宋阿沛

(廈門大學(xué) 社會(huì)與人類學(xué)院，福建 廈門 361001)

20世紀(jì)30年代以來，教育問題逐漸發(fā)展成社會(huì)學(xué)領(lǐng)域的一項(xiàng)重要議題。著名的“科爾曼報(bào)告”發(fā)現(xiàn)：一方面，教育是社會(huì)流動(dòng)實(shí)現(xiàn)的通道之一，精英通過教育誕生，階層應(yīng)教育而改變。另一方面相較于學(xué)校提供的硬件設(shè)備，學(xué)生的社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景才是影響學(xué)業(yè)成就的重要因素[1]?；诳茽柭陌l(fā)展，布勞—鄧肯地位獲得模型注重描述了先賦性因素和后致性因素對于個(gè)人地位的影響[2]，其中教育獲得被認(rèn)為是影響個(gè)人地位獲得與社會(huì)流動(dòng)的重要維度。教育問題是研究社會(huì)分層與不平等的一項(xiàng)重要變量，學(xué)校、家庭及其相互關(guān)系是研究問題的重要維度。因此，筆者使用“中國教育追蹤調(diào)查”2015年調(diào)查數(shù)據(jù)，從影響個(gè)體教育期望的“家庭—學(xué)?！苯逃h(huán)境和文化資本層面出發(fā)，考量家校關(guān)系對學(xué)生教育期望的影響，探討良性關(guān)系環(huán)境對教育期望的作用。

一、文獻(xiàn)綜述與研究

(一)教育期望研究的發(fā)展

在“布勞—鄧肯”模型之后，戈耶特在其基礎(chǔ)上引入了不同變量維度以期對教育獲得及其影響進(jìn)行更加深入的分析[3]23。其中威斯康星模型基于WLS(Wisconsin Longitudinal Study)調(diào)查數(shù)據(jù)研究，呈現(xiàn)了教育期望作為重要的社會(huì)心理因素，獨(dú)立于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等其他變量，對學(xué)生教育獲得具有較強(qiáng)影響力。20世紀(jì)50年代，威斯康星學(xué)派基于美國高年級學(xué)生‘大學(xué)教育計(jì)劃’的調(diào)研數(shù)據(jù)，對影響教育期望變量進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的兒童在上大學(xué)的期望上差異明顯[4-6]；高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的父母通常對子女有更高的教育期望[3]26。自此以教育期望為預(yù)測個(gè)體教育獲得最直接、有效和穩(wěn)定變量的范式確定了下來[7]228。

隨后學(xué)界先行者從學(xué)校與家庭兩個(gè)領(lǐng)域?qū)@一范式進(jìn)行了豐富和深入的研究。學(xué)校領(lǐng)域中，注重分解教育過程考察學(xué)校情境因素、經(jīng)驗(yàn)差異對學(xué)生教育期望獲得的影響。例如從專業(yè)選擇、班級效應(yīng)、選拔招生路徑、考核評價(jià)體系等方面探究教育成就的變化?；趹?yīng)試教育的要求，我國學(xué)校教育通過教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方式等完成學(xué)生的能力培養(yǎng)以及知識提升過程。吳愈曉發(fā)現(xiàn)，我國初中學(xué)校的階層分割現(xiàn)象顯著影響了學(xué)生的教育期望。學(xué)校階層異質(zhì)性越大，學(xué)生教育期望則更高[8]。從班級這一組織設(shè)置入手，也可以發(fā)現(xiàn)教育期望差異是如何在班級環(huán)境的互動(dòng)差異以及氛圍差異中產(chǎn)生的[9]。

