中学生感知父母教育期望与自我教育期望的交叉滞后研究

火元斌

(拉萨师范高等专科学校 数学与自然科学系,西藏 拉萨 850000)

一、问题的提出

近年来,家庭教育问题受到普遍关注,教育部《关于健全学校家庭社会协同育人机制的意见》明确要求:加强家庭教育指导,家长要强化家庭是第一课堂、第一任老师的责任意识。可见,家庭教育的重要性不言而喻。父母教育期望作为家庭教育重要的组成部分,是父母对子女未来教育程度、学业成就的判断标准。[1]相关研究表明,父母对子女的教育期望越高,在行为上就会将更多的精力和财力投入子女教育,进一步影响子女的学业水平。[2]同时还会在日常生活中潜移默化地影响子女的教育价值观,使得子女认识到教育对于个人是有重要意义的,提升子女自身的教育期望。[3]

自我教育期望是指学生个体与家长等重要他人的相处过程中,通过对他人的态度和行为来感知、判断他人对自己的期望,并不断将期望信息进行整合,以逐渐形成自身的信念与愿望。[4]根据生物生态系统理论,个体受直接接触并参与其中的微观系统影响较大。[5]家庭作为中学生最为直接接触的微观系统,中学生个体因素(自我教育期望)很大程度上会受到环境因素(父母自我教育期望)的影响,二者也将一起对中学生的心理和行为发展产生重要影响。有研究表明,中学生自我教育期望与中学生学业成绩呈现显著正相关,父母也经常把学生学业成绩作为其教育卷入的标准,较高学业成绩水平学生的父母,会更加乐意学生学习所需资源的投入,也对学生拥有较高的教育期望。[6-7]综上所述,感知父母教育期望与自我教育期望之间可能存在互相预测的关系,而以往研究主要集中于父母教育期望对中小学学生学习投入、学业成绩等方面的研究,或者是基于亲子间教育期望差异视角进行相关研究。[8-10]不过,这些研究大都是基于横截面数据进行的,鲜少关注中学生感知父母教育期望与自我教育期望之间的因果关系。因此,本研究采用纵向研究的手段,在考察二者相关关系的基础上尝试进行解释两者间的因果关系。

二、对象与方法

1.研究对象

本研究数据来源于中国人民大学中国调查于数据中心(NSRC)“中国教育追踪调查”。使用2013-2014学年基线数据和2014-2015学年追访调查数据。经过筛选,符合追踪要求且包含是否独生、父母最高教育水平、性别等基本信息以及感知父母教育期望、自我教育期望等核心信息均完整无缺失样本量为9 129个。MACR(missing completely at random)检验结果表明数据为非完全随机缺失[χ2(24)=80.49,p<0.001],且数据缺失占比小于未超过5%。将成功追访数据中的缺失数据重新编码,缺失数据样本与未缺失数据样本相比较,结果发现在T1和T2时间点的感知父母教育期望(t=1.77,[-0.026,0.473]、t=1.48,[-0.066,0.469])、自我教育期望(t=-0.998,[-0.338,0.110]、t=0.212,[-0.290,0.233])均不存在明显差异,表明在本研究中,追踪样本中的缺失数据不会对研究结果产生严重影响。

2.数据处理

采用spss27.0版本以及amos24.0版本进行数据分析。

三、结果

1.中学生感知父母教育期望与自我教育期望的稳定性及性别差异

首先,以感知父母教育期望为结果变量,以测量时间和性别为原因变量,进行2×2重复测量方差分析。结果显示,感知父母教育期望的测量时间主效应呈现边缘性显著(F(9127)=7.83,ηp2=0.001,p=0.05),中学生T1时间点感知父母教育期望水平边缘性显著高于T2时间点。测量时间与性别的交互作用不显著(F(9127)=1.02,ηp2=0.000,p>0.05),性别的主效应显著(F(9127)=63.16,ηp2=0.007,p<0.001),女生的感知父母教育期望水平显著高于男生。

其次,以自我教育期望为结果变量,以测量时间和性别为原因变量,进行2×2重复测量方差分析。结果显示,自我教育期望的测量时间主效应显著(F(9127)=82.02,ηp2=0.009,p<0.01),中学生T1时间点自我教育期望水平显著高于T2时间点。测量时间与性别的交互作用不显著(F(9127)=0.00,ηp2=0.000,p>0.05),性别的主效应显著(F(9127)=66.90,ηp2=0.007,p<0.001),女生的自我教育期望水平显著高于男生。

同时成对样本T检验结果显示:无论是在T1还是T2时间点上,中学生感知父母教育期望与自我教育期望都存在显著差异(t=-11.35,[-0.201,-0.142]、t=-3.262,[-0.081,-0.020])。

