1. 引言
中国教育改革以及“双减”政策的推出，使得培养并提高中学生的学习主动性成为了素质教育的重要目标之一(林少惠，2016)。研究者发现，作为激发学生积极主动学习的动力因素之一，学习者的学习主动性水平的高低是影响其学习质量和效率的重要因素之一，它对学习起着唤醒、引导、维持和调节的功能(陆云等，2016)。学习主动性是指学生心里牵引学习动机的一种机制，其作用是激发学生积极主动地、长期地发起并进行学习活动(林少惠，2020)。
父母教养方式是指在日常生活中，家长对儿女的养育和教育所呈现的趋近固定化的特征和模式(Darling & Steinberg, 1993)。它是父母传递给儿女的态度、情感氛围和养育观念的综合体现(Thimm, 2010)。根据家庭系统理论，家庭因素和父母的协助对儿女的影响非常大(Bronfenbrenner, 1979)。子女的学习目标和思维模式容易受到家长的启发和影响(Ngesu & Atieno, 2019)。过去的研究显示，父母的教养方式会极大地影响儿女的学习主动性(Yang & Zhao, 2020)。另外，积极的教养方式能够显著地正向预测学生的学习表现和成绩，而消极的教养方式却恰恰相反(Seng et al., 2016; 谢云天等，2022)。
自我效能感是一种对于自己能够完成一件事情或达到个人目标的自信程度(Bandura et al., 1986)。本研究对学习相关的自我效能感进行了问卷调查，并将其称为“学业自我效能感”。
中国现有的关于学习主动性的研究大多集中在中学生对某一学科的学习主动性上，而且大多是定性研究(张嘉伟，2013)。很少有研究将学习主动性作为因变量进行定量分析，而且已有的定量研究主要集中在大学生身上，对中学生的关注较少(孙向超，2020)。同时，以往关于学习主动性的研究更多地是集中在教师在“教”上的单科提高策略、培养探究，以及课堂形式和教学模式对学习主动性的影响(赖焕明，2016；王峰等，2022)。然而，家庭因素、父母教养方式在影响学习主动性方面的作用却很少得到研究者的关注。特别是缺乏探索自我效能感在其中可能产生的中介作用。
总之，提高中学生的学习主动性具有很强的实践和理论价值。本研究在家庭系统理论和自我效能感理论的基础上。将初高中生作为研究对象，探讨了“父母教养方式”和“学业自我效能感”对中学生“学习主动性”的影响及其相互关系。以及学业自我效能感在父母教养方式和学习主动性之间是否存在中介作用。拟从中得出怎样的父母教养方式有利于提高儿女的学习主动性的结论。
研究假设：1) 父母的教养方式可以很大程度地预测学生的学业自我效能感和学习主动性水平。2) 消极的父母教养方式会导致子女的学习主动性水平较低。3) 积极的父母教养方式可以通过“学业自我效能感”的中介作用间接提高中学生的“学习主动性”。
2. 对象与方法
2.1. 被试
本研究利用方便抽样的方法，在上海市、安徽省、湖北省三地的初、高中生中选取11~18岁的中学生作为被试。共发放问卷315份，收回有效问卷292份(92.7%)。其中女生183人(62.6%)，男生109人(37.3%)；高中生255人(87.3%)，初中生37人(12.6%)。72.9%的参与者表示在家中主要辅导学习的是他们的母亲。此外，45.5%的参与者是家中的独生子女。
2.2. 研究工具
1) 人口学信息问卷。该问卷调查了参与者的性别、年级、兄弟姐妹的数量、在班级的学习成绩水平、以及父母的婚姻状况和学历水平。这份问卷还询问了被试在家里的学习纪律主要由谁监督，这表明父母哪一方在家里辅导孩子的学业。本研究所做的父母教养方式的调查，只针对学生所选择的主要学习辅导者。
