1. 引言
对于当今世界而言，教育不仅能够推动个人不断进步发展，也是社会进步和经济繁荣的关键驱动力，伴随社会发展，教育质量也成为人们普遍关心的问题，对学生来说，教育质量往往通过学业成绩体现，而学生学业不良是学校教育中难以回避的重要事实，学业不良问题也严重影响教育质量的有效提高，其普遍性和严重性受到广泛重视(李文波，2019)。国外对于学业不良的研究最早从生理开始研究，然后逐步扩展到学业不良学生的心理特点和社会背景，有诸多研究指出家庭环境、父母教养方式等都是其重要影响因素，小学阶段是儿童身心发展的关键时期，学业不良不仅会导致其缺乏学习兴趣，同时也会使其自信心严重受挫，最终影响其未来发展，因此，关注小学生学业不良问题，对促进其身心健康发展具有重要意义。
家庭是儿童成长最重要的环境，每个人从出生到成年大约有87%的时间受家庭影响(Bevevino, 1988)，基于家庭系统理论，家庭由多个相互作用的子系统构成，家庭系统的整体功能不仅仅是各个子系统功能的加和，还包含多个子系统之间相互作用、相互影响的复杂互动过程(Cox & Paley, 1997)，从家庭理论系统来看，协同教养从属于父母子系统，而教养投入从属于父母和子女组成的亲子子系统，是父亲和母亲分别对儿童教养的参与，作为父母教养行为的一种，一经提出就备受关注(孙赵星等，2022；刘畅等，2025)。在亚洲文化中，特别是受儒家思想影响较大的国家，传统的父亲是家庭中的决策制定者，为家庭提供经济支持，而母亲则是为他们提供情感支持的人，伴随时代变迁，亚洲家庭更加西方化，经历着界限严格的父母角色到平等角色的转换，这需要父母之间更多的支持与合作(刘畅，伍新春，2015)，因此，协同教养是父母在对子女抚养过程中相互支持程度的表现，反映了父母在养育角色上的协调品质(王燕等，2018)，不仅包括教育上的交流，还涉及情感、心理及生活上的相互扶持，若父母协同教养的方式呈现出非支持性或破坏性的特征，将极大阻碍儿童在学业方面的成长(Cabrera et al., 2012)，最终影响其学业成绩，因此，对于学业不良的小学生，探讨其父母协同教养状况，其意义在于从父母教育角度揭示影响小学生学业不良的因素，它不仅促使父母反思和调整教育理念和方法，还对家庭关系、教育焦虑和家庭资源分配产生深远影响，从而提供一个更加安全、稳定和支持性的家庭环境，最终提高学生学业成绩，减少学业不良问题。
1.1. 父母协同教养与小学生学业不良
在早期研究中，学者们主要关注父母协同教养对小学生全面发展的影响，如心理和社交方面，随着研究的深入，越来越多的学者开始关注其在学业上的作用。根据生态系统理论，个体的发展嵌套于相互影响的一系列环境系统中，而家庭是最微观的系统之一，父母的协同教养对子女发展具有重要影响(刘畅，2023)，这种影响甚至延续至个体进入成年期后的行为和家庭关系等方面。已有研究(Gordis et al., 2001)发现，协同教养作为一种强调父母双方共同参与的教育方式，不仅会影响儿童的学业表现、情绪发展和社会适应能力，还会对儿童的自我控制和外化行为问题产生影响，父母的协同教养可以为孩子提供良好的情感氛围，增强家庭成员的凝聚力，而且可以共同应对孩子在青少年阶段出现的各种问题，降低发生问题行为的风险(卢富荣等，2019)。当父母在协同教养过程中表现出团结一致等积极的态度和行为，使儿童获得更多的家庭关怀，儿童认为自己得到了父母的重视和关爱，维持了儿童较高的自尊水平(范兴华等，2014)，儿童自尊水平提高，他会更加自信、乐观地参与学校活动，会更有助于其学习。已有研究发现父母协同教养与小学生学业成绩之间正相关(邹楠，2022；万欢欢，2021)，但将父母协同教养与小学生学业不良联系在一起的研究却很少，相较于西方国家，国内虽然较晚开始研究，但近年来也引发了学术界的广泛关注，越来越多的研究表明，父母协同教养可以有效降低小学生学业不良的风险。
