付衛(wèi)東，張鈺迪，劉尊賢

(華中師范大學(xué) 人工智能教育學(xué)部，湖北 武漢 430079)

一、問題的提出

家庭是孩子成長的第一所學(xué)校，父母是孩子學(xué)習的第一任教師，家庭教育作為一種教育基本形態(tài)，持續(xù)受到社會各界關(guān)注。2021年10月23日，我國第一部專門針對家庭教育的《中華人民共和國家庭教育促進法》(以下簡稱《家庭教育促進法》)正式發(fā)布，2022年1月1日起開始施行。[1]《家庭教育促進法》的出臺，是對2021 年7月中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于進一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負擔和校外培訓(xùn)負擔的意見》(以下簡稱“雙減”政策)的配合和完善，從法律層面規(guī)范家長、學(xué)校、社會的教育行為，督促各方協(xié)同助力學(xué)生健康成長，為“雙減”政策提供了治理支持和制度化保障。[2]

《家庭教育促進法》中明確規(guī)定了家庭責任這一部分，共包含十條法律條例，運用法律制度對家庭教育予以規(guī)范，對父母的教養(yǎng)行為方式提出了明確要求，凸顯了我國對家庭教育的重視程度。已有研究表明，父母是開展家庭教育的第一責任人，需要對學(xué)生的身心狀況給予密切關(guān)懷，父母支持情況關(guān)系著父母能否有效開展家庭教育，進而構(gòu)建和諧親子關(guān)系，為學(xué)生提供良好的家庭學(xué)習和生活環(huán)境，促進其身心全面健康發(fā)展，緩解學(xué)生學(xué)業(yè)壓力。此外，學(xué)校教育在學(xué)生學(xué)習過程中發(fā)揮主導(dǎo)作用，是學(xué)生接受教育的主要途徑?！都彝ソ逃龠M法》第四章規(guī)定了社會協(xié)同，明確了學(xué)校與家庭協(xié)同教育學(xué)生的責任，即“家校合作”。本研究結(jié)合《家庭教育促進法》的出臺背景和國內(nèi)外已有研究，進一步探討家庭教育中父母支持能否幫助學(xué)生緩解學(xué)業(yè)壓力、減輕學(xué)業(yè)負擔？當前家校合作對減輕學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的效果如何？應(yīng)怎樣更好地促進家校合作？

二、文獻綜述

“父母支持”(Parents’ Support)是由“社會支持”的概念引申而來，社會支持即個體所察覺到的來自重要他人或其他群體的尊重、幫助與關(guān)心。[3]基于此概念，有學(xué)者認為父母支持指父母雙方能夠?qū)⒆拥南敕ê透惺苡枰宰鹬嘏c共情，鼓勵孩子表達個人想法與感受的教養(yǎng)方式。[4]也有學(xué)者認為父母支持是個體社會支持體系中的重要結(jié)構(gòu)，包含能夠覺察到父母給予自身的幫助與關(guān)心。[5]在已有研究的基礎(chǔ)上，本研究認為，父母支持指父母能夠向子女提供關(guān)心與幫助、給予子女尊重，讓子女充分感受到來自父母的情感認同。父母理解、尊重子女，并為子女提供幫助和指導(dǎo)，有助于子女獲得對于支持的感知與自我效能感的提高。[6]個體—環(huán)境交互作用模型認為，個體自身與環(huán)境因素能產(chǎn)生交互效應(yīng)進而影響個體的心理變化與行為選擇。[7]因此，學(xué)生的學(xué)習情況、心理狀況與家庭環(huán)境(父母支持)可能存在一定程度的交互效應(yīng)。徐明津、楊新國認為父母支持水平存在區(qū)別的學(xué)生，面對失敗和困境時作出的學(xué)業(yè)行為表現(xiàn)存在顯著差異，父母支持能夠促進個體良好行為和情緒的保持，擁有父母支持等其他正向外部資源能夠幫助個體建構(gòu)起內(nèi)部有效核心資源，避免個體出現(xiàn)極端行為或情緒。[8]現(xiàn)階段我國中小學(xué)生普遍存在著學(xué)業(yè)負擔過重的問題，導(dǎo)致其學(xué)業(yè)壓力的增加。學(xué)業(yè)壓力的增加一定程度上會加重學(xué)生罹患身體和精神疾病的風險[9]，同時也會引起學(xué)生的焦慮、抑郁情緒[10]，應(yīng)尋求有關(guān)路徑加以解決。相關(guān)研究表明，父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力之間存在一定關(guān)系，張文娟等認為高程度的父母支持可以促進青少年的情緒智力發(fā)展，使得他們能夠更好地適應(yīng)社會節(jié)奏變化，當他們面對情緒壓力時，能夠用一種積極態(tài)度有效化解。[11]也有學(xué)者認為父母支持與學(xué)生的不良行為呈顯著負相關(guān)，父母支持一定程度上能降低學(xué)生的壓力感，使得學(xué)生以積極的態(tài)度學(xué)習與生活。[12]