然而單一的學(xué)校情境不能完全闡明教育期望獲得過程，因此家庭特征也被視為研究的重要維度。家庭背景通過文化資本和社會(huì)資本影響著子女的教育地位獲得。處于更高家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的子女對大學(xué)的期望更高，并能促進(jìn)更多的大學(xué)教育獲得[10]。劉保中[11]48、任撰書[12]基于2010年“中國家庭追蹤調(diào)查”(CFPS )的數(shù)據(jù)指出家庭類型，性別偏好、城鄉(xiāng)差異等因素對教育期望存在影響，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，家庭對子女的教育期望越高。進(jìn)一步分析影響過程，劉保中以父母的家庭收入、教育程度為中介機(jī)制，闡明其對子女教育期望的影響是多重而復(fù)雜的[11]53；此外家庭還可以通過素質(zhì)教育幫助子女積累應(yīng)試額外的文化素養(yǎng)、知識技能，以備高等教育中的競爭以及長期發(fā)展[13]103?？v觀整個(gè)研究歷程可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有對家庭影響教育期望的研究，大部分還是基于傳統(tǒng)的布勞鄧肯的地位獲得模型中家庭經(jīng)濟(jì)地位的代際傳遞來分析。

除學(xué)校與家庭的傳統(tǒng)分析范式外，個(gè)人特征、結(jié)構(gòu)性因素和家校關(guān)系也是重要的分析視角。羅森等探討了個(gè)人特征的影響，認(rèn)為個(gè)人的自尊和心理困擾等社會(huì)心理變量會(huì)對教育期望產(chǎn)生重要影響[7]214，219。我國對于教育領(lǐng)域的研究教育除關(guān)切主體教育獲得外[14]，側(cè)重于從教育制度、教育不公平的宏觀政策領(lǐng)域進(jìn)行闡釋[15-17]。例如黃超考量城鄉(xiāng)二元因素[18]、性別制度化差異等因素對教育期待的影響，指出傳統(tǒng)中國父權(quán)制文化中女子首先作為母親和妻子的身份被對待，女子并不被鼓勵(lì)獲得教育[19]。巴蘭坦在對學(xué)校教育考察中發(fā)現(xiàn)，學(xué)校實(shí)際上存在家庭層面的“偏見”，中產(chǎn)背景的價(jià)值觀念以及行為模式，由于與學(xué)校教育的過程更契合，而易獲得學(xué)校及老師的認(rèn)可和特殊幫助。由此家庭和學(xué)校的互動(dòng)關(guān)系對教育存在著極大的影響作用。為了補(bǔ)充互動(dòng)關(guān)系對教育影響研究的空白，愛普斯坦等人以生態(tài)學(xué)的解釋框架和科爾曼的社會(huì)資本概念為基礎(chǔ)，提出了重疊影響閾理論來解釋學(xué)校、家庭以及社區(qū)三方對于學(xué)生教育的作用?；诖耍狙芯繉⒁灾丿B影響閾為理論視角，重點(diǎn)考察我國情境中家庭和學(xué)校的互動(dòng)對教育期望的影響。

(二)家校關(guān)系：闡釋現(xiàn)實(shí)情境的多重影響

目前為止國內(nèi)外社會(huì)學(xué)與心理學(xué)領(lǐng)域的學(xué)者，均有討論家校關(guān)系在教育中的影響。西方學(xué)者自2011年以來倍加關(guān)注家校關(guān)系這一議題，分別就家校關(guān)系建立的基礎(chǔ)、改善家校關(guān)系的方式以及家校關(guān)系中合作的優(yōu)勢和存在形式進(jìn)行了深入探討。

家校關(guān)系對學(xué)生產(chǎn)生影響的途徑，主要基于學(xué)生身份的雙面性。學(xué)生既是家庭教育子系統(tǒng)中的一員，又是學(xué)校教育子系統(tǒng)的一員。家庭及學(xué)校雙方的態(tài)度，意見和對學(xué)生的具體安排都能夠成為產(chǎn)生影響的機(jī)制。家校關(guān)系或許不能直接決定學(xué)生未來的教育獲得，但是家校關(guān)系生成的環(huán)境會(huì)伴隨學(xué)生的受教育過程，并具備潛移默化的改變作用。家校關(guān)系主要由家庭與學(xué)校之間的信息溝通、思想交流來搭建，包括家長參與、家庭教育、親子關(guān)系、家?；?dòng)、教育責(zé)任意識等內(nèi)容，是密切家庭、學(xué)校以及學(xué)生三方的網(wǎng)絡(luò)。阿麗娜與西蒙娜通過對羅馬尼亞教師的焦點(diǎn)小組訪談與問卷調(diào)查，認(rèn)為父母和教師之間的信任是建立和維持家庭學(xué)校關(guān)系的一個(gè)重要因素，并提出了改善家校關(guān)系的新策略[20]；伊維塔等學(xué)者以捷克作為調(diào)研地區(qū)描述了家庭與學(xué)校合作當(dāng)時(shí)的存在形式，家長不致力于參與改變，教師也不期望家長參與學(xué)?；顒?dòng)[21]；此外移民家庭、家庭和諧情況在家校合作中也呈現(xiàn)出顯著性差異[22]。