2) 简式父母教养方式量表(S-EMBU)。该量表由Arrindell等人编制，并由蒋奖等人修订，共21个项目，包括拒绝(6题)、情感温暖(7题)和过度保护(8题)三个维度(Arrindell et al., 1999; 蒋奖等，2010)。在本研究中，视情感温暖为一种积极的教养方式，视拒绝和过度保护均为消极的教养方式。采用1 (从不)~4 (总是)李克特4点评分，计算每个维度的标准分。本研究中该量表以上三个维度的内部一致性Cronbach’s α系数分别为0.837、0.876和0.759。
3) 学习主动性量表。该量表由林少惠编制，共19个项目，从学习意义感、学习归因、学习效率感、学习维持和学习调整五个维度对中学生的学习主动性进行评分(林少惠，2016)。采用1 (完全不符合)~5 (完全符合)李克特5点计分，量表总分数越高，说明学习主动性水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.915。
4) 学业自我效能感量表
该量表由Pintrich和De Groot编制，并由梁宇颂修订，共11个项目组成的一个中学生对自我学习能力的效能感的自评量表(Pintrich & De Groot, 1990; 梁宇颂，2000)。采用1 (非常不同意)~5 (非常同意)李克特5点计分。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.931。
2.3. 数据分析
用SPSS 25.0和Process进行数据统计、差异性检验、Harman单因素共同方法偏差检验、皮尔逊相关、回归分析、Bootstrap法中介模型和效应检验(Hayes, 2017)。排除了数量有限没有遵循指示填答的问卷(0.6%, n = 2) (Young et al., 2013)。回答时间少于平均值的答卷(6.7%, n = 21)也被剔除。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差检验
在SPSS软件中进行Harman单因子同源偏差检验。结果表明，在未经旋转的主成分因子分析中，得出了9个特征值超过1的因子，并且其中的第一个因子解释的变异量为27.97% (小于40%)。因此，尽管本研究的样本数据都是来自学生的自我报告，但是并没有出现严重的同源偏差问题，可以进行后续进一步的分析。
3.2. 学习主动性在人口学变量上的差异检验
通过对中学生学习主动性在“性别”、“年级”、“是否为独生子女”和“辅导孩子学习者”几个因素上进行显著性差异检验。结果发现，中学学习主动性在“年级”和“是否为独生子女”上存在显著性差异(t = 3.23, P = 0.00; t = 2.51, P = 0.01)，在“性别”和“辅导孩子学习者”上不存在显著性差异。其中初中生得分(65.54 ± 15.53)高于高中生得分(59.98 ± 11.59)；“独生子女”得分(60.05 ± 12.88)高于“非独生子女”的得分(56.40 ± 11.88)；女生得分(58.40 ± 10.38)高于男生的得分(57.49 ± 15.36)。见表1，父母的婚姻状况对子女学习主动性有显著性影响；在班中成绩水平不同的学生，学习主动性水平有显著性差异。其中父母离异的家庭，学生的学习主动性水平显著低于父母已婚和丧偶的家庭；在班中学习成绩中等偏上的学生，其学习主动性水平显著高于成绩中等及以下的学生。
Table 1. One-way ANOVA on participants’ demographic variables and learning initiative
表1. 被试人口统计学变量与学习主动性单因素方差分析
3.3. 学业自我效能感在人口学变量上的差异检验
