家庭累积风险与中学生学习投入的关系：自我效能感的中介作用

Relationship between Cumulative Family Risk and Student Engagement among Middle School Students: The Mediating Role of Self-Efficacy

摘要: 聚焦自我效能感在家庭累积风险与中学生学习投入关系中的作用机制，采用家庭累积风险问卷、一般自我效能感量表和学习投入问卷对554名中学生进行调查。结果发现：(1) 家庭累积风险与自我效能感、学习投入均显著负相关，自我效能感与学习投入呈显著正相关；(2) 家庭累积风险显著负向预测中学生学习投入；(3) 自我效能感在家庭累积风险与学习投入的关系中起部分中介作用。研究结果启示教育工作者关注青少年家庭风险，帮助其培养积极的心理品质，提升青少年自我效能感水平以提高其学习投入。

Abstract: Focusing on the role of self-efficacy in the relationship of cumulative family risk and student engagement of middle school students, 554 middle school students were investigated using the Cumulative Family Risk Questionnaire, the General Self-Efficacy Scale and the Student Engagement Questionnaire. The results showed that: (1) There was a significant negative correlation between cumulative family risk and self-efficacy and student engagement, and a significant positive correlation between self-efficacy and student engagement; (2) The cumulative family risk significantly negatively predicted the student engagement of middle school students; (3) Self-efficacy played a mediating role in the relationship between cumulative family risk and student engagement. The results of the current study suggest that educators should pay more attention to the cumulative family risk factors of adolescents, help them cultivate positive psychological qualities, improve their self-efficacy and improve their student engagement.

1. 引言

学习投入(student engagement)是一种与学习相关的积极、充实的精神状态(Schaufeli et al., 2002)，在促进学生积极发展方面起着关键作用。高学习投入的学生表现出较少的不良行为和消极情绪，心理健康水平更高(Fredricks et al., 2019; Henry et al., 2012; Li & Lerner, 2011)。他们对学校和生活的满意度更高，并且能更好地适应课堂环境(Lewis et al., 2011; Skinner & Pitzer, 2012)。Wong等人(Wong et al., 2024)的元分析进一步表明，学习投入与学习成绩(r = 0.33)和主观幸福感(r = 0.35)密切相关。

家庭是影响青少年的心理行为发展的近端因素(Bronfenbrenner & Morris, 2006)，家庭环境及父母行为对儿童青少年的学习投入具有重要影响。例如，低家庭社会经济地位(石雷山等，2013)和消极教养方式(岳鹏飞等，2022)显著负向预测青少年的学习投入。以往研究大多关注单一风险对学习投入的影响。然而，家庭风险的发生具有共发性，并且可能具有累加效应，即单一风险可能并不会影响个体发展，但多个风险因素的累加往往会导致个体发展的负面结果(Evans et al., 2013)。实证研究发现，累积生态风险对学业适应产生消极影响(谭千保等，2022)，且容易引发学习倦怠(陈建文等，2022)。因此，探讨家庭累积风险对中学生学习投入的作用及其机制，有助于深入揭示家庭风险与中学生学习投入的关系。

自我效能感(self-efficacy)可能是家庭累积风险对中学生学习投入的重要解释机制。一方面，家庭(例如，家庭结构、家庭资本、家庭环境等)是自我效能感发展的重要背景因素(Schunk & DiBenedetto, 2022)。与单亲家庭的孩子相比，来自完整家庭的个体报告的自我效能感水平更高(Kurtz & Derevensky, 1993; Long et al., 1987)。根据社会认知理论，当家庭中有能引起和保持青少年兴趣的活动和材料，并提供可实现的挑战时，他们就会更有动力去学习(Schunk & DiBenedetto, 2020)。拥有更高学历和更多社会关系的父母更重视教育，他们鼓励孩子参加更多的校园和校外活动，从而增强自我效能感和校园参与感。相反，家庭经济资源短缺的学生则缺乏提供深入学习动力基础的优质教育资源和教育经验(Conger & Donnellan, 2007)。此外，高质量的父母关系能够营造温暖、支持的家庭氛围，缓解由外在环境导致的焦虑，从而提升孩子的自我效能感(Cutrona et al., 1994)。另一方面，自我效能感可能会影响学习投入。作为个体在学习或其他活动中对其能力的感知(Bandura, 1977, 1997)，自我效能感会影响活动选择、努力程度和成就。研究表明，自我效能感较高的学生往往会积极参与学习活动、主动设定学习目标、使用有效的学习策略，并创造支持性环境以提高学习效率(Usher & Schunk, 2018)。因此，本研究提出，家庭累积风险可能通过自我效能感影响学习投入水平，即自我效能感在二者关系中起中介作用。