我國就如何避免高校家校合作趨于單向化、實(shí)現(xiàn)家長與教師的跨界合作、保證家校合作體系常態(tài)化維持、利用組織機(jī)制、溝通機(jī)制、主體機(jī)制實(shí)現(xiàn)家校合作等實(shí)際問題進(jìn)行了細(xì)致的探索[13]105，[23]，另外，還對家長在這家校體系中主體性缺失(1)郭中凱，章亞希2015年發(fā)表的“家校合作”文章中通過對廣州市的調(diào)查，關(guān)注到家長主體缺失及對策，后歸因于時(shí)間沖突、教師態(tài)度的“不歡迎”、意識薄弱、交流形式未成形、傳統(tǒng)文化影響等方面。進(jìn)行了理論性解決嘗試等[24]。但上述研究都主要針對家校合作這一中間環(huán)節(jié)展開，對教育期望影響的解釋涵蓋性較差、涉及面不大。

本研究創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在三點(diǎn)：其一，以家校關(guān)系作為研究的文章普遍偏向于定性或者小范圍問卷調(diào)查，較少呈現(xiàn)出基于大數(shù)據(jù)的研究結(jié)果，本文將以教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)，通過量化研究，強(qiáng)化操作性和解釋力。其二，是檢視家校關(guān)系這一互動(dòng)關(guān)系對教育期望的影響，以重疊影響閾理論系統(tǒng)化分析教育期望的影響因素。其三，對話西方教育社會(huì)學(xué)理論。不同于愛普斯坦基于歐美教育的研究，我國社區(qū)較少承擔(dān)孩子教育問題，這意味著在孩子教育中，家庭與學(xué)校兩方間的維持是中國情境的常態(tài)。以“應(yīng)試”為核心的基礎(chǔ)教育也不同于愛普斯坦以“關(guān)愛”為核心的假設(shè)。在這樣的情境差異下，探討如何在家庭與學(xué)校之間達(dá)成積極的雙重影響域，具有一定理論意義。

二、研究設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)處理

(一)研究設(shè)計(jì)與假設(shè)

將家校關(guān)系視作一個(gè)場域，并將其中囊括的家長參與、家庭教育、親子關(guān)系、家?；?dòng)、教育責(zé)任意識等內(nèi)容視作社會(huì)資本(2)以布迪厄的社會(huì)資本及場域概念為設(shè)計(jì)的理論基礎(chǔ)。及文化資本，以學(xué)生為核心主體形成關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，同時(shí)將教育期望理解為環(huán)境影響下的輸出產(chǎn)物。

家庭環(huán)境與學(xué)校環(huán)境的聯(lián)系構(gòu)成了家校關(guān)系。在家庭環(huán)境中教育價(jià)值理念、家庭背景、階層優(yōu)勢以及對待子女的態(tài)度會(huì)作用于家庭教育的形成；而學(xué)校環(huán)境中教育價(jià)值理念、教職員群體構(gòu)成、教學(xué)方式以及手段、校園文化都會(huì)成為學(xué)校環(huán)境中教育的影響因素。另外體制以及文化背景也會(huì)通過影響兩個(gè)環(huán)境進(jìn)而影響兩者關(guān)系系統(tǒng)的維持和自我再制(3)以盧曼自我再制式的社會(huì)系統(tǒng)特征，構(gòu)成家校關(guān)系系統(tǒng)。。