2.感知父母教育期望与自我教育期望的描述性统计及相关矩阵

相关分析结果显示:感知父母教育期望与自我教育期望的同时性相关显著,继时性相关也显著。适合进一步的交叉滞后分析。

表1 前后测中学生感知父母教育期望与自我教育期望平均值、标准差及相关矩阵

3.感知父母教育期望与自我教育期望的交叉滞后分析

通过潜变量结构方程构建感知父母教育期望与自我教育期望的交叉滞后回归模型,分析感知父母教育期望与自我教育期望的相互预测或者准因果关系,鉴于中学生性别、父母最高受教育水平、是否为独生子与感知父母教育期望和自我教育期望之间存在不同程度的相关,为了排除这些无关变量对结果可能产生的影响,将中学生性别、父母最高受教育水平、是否为独生子作为控制变量。由于为饱和模型,因为无法报告对应的拟合指数。结果如图1所示。

图1 感知父母教育期望与自我教育期望交叉滞后模型(注:PPDE:感知父母教育期望;SEE:自我教育期望;***表示p在0.001级别上显著)

对路径系数进行检验发现,除SEE T1→PPDE T2的路径系数等于0.2以外,其余均大于0.2,在一定程度上排除了由于样本量过大而导致模型极易显著的问题。[11]自回归中,T1的感知父母教育期望能够显著预测T2的感知父母教育期望;T1的自我教育期望能够显著预测T2的自我教育期望。滞后回归中,T1的感知父母教育期望能够显著预测T2的自我教育期望;T1的自我教育期望能够显著预测T2的感知父母教育期望。

同时针对PPDE T1→SEE T2与SEE T1→PPDE T2的路径系数进行模型对比,CMIN=0.597,df=1,p>0.05.说明两者是交互作用,相互影响。

四、讨论

本研究通过交叉滞后,考察了中学生感知父母教育期望与自我教育期望之间的准因果关系及性别上有无差异。研究结果表明,感知父母教育期望与自我教育期望之间为交互作用,相互影响,符合互惠模型(the reciprocal effects model)。由相互作用理论可知,中学生社会化的过程是中学生与环境相互作用的过程,[12]中学生自我教育期望在受到父母教育期望影响的同时,其也能够借助与父母的日常交流及相处去影响父母教育期望。此外,本研究中二者在性别上具有一定的差异性,女生相对男生在感知父母教育期望和自我教育期望水平较高。

由重复测量方差分析结果可知:中学生在感知父母教育教育期望和自我教育期望都处于一个动态发展的过程。由于是相互作用关系,二者变化趋势会保持相对一致。如本研究中均为T1时间点高于T2时间点。T1到T2二者均呈现下降趋势。产生这种变化的原因可能是作为中学生的重要他人,父母对其学业表现得态度和期望会强烈影响到中学生得自我教育期望,[7]虽然不同学业水平的中学生,自我教育期望均能对其学业表现产生显著的积极影响。[13]但本研究中发现不同时间点,中学生感知的父母教育期望与自身教育期望具有显著差异性,中学生感知父母教育期望低于自我教育期望。虽然中学生通过努力能很轻松的达到父母的学业成绩要求,却不能积极感知父母的关注,根据期望理论,关注度减少时,往往不利于树立高期望,不能很明确清晰的确定动机,从而降低实现既定目标的理想效果,导致自我期望降低,从而进一步降低父母教育期望。

本研究发现,感知父母教育期望能够显著正向预测自我教育期望,符合镜中自我理论。[14]中学生自我期望水平在一定程度上取决于对自我的认知,在与父母进行交流互动时,通过感知父母对自己学业成绩、学习投入等的评价,来塑造自我学习的情况,从而产生自我教育期望。感知父母教育期望越高,自我期望水平也会越高。与此同时,研究发现前测自我教育期望能够显著预测后测感知父母教育期望,根据成就动机、情绪的归因理,当中学生自我教育期望水平较高时,所产生的积极情绪能够增加其学习投入水平,获得一定的学业成就。[6,15]中学生会将成功的一部分会归因于自我平时的努力及学习投入,另一部分则会归因外部感知。认为自己能够取得相应的学业成就离不开父母对其的支持与期望,增强其感知父母教育期望水平。

五、研究不足与展望

本研究虽然采用交叉滞后的方法探讨了感知父母教育期望与自我教育期望之间的准因果关系,但也存在以下不足:

1．本研究发现二者呈现交互影响,但二者的影响机制可以做进一步讨论。

2．本研究控制了父母最高受教育水平,没有分开讨论父亲/母亲最高教育水平对中学生感知教育期望的影响,后续可以加以区分,进行相关讨论。

3．未来研究可以进一步采取中学生报告与父母报告配对分析的模式,减少共同方法偏差的影响。

六、结论

本研究结果发现:(1)前测感知父母教育期望和后测自我教育期望及后测本身呈现显著正相关;(2)前测自我教育期望和后测感知父母教育期望及后测本身呈现显著正相关;(3)感知父母教育期望和自我教育期望满足交互作用,二者相互预测,符合互惠模型。