综上所述，本研究拟以中学生为研究对象，聚焦家庭累积风险与其学习投入的关系及自我效能感在二者间的作用。提出以下假设：(1) 家庭累积风险负向预测学习投入；(2) 自我效能感在家庭累积风险与学习投入的关系中起中介作用。

2. 研究方法

2.1. 研究对象

选取广西某中学的学生为调查对象，发放问卷580份，回收有效问卷553份，有效率为95.3%。其中，研究对象的平均年龄为15.33岁(SD = 1.85)，男生221人(40%)，女生332人(60%)。初一87人(15.7%)，初二91人(16.5%)，初三97人(17.5%)，高一86人(15.6%)，高二104人(18.8%)，高三88人(15.9%)。

2.2. 研究工具

2.2.1. 家庭累积风险问卷

参照以往研究(李董平等，2016；熊俊梅等，2020)，选取了5个与学习投入相关的家庭风险因素。

(1) 家庭所在地。使用一个项目测量(“你的家庭所在地是”)。选择“农村”或“乡镇”编码为1 (有风险)，其余编码为0 (无风险)。

(2) 父母受教育程度。使用2个项目测量(“你父亲/母亲的文化程度？”)。本研究96%中学生的家庭所在地位于村屯、乡镇及县城，考虑在农村只是普及义务教育，因此将父母一方的学历为小学或小学以下即编码为1 (有风险)，其余编码为0 (无风险)。

(3) 父母职业。使用2个项目测量(“你父亲/母亲的职业？”)，父母有任何一方是无业或下岗失业就编码为1 (有风险)，其余编码为0 (无风险)。

(4) 家庭社会经济地位。采用家庭富裕量表(The Family Affluence Scale, FAS; Currie et al., 1997)测量。该量表广泛应用于衡量儿童和青少年的家庭社会经济地位，具有良好的信效度。该量表共4个条目，例如，“你拥有属于自己的卧室吗？”、“在过去的12个月中，你和家人出去旅行了几次？”等。得分越高表明家庭社会经济地位越高。本研究的Cronbach’s α系数为0.61。将家庭社会经济地位得分低于或等于第25百分位数的编码为有风险的被试编码为1 (有风险)，其余编码为0 (无风险)。

(5) 家庭冲突。费立鹏等人(费立鹏等，1991)翻译修订的《家庭环境量表(FES-CV)》(Moos, 1994)中的家庭矛盾性因子量表测量。该量表共9题，采用2点计分(1表示“否”，2表示“是”)以测量被试家庭成员之间公开表露愤怒、攻击和矛盾的程度(“有时家庭成员发怒时摔东西”)，得分越高代表家庭矛盾性越高。原量表的Cronbach’s α系数为0.67，本研究中，Cronbach’s α系数为0.63。将家庭冲突得分高于或等于第75百分位数被试编码为1 (有风险)，其余编码为0 (无风险)。

将所有研究对象经过编码后在家庭所在地、父母受教育程度、父母职业、家庭社会经济地位、家庭冲突等家庭风险因素的得分相加，即得到家庭累积风险指标。

2.2.2. 自我效能感

采用Schwarzer等人(Schwarzer et al., 1997)编制，王才康等人(王才康等，2001)翻译修订的一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale, GESE)。该量表共有10道题目，采用4点评分(1 = 完全不正确，4 = 完全正确)。计算项目均分作为量表得分，得分越高表明自我效能感越强。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数分别为0.87。

2.2.3. 学习投入

采用Schaufeli等人(Schaufeli et al., 2002)编制，方来坛等人(方来坛等，2008)修订的学习投入问卷评定与学习的有关体验的频率。该量表由活力、奉献、专注三个维度组成，共17个项目，采用7点计分(1 = 从来没有，7 = 每天/总是)。将项目均分作为问卷得分，得分越高表明个体学习投入越高。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.94。

2.3. 施测过程及数据处理

本研究以班级为单位进行纸质问卷团体施测。获取被试知情同意之后，由该校心理健康专任教师为主试，测试时间约为20分钟。施测开始前，主试统一解释说明问卷指导语并强调调查研究的保密性，请被试根据自身实际情况及真实想法作答。对于问卷题目有疑问的个别同学进行讲解，施测结束后主试现场收回问卷。

纸质版问卷使用EpiData 3.1软件录入并导入Excel 2016中进行原始数据计算、转化等预处理操作，再通过SPSS 27.0及Mplus 8.3对数据进行分析与处理。