基于對家校關(guān)系所處環(huán)境以及關(guān)系本身的把握，本研究首先通過描述統(tǒng)計(jì)來觀察家長參與和互動(dòng)情況、家庭教育背景、家庭教育責(zé)任意識以及對老師認(rèn)可與否等變量情況。其次通過相關(guān)性分析、多水平分析以及嵌套模型，在控制基本的社會(huì)人口學(xué)特征之后，考察相互溝通情況，認(rèn)可差異是否存在教育期望顯著影響。其三關(guān)注家長期望在“家校關(guān)系—家長期望—學(xué)生教育期望”間接影響路徑上的中介效應(yīng)，豐富家校關(guān)系對學(xué)生期望影響的多維度。

通過研究設(shè)計(jì)以及文獻(xiàn)回顧，就教育期望(eduex)這一因變量設(shè)定以下幾個(gè)假設(shè)。首先圍繞家校關(guān)系與教育期望這一對變量的關(guān)系，關(guān)注到家校關(guān)系變量中家庭參與程度、家?；?dòng)狀況、家庭對教育責(zé)任的認(rèn)識、家長對老師的認(rèn)可等具體角度，可建立3個(gè)基礎(chǔ)性的假設(shè)，分別是：

假設(shè)1：父母的受教育程度越好，則學(xué)生教育期望更高。

假設(shè)2：家校關(guān)系會(huì)對學(xué)生教育期望產(chǎn)生影響，其中家校相互溝通情況越好，則學(xué)生教育期望更高；家長越認(rèn)可老師，則學(xué)生的教育期望會(huì)更高。

其次，為進(jìn)一步闡釋家校關(guān)系對教育期望的影響路徑復(fù)雜情況，在“家校關(guān)系—教育期望”的直接影響之外，以家長期望為中介變量闡釋“家校關(guān)系—家長期望—學(xué)生教育期望”的間接影響路徑的效應(yīng)?；诖私⒓僭O(shè)3與假設(shè)3-1：

假設(shè)3：家校關(guān)系的變化是否會(huì)導(dǎo)致家長變量對教育期望的間接影響存在并發(fā)生相應(yīng)變化。

假設(shè)3-1：這種變化能夠以一種中介效應(yīng)的方式發(fā)揮作用。

(二)變量的整理與選擇

本研究的數(shù)據(jù)來源于2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，總樣本量10 762；去除教育期望沒有涉及的個(gè)體變量，總樣本量為9 827。

研究中與教育期望相關(guān)的問題是學(xué)生變量“你希望自己書讀到什么程度？”利用stata將該問題轉(zhuǎn)化為教育期望的變量。該變量本身是一個(gè)10維的定類變量，為方便進(jìn)一步研究將其轉(zhuǎn)化成受教育年限的連續(xù)性變量。調(diào)查群體本身為八年級學(xué)生，所以教育期望從8年開始到博士所代表的21年為結(jié)束。其中回答無所謂的人數(shù)有434，在這里處理為缺省值。則樣本總量調(diào)整為9 393。

在家校關(guān)系變量中，家長與學(xué)校溝通情況對應(yīng)的問題為“孩子的家長是否主動(dòng)聯(lián)系過學(xué)校老師？”該問題為4維的定序變量，變量值為1～4。將其變量值調(diào)整為0～3，但是變量值代表的順序不變，然后生成新的變量家長主動(dòng)溝通頻次變量。采用同樣的方法調(diào)整老師與家長溝通情況，生成老師主動(dòng)溝通頻次變量，變量值也調(diào)整為0～3。

另外家?；?dòng)時(shí)雙方的情緒狀況，在調(diào)查中對應(yīng)的問題是：“要與孩子的老師交流時(shí)，家長會(huì)感到害怕嗎？”該問題時(shí)3維的定類變量，整理該變量為家長與老師的情緒變量。其中變量值0=不害怕；1=害怕。害怕項(xiàng)綜合了原變量中的1=很害怕；2=有點(diǎn)害怕。