在“性别”、“年级”和“是否为独生子女”三个因子上，分别用独立样本t检验，对学业自我效能感进行了分析。结果显示，学业自我效能感在以上三个因素上均存在显著的差异(t = 2.10, P = 0.04; t = 2.46, P = 0.02; t = 3.21, P = 0.00)。其中男生得分(38.17 ± 8.11)高于女生得分(36.25 ± 6.47)；初中生得分(40.41 ± 9.39)高于高中生得分(36.47 ± 6.67)；独生子女得分(38.43 ± 7.49)高于非独生子女得分(35.74 ± 6.67)。见表2，父母学历水平不同、在班级中学习成绩水平不同的学生，其学业自我效能感水平均存在显著差异。其中，父母的最高学历为高中及以下的，其子女学业自我效能感显著低于父母学历为本科的学生；而在班中学习成绩处于中下位的学生，他们的学业自我效能感明显低于成绩为中等水平的学生，后者又明显低于成绩在班里中等偏上水平的学生。
Table 2. Analysis of variance between demographic variables and academic self-efficacy
表2. 人口学变量与学业自我效能感方差分析
3.4. 父母教养方式在人口因素上的差异检验
以“性别”、“年级”和“独生子女”三个因子为变量，分别对父母教养方式进行t检验，发现不同性别、独生子女和非独生子女的过度保护水平存在差异(t = −2.03, P = 0.04; t = 2.24, P = 0.03)，而情感温暖则在“年级”和“是否为独生子女”上存在显著性差异(t = 2.41, P = 0.02; t = 3.75, P = 0.00)。其中父母对“独生子女”的过度保护得分(2.25 ± 0.55)和情感温暖得分(2.85 ± 0.63)都显著高于对“非独生子女”的得分(2.12 ± 0.48; 2.56 ± 0.66)；父母对女生过度保护得分(2.23 ± 0.54)高于男生的得分(2.10 ± 0.47)；父母对初中生情感温暖得分(2.94 ± 0.77)高于高中生得分(2.66 ± 0.64)。见表3，婚姻状况和学历水平不同的父母采取的教养方式存在显著性差异，其中，已婚父母采取情感温暖的教养方式多于离异和再婚的父母，同时前者采取拒绝的教养方式少于后者；父母是高中及以下学历的，倾向于采取情感温暖少于本科学历的家长；而研究生学历的家长则倾向于采取过度保护多于本科及以下学历的家长。在班中学习成绩不同的学生其家长采取的教养方式亦存在显著性差异，其中成绩为中等偏上水平的学生的父母比起成绩为中等及以下水平的学生的父母，更倾向于采取情感温暖多且拒绝少的教养方式。
Table 3. Analysis of variance between parenting styles and demographic variables
表3. 父母教养方式与人口学变量的方差分析
3.5. 父母教养方式、学习主动性、学业自我效能感的相关分析
各变量间的相关关系如表4所示。结果显示，情感温暖与学业自我效能感有0.41的相关性，说明中学生学业自我效能感与其父母教养方式——情感温暖维度存在显著的正相关，但与拒绝、过度保护的维度之间存在着明显的负相关。拒绝与过度保护两者是显著正相关的。
此外，学业自我效能感与学习主动性有明显的正相关。父母的情感温暖程度与学生的学习主动性有显著的正相关(0.47)，而拒绝和过度保护程度与学生的学习主动性有显著的负相关。
Table 4. Mean, standard deviation and correlation of each variable (N = 292)
表4. 各变量的平均值、标准差和相关性(N = 292)
注：*表示P < 0.05，**表示P < 0.01，***表示P < 0.001，下同。
3.6. 三种父母教养方式与学业自我效能感对学习主动性的回归分析
