教师群体在家校合作中表现出较高的参与一致性

教师群体在家校合作中表现出较高的积极性和参与一致性，家长群体的参与积极性和一致性则相对较低。大多数家长偏好选择直接影响孩子社会情感能力的合作方式，如家长群体偏好选择“与教师讨论孩子行为”的合作方式而仅有少数家长选择“参与学校活动/志愿者”就是一个鲜明的例证。对于这一现象，一方面可从主体秉持的价值观中找到解释。遵循集体理性的教师“以促进全体学生的更好发展”为价值取向[39]。遵从个体理性的家长更注重当前合作方式的价值，他们偏好选择对孩子社会情感能力有直接影响的家校合作方式。另一方面，传统家庭教育观的影响亦有可能是家长对家校合作方式选择产生偏好的原因，因为功利的教育思想往往致使家长表现出“逐利”的教育倾向[40]。构建良好的家校合作育人生态，合作主体正确的参与动机是起点，并能够影响家校合作育人的全过程。在未来的家校合作中，应警惕家长参与由个体理性走向个体功利。

2. 家校合作方式对高中生情感能力影响存在异质性

实证结果表明，家校合作方式对高中生社会情感能力的影响会因为个体社会情感能力的差异而表现出异质性。通过横向维度比较发现，对于社会情感能力处于同一层次的高中生而言，不同的家校合作方式对高中生社会情感能力的提升所带来的边际贡献率存在差异。以家长“主动与教师讨论孩子的表现和进步”的合作方式为例，其在QR_10分位和QR_50分位对高中生社会情感能力提升带来的边际贡献率均高于“在教师提议下主动讨论孩子的行为和表现”的合作方式。这一发现可从已有研究中获得解释，即对于社会情感能力处于较低层次的高中生而言，教师主动联系家长往往会给学生带来更大的心理压力[19]。这一结论和现象的背后说明，合作方式精准供给与合作方式选择具有同等重要的意义。从纵向维度比较发现，对于社会情感能力处于不同层次的高中生而言，同一种合作方式对高中生社会情感能力提升带来的边际贡献率并非单向递增。结论启示是，个体社会情感能力发展是一个动态、变化的过程，并非静止、孤立的。因而，以家校合作促进高中生社会情感能力提升，也应综合运用多种合作方式。

3. 家校合作以多重传递机制影响个体社会情感能力

家校合作可通过多重传递机制影响个体的社会情感能力。首先，家校合作能够正向、显著预测高中生社会情感能力，这一结论通过结构方程模型的显著性检验得到验证。其次，家校合作既可以直接影响父母教育方式和教师教育方式，同时也可通过微系统间接影响个体社会情感能力的发展。本文的研究发现与生态系统理论的观点相一致，微系统交互所形成的中系统能够反向影响到微系统[41]。值得注意的是，本文研究结果表明，教师教育方式、师生关系与高中生社会情感能力之间的影响不具有统计学显著性。这一结果可能与高中教育阶段的特殊性有关，一方面，相较于社会情感能力的培养和师生关系的构建，高中教师可能更关注学生的学习；另一方面，相较于家庭微系统对高中生社会情感能力影响的显著性而言，教师教育方式有待优化，教师在传播知识的同时也应更多关注学生情感成长。上述结论和发现的意义在于，家校合作作为当下教育体制的重要构成，不仅关乎个体社会情感能力的发展，同时能够对家庭教育和学校教育产生影响。同时，家校协同育人是推进教育生态建设的重要着力点，发挥学校微系统在高中生社会情感能力培育中的积极作用应是未来高中教育改革的侧重点。

4. 家庭是家校合作影响高中生情感能力的重要中介

家庭微系统是家校合作影响高中生社会情感能力的重要中介，这是由中系统到个体之间传递影响关系的关键。本文通过中介效应检验发现，中介效应显著于家庭系统而非学校。造成中介效应显著性的二分现象，主要原因是当下家庭教育和学校教育仍然桎梏于传统育人理念。换言之，当下的教育体制构成仍然存在“以德为主”的家庭教育和“以学为主”的学校教育之二元孤立[42]。这不是家校合作对于建设互不可替代、互联互通育人共同体的应然价值追求。以家校合作构建育人共同体，应充分发挥家庭和学校的育人功能，并以此为基础构建现代化的家校协同育人体系。实现上述目标，需要超越传统家庭教育和学校教育的职能边界。如何通过职能划分明晰育人主体的权责边界，以及通过职能划分为育人主体充分释能，这是未来优化家校合作乃至家校协同育人体系需要重点思考的问题。