家長認(rèn)可老師的情況，主要由兩個(gè)變量組成。其一家長認(rèn)為老師是否對孩子有耐心，對應(yīng)的問題是“孩子的老師對這個(gè)孩子有耐心嗎？”，調(diào)整其為新變量，變量值0=否；1=是。其二家長認(rèn)為老師是否對孩子負(fù)責(zé)，調(diào)整其為新變量，變量值0=否；1=是。

另外在分析中還需要考量控制變量收入水平變量、父親受教育程度、母親的受教育程度以及學(xué)生成績情況，以檢驗(yàn)家校關(guān)系相關(guān)變量的解釋性，同時(shí)也可以協(xié)助完善家校關(guān)系預(yù)測教育期望的模型。

三、研究發(fā)現(xiàn)

(一)描述性發(fā)現(xiàn)

表1給出了教育期望以及家校關(guān)系反應(yīng)的一些基本信息，其中因變量為教育期望是連續(xù)性變量，均值為16年即被調(diào)查的孩子平均期望的受教育年限為16年。標(biāo)準(zhǔn)差為3表明數(shù)據(jù)之間的差異性相對較大。

表1 各變量的匯總和賦值

自變量主要包括兩個(gè)方面，相互溝通情況與家長認(rèn)可情況。相互溝通主要表現(xiàn)在家長主動(dòng)溝通頻次、老師主動(dòng)溝通頻次以及溝通的情緒，家長認(rèn)可情況主要包括家長認(rèn)為老師有耐心和負(fù)責(zé)任兩部分。

家長主動(dòng)溝通頻次與老師主動(dòng)溝通頻次反映著家校關(guān)系中家長與學(xué)校溝通情況，家長主動(dòng)溝通頻次的眾數(shù)為2～4次，中位數(shù)也是2～4次，呈現(xiàn)左偏態(tài)分布；老師主動(dòng)溝通頻次的眾數(shù)為從來沒有，中位數(shù)為1次，呈現(xiàn)右偏態(tài)分布。家?；?dòng)時(shí)雙方的狀態(tài)由家長在和老師交流中是否害怕呈現(xiàn)。其中家長在和老師交流中是否害怕均值為0.28、眾數(shù)與中位數(shù)為0。表明數(shù)據(jù)中回應(yīng)不害怕的人數(shù)更多，是回應(yīng)害怕人數(shù)的3倍左右。

家長認(rèn)可老師的情況由家長認(rèn)為老師是否對孩子有耐心和負(fù)責(zé)任來體現(xiàn)。家長認(rèn)為老師是否對孩子有耐心的數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出認(rèn)為有耐心的人數(shù)更多，并占據(jù)絕大多數(shù)。同樣家長認(rèn)為老師對孩子負(fù)責(zé)任的人數(shù)比認(rèn)為不負(fù)責(zé)的更多，占絕大多數(shù)。

控制變量主要包括三個(gè)方面，分別是父母受教育程度、學(xué)生成績情況以及收入水平。其中父親受教育程度與母親受教育程度為定類變量，最小值為1代表沒有受過教育，最大值為9代表研究生及以上受教育水平。父親受教育程度平均情況是中學(xué)等級水平，母親受教育水平平均情況也為中學(xué)教育水平。收入水平的均值介于比較困難與中等水平，更偏向于中等水平人數(shù)。通過數(shù)學(xué)、語文、英語和成績的統(tǒng)計(jì)，被調(diào)查學(xué)生整體的學(xué)習(xí)情況可以呈現(xiàn)為，三門主科的學(xué)習(xí)難度上均表現(xiàn)為介于有點(diǎn)吃力和不吃力之間，語文的情況相對好一些。成績的自我評價(jià)上，普遍認(rèn)為中等水平，眾數(shù)呈現(xiàn)為中上評價(jià)，表明學(xué)生之間差異較大。