采用父母教养方式(“拒绝”、“情感温暖”和“过度保护”)的标准分和“学业自我效能感”问卷的得分作为自变量，以学生的学习主动性问卷的得分为因变量，进行回归分析。见表5，情感温暖型教养方式是学生学习主动性的一个显著预测因素。三种父母教养方式可以解释学习主动性的21.5%变化原因。加入中介变量“学业自我效能感”后，R2值由0.215上升到0.438，代表“学业自我效能感”可对“学习主动性”产生22.3%的解释力度(F = 57.70, P = 0.000)。具体来说，情感温暖维度能够显著和积极地预测学生的学习主动性。拒绝和过度保护对学生的学习主动性没有显著的预测作用。
Table 5. Regression analysis of parenting style on learning initiative and academic self-efficacy
表5. 父母教养方式对学习主动性和学业自我效能感的回归分析
3.7. 学业自我效能感的中介效应检验
在上述回归分析的基础上，加入“学业自我效能感”的得分作为中介变量，创建了三个中介模型。利用Process程序中的模型4探索“学业自我效能感”对“学习主动性”和“父母教养方式”的中介作用。如图1所示，情感温暖的教养方式对学习主动性有显著的直接作用，其标准化估计路径系数为8.37 (P < 0.01)。情感温暖维度对中学生的“学业自我效能感”存在着显著的正向预测作用(B = 4.01, t = 5.82, P < 0.01)，而后者又对中学生的学习主动性有正向预测作用(B = 0.90, t = 10.73, P < 0.01)。与此相反的是，拒绝、过度保护对学习主动性和学业自我效能感均没有明显的影响。
由此可知，情感温暖可以通过学业自我效能感而间接且显著地影响学习主动性，而且情感温暖对学习主动性的直接影响始终显著。所以，“学业自我效能感”在“父母教养方式——情感温暖”对“学习主动性”的影响中起到了显著的部分中介作用，95% Bootstrap CI为[0.12, 0.27]，不包括0。所以，其直接效应(4.75)和中介效应(3.62)分别占总效应的56.76%和43.24%。
Figure 1. Model diagram of the mediating effect of academic self-efficacy on the emotional warmth dimension of parenting style and learning initiative (standardized)
图1. 学业自我效能感对父母教养方式情感温暖维度和学习主动性的中介作用模型图(标准化)
4. 讨论与建议
4.1. 研究的主要发现
研究发现，辅导孩子学习的是父亲还是母亲对子女的学习主动性水平无显著性差异，因此本研究在对父母教养方式的研究上不特意区分父亲和母亲，数据均采用来自学生选择的在家主要辅导他们学习的一方。研究发现，“学业自我效能感”以及“父母教养方式”中的过度保护和情感温暖水平均在“性别”上明显不同，与以往研究结果相符；其中父母对女生的过度保护程度高于男生，而女生在“学业自我效能感”上的得分则普遍低于男生(杨青松，2022；李宇鹏，2021)。这可能与男女生的性格差异有关系，男生普遍对自己的学习能力比较自信，而女生获得的父母关怀更多，因此更容易产生依赖性。其次，学业自我效能感、中学生学习主动性和父母教养方式的过度保护、情感温暖维度均在“年级”和“是否为独生子女”上差异显著，这与已有研究相符；其中父母对初中生情感温暖多于高中生，初中生的“学业自我效能感”得分和“学习主动性”得分均高于高中生(陶言强，周相宜，2016)。因为随着年龄的增长，青少年会变得越发独立，父母与青少年之间的边界感会愈发明显，在青春期双方关系甚至可能会伴有些许矛盾，父母可能对于高中生不如初中时期那样注重情感呵护。且初中生可能由于学业压力和课程难度较小，所以他们的学业自我效能感水平较高中生相比明显更高，同时这也导致了更高的学习主动性。由此可知，高中生的学习主动性是有待提高的。