家校合作意為家庭與學(xué)校雙方共同參與學(xué)生的教育活動，通過交流與配合對學(xué)生進行協(xié)同教育。[13]我國的家校合作始于二十世紀五六十年代，迄今家校合作在理論與實踐層面均已引起學(xué)者的廣泛關(guān)注。根據(jù)愛普斯坦(Joyce Epstein)提出的交疊影響域理論(Overlapping Spheres of Influence)，家庭、學(xué)校、社區(qū)共同組成影響學(xué)生學(xué)業(yè)與身心健康發(fā)展的三大環(huán)境，這三大環(huán)境既相互獨立，又相互聯(lián)系和影響。家庭、學(xué)校、社區(qū)之間進行積極合作、互動與交流，能夠拉近彼此間的距離，打造促進學(xué)生健康成長的共同體。針對家庭與學(xué)校雙方而言，當家庭與學(xué)校開展有效合作時，學(xué)生、家長、學(xué)校三方都能從中獲益，尤其對學(xué)生發(fā)展來講，家校合作能夠最大程度上促進學(xué)生的身心全面發(fā)展。[14]邊玉芳等通過對我國七十年來家校合作發(fā)展歷程的梳理發(fā)現(xiàn)，家校合作在教育體系中的意義與價值不斷提升，更加注重“以生為本”，逐漸成為關(guān)切到每名學(xué)生成人成才的必要方式和為學(xué)生未來幸福奠基的核心路徑。[15]有學(xué)者從家長參與家校合作的角度出發(fā)，整合了國外有關(guān)地區(qū)在家長參與家校合作方面的成功經(jīng)驗，指出家長參與是家校合作有效開展的前提，在家校合作進展順利的學(xué)校，家長自身對于教養(yǎng)的信心較高，更能夠提升學(xué)生學(xué)業(yè)成就，緩解學(xué)生負面情緒與壓力感。[16]也有學(xué)者通過元分析研究認為，家長充分參與學(xué)校育人工作能夠?qū)W(xué)生的學(xué)習成績、心理健康、情緒調(diào)節(jié)、社會性發(fā)展帶來積極影響，即在家校合作的影響下，家長能夠增進對學(xué)生學(xué)業(yè)狀態(tài)的了解，為學(xué)生提供更具有個性化的幫助，在情緒方面一定程度上能夠緩解學(xué)生壓力，減少焦慮、抑郁傾向。[17]

父母支持與家校合作對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的影響已得到大量研究證實，但以往研究多為單獨討論父母支持或家校合作對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的影響，缺乏將父母支持與家校合作納入到同一個框架中，分析二者對學(xué)業(yè)壓力的影響。根據(jù)布朗芬布倫納(Uise Bronfenbrenner)的生態(tài)系統(tǒng)理論，個體的成長與發(fā)展需要結(jié)合其生活的環(huán)境層次來看待和分析，具體環(huán)境層次包括微觀系統(tǒng)、中間系統(tǒng)、外層系統(tǒng)、宏觀系統(tǒng)，其中父母是個體微觀系統(tǒng)的重要成員，父母對孩子的支持情況關(guān)系著孩子身心健康發(fā)展水平；對于學(xué)生來說，學(xué)校是除家庭之外對其影響最明顯的微觀系統(tǒng)，微觀系統(tǒng)中的各要素相互聯(lián)系，共同影響個體的發(fā)展。[18]因此，基于以往研究的基礎(chǔ)與不足之處，本研究在《家庭教育促進法》出臺的背景下，結(jié)合最新政策文本對父母支持與學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系進行實證研究，并運用調(diào)節(jié)作用模型，分析家校合作對父母支持與學(xué)業(yè)壓力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為家庭教育方面的研究提供新視角。本研究提出如下假設(shè)：

其一，父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力之間呈負向線性相關(guān)關(guān)系；