家校關(guān)系相關(guān)變量在分別與教育期望進(jìn)行相關(guān)性皮爾遜檢驗(yàn)后，P值基本小于0.05，相關(guān)性高，僅有老師主動(dòng)溝通頻次項(xiàng)的P=0.924 8>0.05，相關(guān)關(guān)系較弱。隨后將進(jìn)一步分析自變量與教育期望間的影響作用。

(二)估計(jì)結(jié)果及分析

表2給出了家校關(guān)系對教育期望的估計(jì)情況，其中模型1是僅有控制變量的基礎(chǔ)模型，呈現(xiàn)了父母受教育程度、家庭收入與學(xué)生成績情況對教育期望的影響。模型2在基礎(chǔ)模型基礎(chǔ)上納入相互溝通情況，呈現(xiàn)了家校雙方主動(dòng)溝通、溝通的情況對教育期望的影響；模型3加入了家長對老師的認(rèn)可情況，以呈現(xiàn)信賴關(guān)系對家校關(guān)系的影響并估計(jì)對教育期望的變化。

表2 家校關(guān)系對教育期望的估計(jì)結(jié)果

1.母親發(fā)揮著更強(qiáng)的督促作用

模型1中控制變量中父母教育程度對家校關(guān)系的影響是顯著的，家庭收入與學(xué)生成績情況雖然不太顯著，但是結(jié)合后面的顯著性情況，可以粗略發(fā)現(xiàn)，家庭收入越高、學(xué)生的成績情況越好，則學(xué)生的教育預(yù)期越高。父母受教育程度與教育期望的關(guān)系為：父親的受教育程度每提升一個(gè)程度，則學(xué)生教育期望提升0.26年；母親的受教育程度每提升一個(gè)程度，則學(xué)生教育期望提升0.19年。由此假設(shè)1得以獲得數(shù)據(jù)解釋。

父親受教育程度以及母親受教育程度分為9個(gè)變量，從0～9受教育程度不斷加深。父母的受教育程度與教育期望之間均呈現(xiàn)出一種正相關(guān)關(guān)系。自身為研究生及以上程度的父親會(huì)使得學(xué)生教育期望提高將近2年；自身為研究生及以上程度的母親會(huì)使得學(xué)生教育期望提高1.6年。學(xué)生教育期望情況與上一代的教育獲得之間存在顯著地影響，這與“階層再生產(chǎn)理論”的精英階層資源傳遞以及理念傳遞的觀點(diǎn)一致。另外當(dāng)父母的受教育程度顯示為高中及以下時(shí)，父母對子女的教育期望影響變?nèi)?，。在受教育程度較低的情況下，子女的教育期望年限受到母親受教育程度的影響略微高于父親，這可能反映出在基礎(chǔ)教育階段，在配合學(xué)校教育的家庭教育情景中，母親的督促作用強(qiáng)于父親。

2.相互溝通促進(jìn)教育期望提升

模型2主要表現(xiàn)了相互溝通情況對教育期望的影響，在控制其他因素情況下，通過模型可以看出家長主動(dòng)溝通起到正向作用，頻次越高對于教育期望年限的增長幅度越大，家長主動(dòng)溝通“五次及以上”能夠增長學(xué)生1年的教育期望。

老師主動(dòng)溝通頻次則相反，頻次越高對于教育期望年限反而產(chǎn)生負(fù)向作用。這與我國的教育實(shí)際情境是相符的，家長主動(dòng)溝通往往意味著家長對學(xué)生教育重視程度，頻次越高則越重視。老師主動(dòng)溝通則往往是要向家長傳遞學(xué)生在學(xué)校的不良情況，頻次越高，表明學(xué)生在校表現(xiàn)問題越多，家長所接收的負(fù)面信息越多。模型2中家長在和老師交流中是否害怕的變量，以情緒感受呈現(xiàn)雙方立體化的互動(dòng)過程。在控制其他因素情況下，互動(dòng)中反應(yīng)情緒為害怕的家長相較于不害怕的那部分人，學(xué)生的教育期望年限更低。綜合來看，良性的家?；?dòng)頻次和互動(dòng)情緒，會(huì)有助于學(xué)生教育期望的提升。