首先，父母对于独生子女的过度保护和情感温暖要胜于非独生子女，而独生子女相应的“学业自我效能感”和“学习主动性”上的得分也都明显高于非独生子女，父母对于独生子女的过度保护和情感温暖要胜于非独生子女，而独生子女相应的“学业自我效能感”和“学习主动性”上的得分也都明显高于非独生子女，这与已有研究一致(吴曼曼，2021)。这可能是因为多子女的家长无法把精力集中在一个孩子身上，注意的分散导致非独生子女可能受到轻视或者忽略。相反，对于独生子女而言，集父母宠爱和关注于一身已成为常态，他们几乎是家庭的中心，在多方鼓励表扬和正向启发引导下成长，更容易对学习产生主动性且从中获得自我效能感。非独生子女在家中从父母那获取的关爱可能没有独生子女多，因为父母会更加严厉地对待他们，甚至存在区别对待，而忽视了某些子女的情感需求，不利于学生学习主动性的培养。此外，婚姻状况不同的父母采取的教养方式对子女学习主动性的影响存在显著性差异，与前人研究一致(周薇，2012)。研究发现，已婚父母比离异、再婚的父母更倾向于采取情感温暖的教养方式，更少采取拒绝的教养方式。而已婚和丧偶的家庭，学生的学习主动性水平显著高于父母离异的学生。这可能是因为稳定的家庭结构能够、父母融洽关系对于子女来说具有正向的促进作用，能使子女人格特质更加稳定；离异家庭产生的冲突与矛盾可能在一定程度上影响子女聚焦于学业上的专注度和个人情绪。在已婚家庭中成长的学生受到的情感温暖较多，拒绝较少，学习主动性也较高，而父母的离异会在一定程度上减少对孩子的情感温暖。
其次，在班上学习成绩相异的学生，其父母采取的教养方式差异明显，与前人研究相符(Chen & Shi, 2016)，成绩为中等偏上水平的学生父母比起成绩为中等及以下水平的学生父母，倾向于采取拒绝少且情感温暖多的教养方式。在班上成绩处于中上水平的学生的学业自我效能感比中等水平的学生明显要高，后者又显著高于成绩为中等偏下水平的学生。在班中学习成绩中等偏上的学生，要比成绩中等及以下的学生学习主动性水平高。父母采用的教养方式在某一程度上影响了子女在学业上的自我效能感，在情感温暖下父母对于子女的鼓励和肯定容易激发子女在学习能力和学习行为上的效能感，进而提升学习主动性。成绩越好，在班级竞争中获得的效能感和主动性越强，与父母情感温暖教养方式构成良性循环，较拒绝的教养方式相比更稳定，不易被打破。
这些结果都验证了研究假设，情感温暖有利于提高中学生的学业自我效能感和学习主动性，而拒绝不利于学习主动性的养成。而且中学生学习主动性在“性别”上不存在显著性差异。在当今社会环境中，男女差异缩小，在家庭中占据平等地位。家庭环境地位在一定范围内差异并不显著，且本研究抽取样本时，样本基本处于相同经济发展区域，接受的教育环境也无太大差异，发展情况大致相似。且高中阶段，男女生在学业发展过程中获得的关注和自信程度差异并不明显。因此，男生女生之间的学习主动性差异并不显著。男生和女生学习主动性的差距在高中阶段比初中阶段小，均高于统计学上的中等水平，但仍有很大的提升空间。
此外，与假设相符的是，中学生的“学习主动性”与“学业自我效能感”之间存在着显著的正相关，二者都与“父母教养方式——情感温暖”存在着显著的正相关关系，而与拒绝、过度保护维度则表现出显著的负相关。本研究提供了关于父母教养方式如何以及为什么会影响中学生学习主动性的证据，验证了“学业自我效能感”在两者间起到的中介作用。研究发现，“学业自我效能感”在“父母教养方式”中的情感温暖维度和“学习主动性”之间，起着显著的部分中介作用。然而，拒绝和过度保护维度通过学业自我效能感对学习主动性的中介作用并不明显。可能是因为只有4.1% (n = 12)的参与者报告说他们的父母采取了拒绝的教养方式。由于样本太小，该数据可能不具有代表性。另一个原因可能是，拒绝的强度不够显著，不足以引起学习主动性的降低。