其二，家校合作對父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，即隨著家校合作的增加，父母支持對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的影響增強；

其三，按照是否寄宿、來自城市與農(nóng)村分別對學(xué)生進行分組，家校合作對父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用存在差異。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)“中小學(xué)學(xué)生管理基本情況調(diào)查”數(shù)據(jù)庫。課題組通過分層抽樣的方式分別從我國東、中、西部地區(qū)各抽取兩個省(自治區(qū))開展調(diào)研，包括山東、廣東、湖北、湖南、廣西、四川六省(自治區(qū))，樣本量涵蓋12市32縣(區(qū))130余所中小學(xué)11600余名學(xué)生，學(xué)生在填寫問卷時均有教師在現(xiàn)場進行指導(dǎo)和管理，問卷的真實性較高，其中回收有效問卷共10707份，有效回收率達90%以上。

(二)研究工具信效度分析

本研究調(diào)查問卷為自編，涉及的主要題項為性別、是否獨生子女、學(xué)生類型、家庭類型、父母最高受教育學(xué)歷、父母職業(yè)等人口學(xué)資料，以及學(xué)生學(xué)業(yè)壓力、父母支持、家校合作情況等。本研究的信度檢驗使用指標為克隆巴赫系數(shù)(Cronbach’s α)，同時對收斂效度及區(qū)別效度進行了檢驗，結(jié)果如表1所示?？梢钥闯觯?.各構(gòu)面的信度Cronbach’s α值均>0.8，問卷信度較好；2.各構(gòu)面的AVE值均>0.5，表明構(gòu)面具有收斂效度；3.有研究認為每個構(gòu)面平均方差萃取量(AVE)的均方根大于各變量間的相關(guān)系數(shù)，可稱其具有區(qū)別效度(1)具體可參見Fornell,C.,Larcker,D.“Evaluating Structural Equation Models with Unobserrable Variables and Measurement Error.”Journal of Marketing Research,1981,pp.39-50.。表中父母支持、家校合作、學(xué)生學(xué)業(yè)壓力均大于其與另外兩項之間的皮爾森相關(guān)值，具有區(qū)別效度。整體來看，本研究所選用研究工具信效度較高。

表1 信度、收斂效度與區(qū)別效度分析表

(三)變量選擇

1.因變量。本研究的因變量為學(xué)業(yè)壓力，選取5個問題，包括“擔心考試難度”“備考焦慮情緒”“問題解決困難的情緒障礙”等，量表采用四點計分法，取值范圍從“1非常同意”至“4非常不同意”。各題項因子載荷量在0.807—0.871之間，克隆巴赫系數(shù)為0.902，5個題項累計貢獻率為71.91%，選取題項信度較高。

2.自變量。本研究的核心解釋變量為父母支持。選取4個問題，包括“父母對子女學(xué)業(yè)的關(guān)注”“父母對子女存在問題的幫助”“父母對子女良好品質(zhì)的培育”等內(nèi)容，量表采用四點計分法，取值范圍從“1非常不同意”至“4非常同意”。各題項因子載荷量在0.787—0.900之間，克隆巴赫系數(shù)為0.886，4個題項累計貢獻率為75.44%，選取題項信度較高。

3.調(diào)節(jié)變量。以家校合作作為調(diào)節(jié)變量，該變量與學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力有關(guān)，通過分析調(diào)節(jié)變量對父母支持的影響，進而反映出家校合作能否幫助學(xué)生緩解學(xué)業(yè)壓力。選取6個問題，包括“父母聯(lián)系教師的頻率”“教師聯(lián)系父母的頻率”“父母參加學(xué)?；顒拥念l率”等，量表采用四點計分法，取值范圍從“1沒有”至“4五次及以上”。各題項因子載荷量在0.563—0.801，克隆巴赫系數(shù)為0.809，6個題項累計貢獻率為52.47%，選取題項具有一定信度。

4.控制變量。結(jié)合以往學(xué)者的研究[19]，綜合考慮當前學(xué)生學(xué)業(yè)壓力與親子關(guān)系情況，選取性別、是否為獨生子女、學(xué)生類型、家庭類型、父母受教育程度、父母職業(yè)等為控制變量，以排除無關(guān)因素對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的影響。

(四)模型設(shè)定

首先，本研究通過構(gòu)建回歸模型分析父母支持、家校合作對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的變化情況。一般情況下，父母支持、家校合作程度高低與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力情況的基本關(guān)系模型設(shè)定如下：