3.信任關(guān)系有助于提升教育期望

表2中模型3在溝通情況的基礎(chǔ)上，納入家長對老師的認(rèn)可情況。表現(xiàn)出家長對學(xué)校的信任對學(xué)生教育期望的影響情況。數(shù)據(jù)顯示“家長認(rèn)為老師是否對孩子負(fù)責(zé)”與“家長認(rèn)為老師是否對孩子有耐心”變量對教育期望的影響是顯著的。控制其他變量因素后，家長認(rèn)可老師有耐心，學(xué)生教育期望會(huì)得到提升，比認(rèn)為老師對孩子沒有耐心的提高了0.5年的教育期望年限；同樣家長認(rèn)為老師比較負(fù)責(zé)的，學(xué)生教育期望也會(huì)獲得提升，提高了0.5年的教育期望年限。

家長認(rèn)可老師，意味著家庭與學(xué)校情境中信任關(guān)系較強(qiáng)，這種關(guān)系的存在既便于學(xué)校規(guī)范和教育方式的擴(kuò)展，在家庭領(lǐng)域中依然可以發(fā)揮作用。家庭教育與學(xué)校教育達(dá)成一致的教育理念，能夠有效統(tǒng)合兩個(gè)情境下的資源，促進(jìn)教育期望的提升。

與家校關(guān)系相關(guān)的變量在教育追蹤數(shù)據(jù)中主要集中在溝通互動(dòng)、認(rèn)可信任兩個(gè)方面，通過嵌套模型的檢驗(yàn)，逐步確定了涵蓋所有要素的模型3，其中解釋度為0.10，這意味著在有效樣本7 640中，家校關(guān)系相關(guān)變量的解釋力度為10%；方差膨脹因子為1.41，即解釋變量之間不存在多重共線性。假設(shè)2得到數(shù)據(jù)支持。

(三)家長期望的中介效應(yīng)分析

表3展示的是中介效應(yīng)的逐步歸回詳細(xì)結(jié)果。3個(gè)回歸模型的F檢驗(yàn)結(jié)果均在0.001的水平上顯著 (P<0.001)，具有相對較好的擬合優(yōu)度。在每一步的回歸模型中，自變量和因變量之間基本存在顯著地相關(guān)關(guān)系，模型3中家長期望的納入將解釋力從0.106提高到了0.378。逐步回歸的結(jié)果初步表明研究變量間的中間效應(yīng)模型是成立的，下面將繼續(xù)基于sobel與 bootstrap檢驗(yàn)具體報(bào)告統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

表3 家長期望中介效應(yīng)回歸分析

表4呈現(xiàn)了以家校關(guān)系中溝通害怕情緒為自變量的sobel檢驗(yàn)情況。其中家校關(guān)系中家長溝通的害怕情緒對教育期望的總效應(yīng)是非常顯著的負(fù)向關(guān)系 (p= 4.5e-14<0.001)，其中家長溝通的害怕情緒對教育期望的直接效應(yīng)同樣是非常顯著的負(fù)向關(guān)系(p=.000 571<0.001)。

表4 家校關(guān)系、家長期望對學(xué)生教育期望的影響及檢驗(yàn)情況

家長溝通害怕情緒影響家長期望進(jìn)而影響到學(xué)生教育期望的間接效應(yīng)同樣是非常顯著的負(fù)向關(guān)系(P=0<0.001)。并且間接效應(yīng)的負(fù)向影響是直接效應(yīng)的1.6倍左右。中介效應(yīng)的bootstrap檢驗(yàn)分析結(jié)果表明，家長溝通害怕情緒影響家長期望進(jìn)而作用于到學(xué)生教育期望表現(xiàn)的間接效應(yīng)為-0.382，95%的置信區(qū)間內(nèi)不包括0，因此在95%的置信區(qū)間上是顯著地。假設(shè)3及假設(shè)3-1獲得數(shù)據(jù)支持，“家校關(guān)系—家長期望—學(xué)生教育期望”的間接影響路徑同樣發(fā)揮著重要作用。