4.2. 本研究的创新点
这些发现表明，父母采取不同的教养方式会对中学生的学习主动性产生重要的影响作用。“情感温暖”的教养方式对中学生的“学习主动性”和“学业自我效能感”的培养起到了促进的作用，而拒绝和过度保护则不利于中学生学习主动性的培养和提高。一个可能的解释是，情感温暖使学生感受到更多的关注和支持，帮助学生发展自信心，从而产生较高水平的学业自我效能感，并提高了学习主动性。反之，拒绝、过度保护的教养方式则大大限制了学生自我效能感的增长，会使学生丧失学习的兴趣，进而使其安于现状、自暴自弃。同时，这些发现与前人的研究相符，发现积极的教养方式，包括高水平的情感温暖，与低水平的学术疲劳和倦怠有关，而涉及拒绝、过度保护的消极养育方式则相反(Chen & Shi, 2016)。因此，父母应该采取更多情感温暖的教养方式，以提高孩子的学习主动性。
国内外有关学习主动性的定量研究都较少，以往也没有研究在父母教养方式和中学生学习主动性之间建立中介模型，大多研究是关于学习动机的。基于我们的假设，学习主动性和学习动机的定义是存在差别的。“学习动机”包括外在和内在两类，其重点是对学生为什么需要学习以及他们学习行为的目的进行研究。同时“学习主动性”也有别于“学习自主性”，有关学习自主性的研究关注的是学生是否有规划地去搜集和利用课外资源，来帮助自己更好地掌握课内知识，侧重于学生的自学能力和学习规划意识。
4.3. 本研究的不足
首先，对父母教养方式的研究依赖于孩子们对他们所接受的教养方式的自我报告，而不是要求父母描述他们所提供的教养方式，这可能存在学生产生的主观性偏见。未来的研究可以探讨父母报告的教养方式与孩子感知的教养方式之间的差异，以及这两个因素对学习主动性的影响是否存在差异。后续研究应使用各种措施，如行为观察和访谈。其次，本研究使用了一个较小的样本，这限制了研究的普遍性和可复制性。参与研究的学生可能不代表中国所有的学生。进一步的研究可以使用更大的样本来复制本研究的结果。
4.4. 研究的现实意义
本研究的出发点是，孩子的学习主动性是中国家长广泛担心的一个问题。学习主动性主要是指学生在家里自觉主动地复习和巩固在学校学到的知识，高效地按时完成课后作业的行为。在当前“双减”的大背景下，学习主动性的高低直接关系到学生在家的学习效率和质量，对学生的学业成绩而言有重要影响。提高学生的“学习主动性”，可以有效帮助学生将学习当作一件愉快有益的事，而不是一个负担，从而提高学生的学习自觉性和学习效率，帮助学生做到真正的减负。
本研究发现，父母的情感温暖在学生的成长过程中，对其形成学习意识和学习主动性行为起着至关重要的作用。然而，研究人员发现，中国父母表现出的情感温暖比美国父母少(Wu et al., 2002)。但同时，我们在日常生活中经常听到许多父母抱怨道，他们的孩子缺乏学习主动性和对学习的热爱。因此，本研究让父母认识到他们自身以及他们施予孩子的教养方式都对学习态度具有重要影响，希望能借此帮助他们将教养方式转变为情感温暖方面，从而提高学生的学习主动性。
5. 结论
综上所述，本研究发现，父母的过度保护不利于培养和提升子女学业自我效能感，鉴于其对学习主动性有明显的直接作用，因此要想提高子女的学习主动性，其父母应该谨慎地对子女采取限制行为的教养方式，而是提供更多的情感方面的支持与温暖关怀，对于较年长的高中生也不能忽视情感温暖的重要性。
研究得出如下主要结论：① “学业自我效能感”对“父母教育方式”和“学习主动性”存在部分中介作用。② 积极的“父母教养方式”如情感温暖等，可以提高中学生的“学业自我效能感”和“学习主动性”。因此，父母为其子女提供更多的情感温暖是很重要的。然而在父母离异、再婚以及非独生子女家庭中成长的中学生，其父母采取情感温暖的教养方式普遍较少并有待提高，这是各位家长需要注意的。
NOTES
*共第一作者。
#通讯作者。