Yi=β0+β1Pi+β2Fi+β3Ci+εi

(1)

如式(1)所示，模型的因變量為學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力，Pi代表父母支持，F(xiàn)i為家校合作，Ci為控制變量，β0為常量，β1、β2、β3分別為父母支持、家校合作、控制變量的系數(shù)，εi為隨機擾動項。因變量、自變量、調(diào)節(jié)變量均通過加和取平均值的方法代入模型中。

其次，在式(1)的基礎(chǔ)上引入父母支持與家校合作的交互項，以此來識別在家校合作的調(diào)節(jié)作用下，父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系變化情況。如式(2)所示，PiFi為交互項，β4為調(diào)節(jié)作用項系數(shù)。若式(1)和式(2)中β1、β2方向為負，表示父母支持與家校合作能夠促進學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的降低，若方向為正，表示父母支持與家校合作不會緩解學(xué)生學(xué)業(yè)壓力；若式(2)中β4方向為負，代表家校合作對父母支持具有能降低學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的調(diào)節(jié)作用，反之則不代表具有該作用。

Yi=β0+β1Pi+β2Fi+β3Ci+β4PiFi+εi

(2)

綜上所述，父母支持、家校合作與學(xué)業(yè)壓力關(guān)系的作用機理可通過圖1表示。

圖1 父母支持、學(xué)業(yè)壓力與家校合作調(diào)節(jié)效應(yīng)

四、研究結(jié)果與討論

(一)父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的描述性統(tǒng)計及差異性檢驗

父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的描述性統(tǒng)計及其在控制變量上的差異性如表2、表3所示。以學(xué)生性別、是否為獨生子女為自變量的獨立樣本T檢驗結(jié)果表明，性別與學(xué)業(yè)壓力(t=6.884，p<0.001)、是否為獨生子女與父母支持(t=5.545，p<0.001)、是否為獨生子女與學(xué)業(yè)壓力(t=-4.065，p<0.001)均存在顯著差異。將家庭類型、學(xué)生類型、父親受教育程度、母親受教育程度、父親職業(yè)、母親職業(yè)作為自變量，分別與父母支持、學(xué)業(yè)壓力進行單因子方差分析，均存在顯著差異，且實測冪均大于0.4，說明方差分析的檢驗力具有高效果。因此，本研究中對學(xué)生性別、獨生子女情況、家庭類型、學(xué)生類型、父母受教育程度及父母職業(yè)這八個變量進行控制，以剔除無關(guān)因素對因變量的影響。

表2 父母支持和學(xué)業(yè)壓力的描述性統(tǒng)計及其在控制變量上的獨立樣本t檢驗

表3 父母支持和學(xué)業(yè)壓力的描述性統(tǒng)計及其在控制變量上的單因素方差分析

表3(續(xù))

(二)父母支持、家校合作、學(xué)業(yè)壓力與控制變量相關(guān)分析結(jié)果

本研究主要變量和控制變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析結(jié)果如表4所示。獨生子女情況、家庭類型、學(xué)生類型、父親職業(yè)、母親職業(yè)、學(xué)業(yè)壓力與父母支持呈顯著負相關(guān)，父親最高教育程度、母親最高教育程度、家校合作與父母支持存在顯著正相關(guān)，性別與父母支持無顯著相關(guān)，父母支持與學(xué)業(yè)壓力存在顯著負相關(guān)。