四、結(jié)論與討論

教育追蹤數(shù)據(jù)中的群體為八年級(初中)學(xué)生，受教育年限為8年，尚屬于我國基礎(chǔ)教育階段。以這部分學(xué)生群體和他們的家長、老師作為研究主體，研究發(fā)現(xiàn)家校關(guān)系這一學(xué)校教育與家庭教育之間的聯(lián)系紐帶，具備著影響學(xué)生教育期望以及未來教育獲得的能力。

研究的主要貢獻(xiàn)在于，嘗試揭示了家校關(guān)系作為紐帶性的存在，雖然沒有單純的家庭教育或者學(xué)校教育對學(xué)生的教育期望影響大，但家校關(guān)系同樣具有不可忽視的作用。合理的基礎(chǔ)教育本身是學(xué)校、家庭、社會(huì)三方的共同作用，家庭教育與學(xué)校教育之間需要有融洽、尊重的紐帶性存在，家校關(guān)系無疑有助于形成構(gòu)建、融匯雙方理念以及相互補(bǔ)充的良性情境。

利用教育追蹤數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，反思愛普斯坦重疊影響閾的相關(guān)理論發(fā)現(xiàn)：

第一，從家校互動(dòng)狀況和認(rèn)可程度兩個(gè)具體方面看，家校關(guān)系對教育期望有顯著性影響。

第二，家校關(guān)系對教育期望的影響路徑，并非單一鏈?zhǔn)降?，也存在“家校關(guān)系—家長期望—學(xué)生教育期望”的間接影響方式。

基于國情的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，就重疊影響閾理論的外部結(jié)構(gòu)而言，不同于家庭、學(xué)校、社區(qū)三者的共同影響，我國基礎(chǔ)教育階段主要反映為“家庭—學(xué)?！眱蓚€(gè)層面的重疊影響。其次該理論的內(nèi)部認(rèn)知結(jié)構(gòu)為制約學(xué)校、家庭和社區(qū)三者的復(fù)雜人際關(guān)系和影響方式，但在我國“應(yīng)試”教育為核心的制度背景下，需要克服的人際關(guān)系問題則主要呈現(xiàn)為“學(xué)校強(qiáng)勢、家長弱勢”“家長的教育責(zé)任依附于學(xué)?！保憩F(xiàn)為家庭教育的附庸性。最后重疊影響理論本身突出的意義在于，改變了人們對家庭和學(xué)校影響孩子發(fā)展次序的理解，但中國的現(xiàn)實(shí)情境卻表現(xiàn)為在進(jìn)入學(xué)校接受教育后，家庭往往退居二線，以額外補(bǔ)充學(xué)校教育未達(dá)和提供少量文化素養(yǎng)的身份偶現(xiàn)，其中文化素養(yǎng)的提供還會(huì)極大地受到父母本身教育水平的影響。

在無法改變應(yīng)試教育背景的情況下，家庭教育既要與學(xué)校教育建立良好關(guān)系，也需要充分發(fā)揮其獨(dú)特性而非完全附庸于學(xué)校教育，在學(xué)生的多維培養(yǎng)上家庭教育是具備教育空間特征的。以家校關(guān)系、家庭教育、學(xué)校教育三者構(gòu)建良性互動(dòng)的情境，學(xué)生能夠潛移默化的樹立更高的教育期望目標(biāo)，進(jìn)而有助于他們在未來獲得更高教育成就。

本研究還存在如下一些局限。首先基于2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，所呈現(xiàn)出的結(jié)果是靜態(tài)的情況。需要更多、更新的實(shí)時(shí)數(shù)據(jù)來豐富驗(yàn)證這種變化是確實(shí)存在且合理的，這將有助于我們從一個(gè)動(dòng)態(tài)的角度加深理解。其次探討家校關(guān)系所涉及的方面較大的依托于調(diào)查數(shù)據(jù)中所具有的資料，這導(dǎo)致有些與家校關(guān)系相關(guān)的因素沒有被涉及，以至于忽略了它們的作用，在以后的研究中將繼續(xù)予以關(guān)注。