3. 结果

3.1. 共同方法偏差

本研究采用自我报告收集数据，可能会导致变量间产生虚假相关，进而影响测量的效度(周浩，龙立荣，2004)。因此，在问卷编排阶段将问卷分别进行编排、对部分项目采用反向计分，并在下一步分析前采用Harman单因素检验法对所有题目进行探索性因子分析。Harman单因素检验结果显示，特征值大于1的因子共9个，首因子解释的变异量为24.04%，小于40%的临界标准，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2. 各变量的描述性统计和差异检验

描述性统计表明，92.9%的中学生至少经历了一项家庭风险(514人)，经历了2~3个家庭累积风险中学生的比例为63.5% (351人)。同时也有13.5%的中学生经历了4~5个家庭累积风险(75人)。

采用独立样本t检验各变量在性别间的差异(见表1)，结果显示，男生的自我效能感显著高于女生。

Table 1. Descriptive statistics and student’s t tests for research variables

表1. 各变量的描述性统计及t检验

项目	总体 (M ± SD)	性别(M ± SD)		t
		男生 (n = 221)	女生 (n = 332)
家庭累积风险	2.30 ± 1.12	2.25 ± 1.10	2.34 ± 1.13	−0.91
自我效能感	2.27 ± 0.59	2.48 ± 0.63	2.14 ± 0.52	6.85^***
精力	3.95 ± 1.08	4.04 ± 1.16	3.89 ± 1.01	1.62
动机	4.48 ± 1.17	4.61 ± 1.24	4.39 ± 1.12	2.11^*
专注	4.19 ± 1.15	4.23 ± 1.18	4.16 ± 1.12	0.66
学习投入	4.19 ± 1.04	4.28 ± 1.10	4.13 ± 0.99	1.58

注：^*表示p < 0.05，^**表示p < 0.01，^***表示p < 0.001，下同。

3.3. 相关分析

家庭累积风险与各变量均显著负相关，而自我效能感、精力、动机、专注与学习投入呈两两显著正相关，表明适合进行下一步中介分析(见表2)。

Table 2. Correlation analysis

表2. 相关分析

	1	2	3	4	5	6
1. 家庭累积风险	1
2. 自我效能感	−0.20^***	1
3. 精力	−0.17^***	0.40^***	1
4. 动机	−0.19^***	0.45^***	0.77^***	1
5. 专注	−0.16^***	0.38^***	0.76^***	0.77^***	1
6. 学习投入	−0.19^***	0.44^***	0.92^***	0.91^***	0.92^***	1

3.4. 自我效能感的中介效应检验

根据中介效应模型检验方法(温忠麟，叶宝娟，2014)，以家庭累积风险作为自变量，自我效能感作为中介变量，学习投入作为因变量进行模型检验。其中，学习投入作为潜变量包括精力、动机和专注三个观测变量。中介模型各指数表明模型拟合良好(χ² = 8.28, df = 4, CFI = 0.997, TLI = 0.991, RMSEA = 0.022)。使用偏差校正百分位Bootstrap检验方法(重复取样5000次)检验中介变量的显著性，结果显示(见图1)，家庭累积风险显著负向预测自我效能感(β = −0.203, p < 0.001)、学习投入(β = −0.111, p < 0.05)，自我效能感显著正向预测学习投入(β = 0.448, p < 0.001)。

中介效应量分析如表3所示，家庭累积风险影响学习投入的总效应值为−0.202，其中直接效应值为−0.111，自我效能感在家庭累积风险和学习投入关系中的中介作用效应值为−0.091，Bootstrap 95%置信区间不包含0 (−0.129, −0.056)，表明中介效应显著。直接效应占总效应的54.95%，间接效应占总效应的45.05%。

Figure 1. The mediating model

图1. 中介模型

Table 3. Mediator effect size analysis

表3. 中介效应量分析

效应	效应值	Boot标准误	Boot CI下限	Boot CI上限	相对中介效应
总效应	−0.202	0.047	−0.293	−0.108
直接效应	−0.111	0.044	−0.194	−0.023	54.95%
间接效应	−0.091	0.019	−0.129	−0.056	45.05%

注：Boot标准误、Boot CI下限和Boot CI上限分别指通过偏差矫正的百分位Bootstrap法估计的间接效应的标准误差、95%置信区间的下限和上限。

4. 讨论

本研究发现，个体面临的家庭生态风险因素是以累加的模式影响个体发展。在所测量的群体中，92.9%的中学生至少经历了一项家庭风险，经历了2至3个家庭累积风险的中学生比例为63.5%。这表明有必要关注中学生经历的家庭累积风险，以识别对其发展的重要风险因素，从而进行针对性的干预。