表4 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果

(三)父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系：家校合作的調(diào)節(jié)作用

本研究將家校合作作為調(diào)節(jié)變量，旨在對家校合作的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。首先，對自變量父母支持、家校合作均進行標準化處理。其次，采用階層回歸分析，在控制性別、獨生子女情況等人口學(xué)變量后，探究家校合作對父母支持和學(xué)業(yè)壓力的調(diào)節(jié)作用。如表5所示，第一層放入學(xué)生性別、是否為獨生子女、家庭類型、學(xué)生類型、父親最高教育程度、母親最高教育程度、父親職業(yè)、母親職業(yè)。第二層放入標準化處理后的父母支持和家校合作，其中父母支持(β=-0.115，p<0.001)、家校合作(β=-0.131，p<0.001)對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力具有顯著的負相關(guān)，反映了隨著父母支持與家校合作的增加，學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力會下降，因此在學(xué)生的日常生活中，父母應(yīng)給予學(xué)生切實的關(guān)注與鼓勵，讓學(xué)生能夠獲得情感共鳴，學(xué)校也應(yīng)及時和父母溝通學(xué)生各方面發(fā)展情況，關(guān)注學(xué)生目前存在的問題，幫助學(xué)生降低學(xué)業(yè)壓力。第三層放入父母支持與家校合作的交互項，結(jié)果發(fā)現(xiàn)父母支持(β=-0.113，p<0.001)、家校合作(β=-0.123，p<0.001)均與學(xué)業(yè)壓力存在顯著負相關(guān)，且交互項(β=-0.042，p<0.01)對于父母支持與學(xué)業(yè)壓力關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，反映了家校合作的調(diào)節(jié)效果存在，數(shù)據(jù)結(jié)果表明調(diào)節(jié)項系數(shù)為負值，反映了家校合作能夠增強父母支持對學(xué)業(yè)壓力的負向關(guān)系。家校合作一定程度上可以引起父母支持與學(xué)業(yè)壓力關(guān)系的變化，通過家校合作讓父母雙方認識到自己在學(xué)生成長過程中的重要性，進而增加支持力度或改善支持方式，幫助學(xué)生降低學(xué)業(yè)壓力。

表5 以學(xué)業(yè)壓力為因變量的回歸分析

為進一步檢驗父母支持與學(xué)業(yè)壓力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究運用SPSS(26.0)宏程序“PROCESS”進行簡單斜率檢驗，根據(jù)回歸方程中父母支持和家校合作平均數(shù)正負一個標準差繪制了簡單斜率圖，如圖2所示。結(jié)果表明，當家校合作水平較低時(M-1SD，低于均值一個標準差，下同)，父母支持對學(xué)業(yè)壓力的負向預(yù)測作用較少(Bsimple=-0.178，t=-5.153，p<0.001)，當家校合作水平較高時(M+1SD，高于均值一個標準差，下同)，父母支持對學(xué)業(yè)壓力的負向預(yù)測作用增加(Bsimple=-0.329，t=-8.715，p<0.001)。因此，父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系受到了家校合作的調(diào)節(jié)作用。

圖2 家校合作對父母支持與學(xué)業(yè)壓力間的調(diào)節(jié)作用

(四)異質(zhì)性檢驗

上文實證檢驗了父母支持與學(xué)業(yè)壓力之間的負向線性相關(guān)關(guān)系和家校合作的調(diào)節(jié)作用機制。需要引起思索的是，學(xué)生是否為寄宿生、學(xué)生來自城市或農(nóng)村的不同，其父母支持對學(xué)業(yè)壓力的影響是否存在差異？此時家校合作的調(diào)節(jié)作用是否仍具有降低學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的效果？鑒于以上思考，本部分將樣本學(xué)生按照是否為寄宿生分為寄宿生和走讀生兩類，按照城鄉(xiāng)屬性劃分為城市和農(nóng)村兩類，以探尋父母支持對不同類型學(xué)生群體所帶來的異質(zhì)性和家校合作帶來調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性。根據(jù)學(xué)生身份和城鄉(xiāng)屬性所做異質(zhì)性分析檢驗表如表6所示。

表6 學(xué)生身份及城鄉(xiāng)差異的異質(zhì)性檢驗

按照學(xué)生身份屬性來看，走讀生的父母支持、家校合作、調(diào)節(jié)項的系數(shù)分別為-0.118、-0.129、-0.034，分別具有0.1%、0.1%、5%的顯著性水平，這反映了父母支持和家校合作的增加能夠?qū)W(xué)生學(xué)業(yè)壓力起降低作用，家校合作也達到了負向調(diào)節(jié)作用，且解釋變量與因變量之間關(guān)系顯著。寄宿生的父母支持、家校合作、調(diào)節(jié)項的系數(shù)分別為-0.108、-0.082、-0.051，且父母支持與家校合作分別具有0.1%、1%的顯著性水平，通過與走讀生對比可發(fā)現(xiàn)，盡管寄宿生的父母支持與家校合作一定程度上能夠降低學(xué)業(yè)壓力，但影響程度較小。此外，家校合作的調(diào)節(jié)作用對寄宿生并不顯著，說明寄宿生可能長期在學(xué)校居住，與家長聯(lián)系較少，家校合作之間的力度也比較微弱。