六、对策与建议

综合上述结论、发现、启示，基于家校合作视角提升高中生社会情感能力应以主体正确的参与观为起始,在家校合作过程中为个体成长提供分层分类支持环境为最优选择,通过明确参与主体在家校合作中的职能边界，以达到共同构建育人生态的目标。

1. 提供家庭教育培训支持，树立正确的家校合作观

盖斯特维基(Gestwicki)认为，家长为孩子提供良好教育的三类阻碍因素之一是家长的动机[43]。在家校合作育人过程中，参与主体的功利主义不利于协同育人良性发展，亦有可能给学业、生理面临双重压力的高中生带来负面影响。教育功利化倾向的背后折射出家庭教育理念的缺失和不当，这是提升高中生社会情感能力，乃至构建教育生态需要警惕和纠正的。因此建议：其一，建立家庭教育指导服务体系，这是《关于指导推进家庭教育的五年规划 (2021—2025年)》的政策号召，亦是当下家校合作育人的迫切现实需求。家庭教育指导服务体系对于提升家庭教育质量有着重要作用，一方面，家庭教育指导服务有利于帮助家长树立正确的育人观念，同时有利于改进父母的育人方式，更有利于缓解父母的教育焦虑；另一方面，就家校合作而言，通过家庭教育指导服务可提升家长在家校合作中的合作意愿和职能胜任力。其二，完善家校沟通渠道，营造家校沟通环境。通过建立线上、线下和两者融合的多渠道合作方式，为家长和教师提供更多的合作选择。多渠道的家校合作方式选择有利于规避家校合作方式功利化。其三，以教师为着力点，把家校合作融入教师培训，提升教师的沟通技能，以此促进家庭和学校沟通的有效性。

2. 优化家校合作方式策略，创设分层分类支持环境

家校合作方式对高中生情感能力的影响存在异质性。科学的家校合作方式选择应是根据学生的自身社会情感能力的不同进行 “量身定制”的。为高中生社会情感能力发展提供科学的家校合作方式选择，需要家庭、学校因材施教，通过多重策略组合为个体创设分层分类支持环境来实现。对此，建议如下：首先，针对社会情感能力处于低分位层次的高中生，家长应“主动与教师讨论孩子的表现和进步”，例如学生在面临考试压力、情感困惑、学习阻碍时，家长应主动与教师交流沟通，共同为高中生心理健康发展提供情感关怀，以此帮助孩子纾解学习、社交等心理压力。其次，对于社会情感能力处于中间分位层次的高中生，一方面，家长应主动与教师谈论孩子的进步和表现，以此增进双方对高中生社会情感能力的了解；另一方面，双方应通过积极沟通为高中生社会情感能力提升提供一致的情感支持环境。最后，对于社会情感能力处于较高水平的高中生，家校合作对其社会情感能力提升的影响有限。因此，要避免那些发挥正向作用的合作方式在达到临界点后成为阻碍，因此要给予社会情感能力处于较高水平的高中生更多的自由空间。

3. 明确合作主体功能边界，共筑情感支持育人生态

构建共同参与、互联互通、互不可或缺的家校协同育人生态是当下教育体系的应然价值追求。要实现这一目标，在家校合作过程中必然要突破传统育人理念的桎梏，打破“以德为主”的家庭教育和“以学为主”的学校教育之二元孤立。对此，建议如下：其一，在家校合作过程中，要明确参与主体的职能边界，强调参与主体的责任意识，以此避免参与主体因职能不清和权责不明而出现非此即彼的合作育人现状。其二，在家校合作过程中要明确参与主体的功能边界。家校合作不是家庭教育和学校育人的简单加总，亦不是家长无条件地服从、配合完成学校的分派任务，更不是以教师专业主义构建信奉权威，使“合作”沦为“家长配合”。家校合作强调通过合作、协同为育人主体释能，以达到共同育人目的。其三，综合来看，在家校合作中明确家庭和学校的主体职能、功能边界是为学生构建情感支持育人生态的微观系统张力。然而，推动我国家校合作育人生态良好发展，宏观上需要各级主管部门领导统筹、组织、安排，把家校合作纳入教育发展规划，通过完善政策法规和评估机制来持续推动、优化和完善。

注 释:

① 先将青少年社会情感能力最终得分转化为Z分数，然后按照T分数求解公式T=50+Z×10转化。