差异检验结果显示，男生的自我效能感比女生高，这与楚啸原等人的研究结论一致(楚啸原等，2019)。这可能与男女的培养方式有关。女生通常会受到更多的监督与约束(贾晓珊等，2022)，这使得她们对权威保持顺从态度(李蓓蕾等，2022)，在发现自身能力不足时，女生更可能放弃既定目标，由此产生的挫败感和无助感也较男生多，故其自我效能感比男生低。同伴之间的互动也可能是导致男女生自我效能感差异的一个重要因素。在青春期的社会化进程里，儿童青少年依据性别形成同性同伴群体(Thorne, 1993)。在这些群体中，不同的性别文化得以形成。例如，男生的同伴群体通常会更强调主导性行为(Thorne & Luria, 2001)，这种环境为男生提供了更多直接获得成功经验的机会。与此同时，在群体中观察到同伴的成功，也让男生能够积累更多间接经验，从而进一步增强他们的自我效能感。

本研究发现，家庭累积风险显著负向预测中学生的学习投入。根据Ellis等人(Ellis et al., 2009)的观点，累积风险反映了发展环境资源的匮乏和环境的不可预测性(李董平等，2016)。家庭是儿童青少年发展的必要环境，如果生存环境面临较多不利风险因素，会影响其认知和社会情感发展(Aber et al., 2012)，进而降低其学习投入。另外，家庭环境的不可预测和无结构化意味着在学习过程中缺少必要的监督和指导(李董平等，2016)。例如缺少父母在学业上的沟通和参与。以往研究发现，父母的学业参与能够帮助孩子制定合理的学习时间管理和解决问题的策略，是学习投入的重要预测因子(Moroni et al., 2015)。

自我效能感在家庭累积风险与学习投入的关系中起部分中介作用，即家庭累积风险通过降低个体自我效能感，进而降低学生在学习中的投入水平。该中介路径占总效应的45.05%，说明自我效能感是家庭累积风险和学习投入关系中的重要解释机制。具体而言，研究表明，家庭累积风险会降低青少年的自我效能感。家庭资源匮乏代表着孩子缺乏做感兴趣项目的资源(例如阅读资源、外语资源；Weiser & Riggio, 2010)。累积风险高的家庭中，家长承受更高的经济压力，疲于应对生活中的各种挑战，更容易出现心理及行为失调，采取消极的教养方式，孩子缺乏鼓励，进而降低其应对挑战的能力与信心。另外，本研究发现，自我效能感是学习投入的保护性因子。高自我效能感的学生相信他们有能力应对学习过程中遇到的各种挑战，并保持积极态度(Schunk & DiBenedetto, 2022)。他们重视学习，并相信通过学习能够获得积极的结果。高自我效能感还表现出强烈的学习成就动机，主动创造有利于学习的物理和社交环境。在处理学习问题时，他们集中精力并付出努力，遇到困难时坚持不懈，及时评估自己的进步。在不确定该怎么做时，他们会寻求老师、父母、同伴等人的帮助，并合理安排学习时间。

本研究的发现对提高中学生学习投入具有重要的启示。首先，学习投入根植于个体的发展环境(Eccles & Wigfield, 2020)。应识别中学生的家庭风险因素，着重关注面临多种生态风险的学生，营造支持性、结构化的家庭环境，帮助其培养积极心理品质。尽管有诸多不利的发展因素，但不意味着这些因素会导致心理健康发展不良，应充分重视个体积极心理品质在帮助其应对不良生态风险的作用(Wright et al., 2013; 熊俊梅等，2020)。其次，考虑到自我效能感是家庭累积风险与学习投入的重要解释机制，有必要针对该因素进行干预。例如，开展专门的干预项目，如团体辅导、青少年赋能计划(Morton & Montgomery, 2013; Morton & Montgomery, 2011)。在学校学习时，教师应发挥引领作用，帮助学生设定“跳一跳，够得到”的目标，使其获得更多的成功经验。当学生将自己的表现与表现优异的同学进行比较时，教师可以提供个性化的反馈，鼓励学生评估学习情况并衡量进步。

本研究采取横断研究的形式探究了家庭累积风险、学习投入及自我效能感的关系，但从严格意义上来说，无法揭示三者的因果关系，未来可以采用纵向研究以揭示三个变量间的动态因果关系。其次，扩大学习投入的影响因素研究范围。本研究仅关注家庭风险因素与中学生学习投入的关系，其他环境因素(例如学校、同伴)对青少年学习投入的影响有待后续研究深入系统探讨。

基金项目

本文系2023年度广西高校中青年教师科研基础能力提升项目“家庭累积风险对青少年学习投入的影响研究”(2023KY1797)阶段性成果。

NOTES

^*通讯作者。