按照城鄉(xiāng)屬性來看，城市學(xué)生的父母支持、家校合作、調(diào)節(jié)項的系數(shù)分別為-0.118、-0.119、-0.048，說明父母支持和家校合作的增加能夠降低學(xué)生學(xué)業(yè)壓力，且上述三項分別具有0.1%、0.1%、1%的顯著性水平，反映了父母支持與學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系顯著，家校合作的調(diào)節(jié)作用也具有顯著性，所以要持續(xù)關(guān)注城市學(xué)生的父母支持與家校合作情況，以切實降低學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力。農(nóng)村地區(qū)學(xué)生的父母支持、家校合作、調(diào)節(jié)項的系數(shù)分別為-0.051、-0.164、0.028，調(diào)節(jié)項系數(shù)為正值，說明當家校合作作用于父母支持與學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系時，農(nóng)村學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力存在上升的趨勢，應(yīng)反思當前農(nóng)村地區(qū)家校合作開展的內(nèi)容、方式等，關(guān)注農(nóng)村地區(qū)學(xué)校的家校合作是否真正達到了幫助學(xué)生健康成長的效果，而不是讓學(xué)生徒增壓力。此外，在顯著性水平上，家校合作作為自變量具有0.1%的顯著性水平，說明學(xué)業(yè)壓力與家校合作關(guān)系顯著，但父母支持對學(xué)業(yè)壓力、家校合作對父母支持與學(xué)業(yè)壓力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用均不顯著。對此，本研究認為，一是由于樣本中涉及的農(nóng)村學(xué)生數(shù)量相對較少，與城市學(xué)生的數(shù)量相比存在一定差距，因此會造成一定誤差；二是因為農(nóng)村地區(qū)受經(jīng)濟發(fā)展水平和教育資源配置不均等問題的影響，其學(xué)業(yè)壓力的影響因素也更為復(fù)雜。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步確保實證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究采用更換變量法進行穩(wěn)健性檢驗，從問卷中選擇較為相似的變量進行重新分析。原有控制變量保持不變，更換解釋變量、被解釋變量，將父母與孩子日常溝通情況作為父母支持衡量指標，將家長與教師互動情況作為家校合作衡量指標，將學(xué)生學(xué)習生活中焦慮、抑郁情況作為學(xué)業(yè)壓力衡量指標，得到分析結(jié)果如表7所示。實證研究結(jié)果與第三部分回歸結(jié)果基本一致，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，表明本研究結(jié)果并非偶然。

表7 穩(wěn)健性檢驗

五、研究結(jié)論及啟示

(一)結(jié)論

本研究利用課題組調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了父母支持對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的影響，運用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，分析了家校合作對父母支持與學(xué)業(yè)壓力之間的調(diào)節(jié)作用機制，并針對不同身份學(xué)生群體、城鄉(xiāng)差異進行分樣本討論，最后進行了穩(wěn)健性檢驗。主要研究結(jié)論如下。

1.父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力存在負向線性相關(guān)關(guān)系。當父母支持增加時，學(xué)生的學(xué)業(yè)壓力會下降。

2.家校合作對父母支持與學(xué)生學(xué)業(yè)壓力之間的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。當家校合作效果較好時，父母更能夠用心關(guān)注學(xué)生的學(xué)業(yè)狀況，幫助學(xué)生解決現(xiàn)存問題，緩解學(xué)業(yè)壓力，即隨著家校合作有效開展，父母支持與學(xué)業(yè)壓力的負向線性相關(guān)關(guān)系顯著增強。

3.分樣本來看，首先，從學(xué)生身份層面而言，走讀生受到家校合作的調(diào)節(jié)作用效果更明顯，且走讀生比寄宿生更能獲得父母支持與家校合作帶來的積極影響。其次，從城鄉(xiāng)地域差異而言，城市學(xué)生受到家校合作的調(diào)節(jié)作用效果更明顯，且城市學(xué)生比農(nóng)村學(xué)生更能獲得家校合作帶來的積極影響。

以上研究表明，整體來看父母支持的增加能夠幫助學(xué)生減輕學(xué)業(yè)壓力，使得學(xué)生能夠以樂觀的心態(tài)面對學(xué)習生活，家校合作在一定程度上也能夠引起父母支持方式和力度等方面的變化，使得父母支持對學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的影響更為有效，這證實了以往學(xué)者對于該問題的研究，為父母支持對學(xué)業(yè)壓力的影響及家校合作的調(diào)節(jié)效應(yīng)提供理論參考。針對寄宿生與農(nóng)村學(xué)生來看，二者受到家校合作的調(diào)節(jié)作用并不顯著，且農(nóng)村學(xué)生的調(diào)節(jié)作用系數(shù)則為正向，即當家校合作作用于父母支持與學(xué)業(yè)壓力的關(guān)系時，農(nóng)村學(xué)生受到的學(xué)業(yè)壓力會增加，這需要引起進一步關(guān)注。

(二)啟示

1.提高父母支持水平，發(fā)揮家庭教育的獨特功能

習近平總書記多次談到家庭教育的重要作用，他提出：“家庭是人生的第一所學(xué)校，家長是孩子的第一任老師，要給孩子講好‘人生第一課’，幫助扣好人生第一?？圩印！盵20]在當前《家庭教育促進法》推進的時代背景下，我國對家庭教育的重視程度達到了新高度，現(xiàn)代社會中家庭教育已不是家庭私事，而是帶有強烈的社會意義，一個人能否成人成才、為社會創(chuàng)造價值，與幼年時期的家庭教育情況密不可分。[21]在家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)中，父母作為子女養(yǎng)護與教育的第一責任人，肩負著為社會培養(yǎng)人才、促進社會和諧健康發(fā)展的重要使命，在父母與子女的交互關(guān)系上，應(yīng)重視父母支持的開展情況與實現(xiàn)效果，為孩子創(chuàng)造良好的學(xué)習與生活環(huán)境。從父母層面而言，應(yīng)從以下幾方面加以改善。其一，從父母自身來看，父母雙方應(yīng)保持主動學(xué)習的意識，不斷提高自身素質(zhì)。隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展、信息化水平的不斷提高，各種新知識、新思想也不斷涌現(xiàn)，父母需要保持不斷學(xué)習的積極主動性，了解自己的優(yōu)勢與不足，放下功利心，提高自身知識儲備量與心理素質(zhì)水平，以便更好地了解下一代的生活交際方式，減少與晚輩的代溝，增加共同話題。其二，從父母支持的方式來看，父母雙方應(yīng)關(guān)注支持方式的有效性。父母雙方在對子女的教育問題上應(yīng)達成一致，合力協(xié)商關(guān)于孩子的每一件事，平等地與孩子對話溝通，尊重孩子的想法與意愿，耐心地向孩子解釋面臨的困難和問題，讓孩子真正感受到自己能夠與父母平等對話。[22]其三，從家庭環(huán)境來看，父母雙方應(yīng)營造良好的家庭文化，使其在教養(yǎng)形式、價值取向、管理方式上獲得孩子的認同，打造積極向上的學(xué)習、生活氛圍，促進孩子的身心健康全面發(fā)展。

2.整合多方力量，打造家校合作共同體

隨著當前“雙減”政策的推進和《家庭教育促進法》的實行，我國對家校合作的開展方式、程度與效果均提出了更高要求，家校合作不僅是一個理論問題，也是實踐問題，需要整合多方資源，構(gòu)建家校合作的行動策略。其一，以協(xié)商對話為基礎(chǔ)構(gòu)建互信共存的家校合作關(guān)系。[23]一方面，家長與學(xué)校應(yīng)保持密切溝通和配合，針對有關(guān)問題交換意見，能夠設(shè)身處地進行換位思考，在互相理解和尊重的基礎(chǔ)上，達成共同的教育愿景，承擔共同教育學(xué)生的職責，實行協(xié)同的教育行動。另一方面，家長與學(xué)校雙方應(yīng)明確各自職責分工，制定家校共育共同行為準則，明確負面清單制度，避免互相推諉。其中，學(xué)校應(yīng)著力重視班主任隊伍的選拔和培養(yǎng)，加強班主任教師及其他科任教師與家長的溝通和交流，針對部分家庭存在的教育問題，學(xué)?？赏ㄟ^開展家長座談會、家庭教育指導(dǎo)會的方式，幫助家長解決當下存在的困難，提高家長的教育水平和能力。其二，打造家校合作平臺。通過成立家校合作委員會的方式，制定家校合作章程，明確規(guī)定家庭與學(xué)校雙方在教育學(xué)生方面的權(quán)利、義務(wù)、責任、運行及管理機制、監(jiān)督辦法等，使得家校合作走向制度化。[24]其三，注重社會資源的參與，培育良性教育生態(tài)。從家校合作的本質(zhì)來看，家校合作是一種協(xié)調(diào)家庭、學(xué)校、政府部門、社區(qū)關(guān)系的多方協(xié)同培育模式，盡管家庭和學(xué)校的作用至關(guān)重要，但也應(yīng)充分調(diào)動社區(qū)及其他社會資源的力量，做好家庭與學(xué)校的溝通工作。社區(qū)應(yīng)積極關(guān)注學(xué)生家庭的生活情況，了解家庭是否存在困難，配合家庭與學(xué)校開展有關(guān)活動，構(gòu)建新時代下資源開放機制，促進家校合作良性運轉(zhuǎn)。與此同時，政府也應(yīng)鼓勵有關(guān)民間機構(gòu)積極參與家校合作，同學(xué)校結(jié)成教育聯(lián)盟，分享經(jīng)驗成果，推動家校合作良性發(fā)展。例如，當前“雙減”背景下相關(guān)非學(xué)科類培訓(xùn)機構(gòu)可以通過受邀參與學(xué)校課后服務(wù)的方式，豐富學(xué)校課后服務(wù)學(xué)習資源，既解決了學(xué)校師資、教授內(nèi)容方面的不足，又能夠有效緩解家長的“三點半難題”，為促進家校合作提供支持。

3.保障教育公平，關(guān)注弱勢群體家庭教育及家校合作開展情況

重視家庭教育內(nèi)部父母支持情況，做好家校合作，本質(zhì)上是為了保障青少年全面健康發(fā)展，進一步促進教育公平?！都彝ソ逃龠M法》明確規(guī)定：“對于父母或者其他監(jiān)護人履行家庭教育責任存在一定困難的家庭，家庭教育指導(dǎo)機構(gòu)應(yīng)當根據(jù)具體情況，與相關(guān)部門協(xié)作配合，提供有針對性的服務(wù)?！?2)參見《中華人民共和國家庭教育促進法》第二十九條。結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)分析，寄宿生、農(nóng)村學(xué)生的父母支持情況較差，家校合作效果并不顯著，且農(nóng)村學(xué)生的家校合作在一定程度上對其學(xué)習產(chǎn)生了負面影響，這需要引起關(guān)注，解決相關(guān)問題。其一，充分利用科學(xué)技術(shù)手段，搭建父母支持、家校合作線上育人平臺[25]。針對寄宿生而言，由于家庭距離原因或父母長期在外工作等原因，其與父母溝通時間較少，生活和學(xué)習范圍多是在學(xué)校內(nèi)部，缺乏家長的情感關(guān)懷，可利用互聯(lián)網(wǎng)手段，增加父母與學(xué)生之間的交流時間，使得學(xué)生能夠感受到家庭的溫暖，愿意對父母敞開心扉。家校合作線上育人平臺的建立，能夠使得家庭與學(xué)校突破時空限制，家長與學(xué)校教師可以隨時溝通學(xué)生的學(xué)習生活情況，共同應(yīng)對學(xué)生當前存在的問題。其二，增加農(nóng)村財政經(jīng)費投入力度，促進鄉(xiāng)村振興，增加農(nóng)村地區(qū)學(xué)生的家庭經(jīng)濟資本與文化資本。受歷史和地理環(huán)境等方面的影響，農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，學(xué)生家庭的生活水平相對較差，政府部門和社會各界應(yīng)對農(nóng)村學(xué)生的生活和學(xué)習情況給予更多關(guān)注，在提高農(nóng)村學(xué)生家庭物質(zhì)水平的基礎(chǔ)上，增加對家庭文化資本的關(guān)注，可通過村委會組織村民開展宣傳教育等方式，提高農(nóng)村地區(qū)家庭教育的意識，幫助農(nóng)村地區(qū)的父母轉(zhuǎn)變較為落后的思想觀念，增進親子之間的交流與溝通。其三，關(guān)注農(nóng)村地區(qū)家校合作開展情況，通過組織學(xué)習、調(diào)研視察等方式，幫助農(nóng)村家庭與學(xué)校有效開展家校合作。針對調(diào)研數(shù)據(jù)分析中農(nóng)村學(xué)生在接受家校合作后學(xué)業(yè)壓力增加的情況，需要反思農(nóng)村地區(qū)的學(xué)校和父母雙方是否正確開展了家校合作，家校合作的目的是否能真正實現(xiàn)，杜絕形式化主義、片面化傾向。同時學(xué)校教師需要做好學(xué)生的思想溝通工作，讓學(xué)生認識到家校溝通的本質(zhì)是為其提供更好的學(xué)習生活環(huán)境，讓學(xué)生能夠真正接納與認可。