1.2. 父母协同教养与父母教养投入
从家庭系统理论来看，父子、母子关系从属于亲子子系统，而协同教养关系则从属于父母子系统，谈到协同教养，很容易想到教养投入(parenting involvement)和教养风格(parenting style)等概念，从家庭系统理论来看，三者从属于不同的家庭子系统，以核心家庭为例，协同教养从属于父母子系统，而教养投入和教养风格则是父亲和母亲分别对儿童教养的参与度和方式，从属于父子或母子组成的亲子子系统(刘畅，伍新春，2015)。
目前，国内关于父母协同教养与小学生学业成绩关系的研究主要集中在协同教养行为本身，而对影响协同教养行为的其他因素关注不足，同时有研究发现，父母协同教养行为可能会对父母教养投入模式具有预测作用(邹盛奇等，2016)。研究指出，父母协同教养和父母教养投入之间存在一定的相关性，当父母协同教养时，他们能够更加重视儿童需求，增加对儿童的教养投入，父亲共同养育通过母亲焦虑和母亲心理控制的多重中介影响儿童行为问题(苏英等，2019)，说明当父母协同教养不一致时可能会减少对孩子的教养投入，进一步说明父母协同教养和父母教养投入在儿童学业中发挥重要作用。
1.3. 父母教养投入与小学生学业不良
父母之间的协同教养可以提高教养效果，小学生学业成绩受父母教养投入的影响，学生学业不良的重要表现之一就是学业成绩，因此，父母教养投入也可能影响小学生学业不良。胡咏梅，元静(2021)等人研究发现在探究影响小学生学业成绩的影响因素时，相较于学校教育投入，家庭教养投入表现出更为显著的作用，这一研究强调父母在儿童成长中扮演重要角色。根据家庭系统理论，家庭成员的行为和态度会互相影响，当父母共同参与孩子的教育和成长过程时，如果双方在教育理念等方面达成一致，就能够构建更加和睦的家庭氛围，儿童也会受到更多爱与支持的滋养，最终影响其学业成绩。同时，Bhargava et al. (2017)指出父母是参与青少年学业成功的重要决定因素，Hoover-Dempsey & Sandler (1995)等人发现，母亲的教育投入与儿童在学校的学习成功之间存在显著的相关性，母亲在子女教育过程中的积极参与和投入，对其学业成绩具有显著影响，Curtis et al. (2017)提出，在孩子的教育过程中，父亲的角色至关重要，研究表明，与父亲保持积极关系和密切沟通的青少年，往往能在学业上表现出更高的成绩，且相较其他青少年，他们更少出现休学现象，也有研究发现父亲协同教养能够增加青少年的安全感、亲社会行为和学校适应水平(陈小萍，安龙，2019；黄彬彬等，2019)，因此，父母教养投入是影响小学生学业成绩的重要因素之一。
2. 方法
2.1. 被试
本研究选取以湖北省黄石市某小学4~6年级学生为研究对象，发放600份问卷，问卷和量表均由小学生本人填写，回收577份问卷，剔除无效问卷70份(其中未完整填写58份，规律性问卷12份)，最后回收507份问卷，有效回收率为84.5%。其中包括四年级166人，五年级171人，六年级170人；男生281人(55.4%)，女生226人(44.5%)；平均年龄11.07岁(SD = 0.87)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 父母协同教养问卷
本研究对父母协同教养的测量采用刘畅(2017)等人所编制的《父母协同教养问卷》(青少年评定版)，问卷涵盖四个关键维度：团结维度、一致维度、冲突维度和贬低维度，包含29个项目，以7点计分法衡量。在计分方式上，团结维度和一致维度的项目采用正向计分法，而冲突维度和贬低维度的项目采用反向计分法，问卷分为父亲版和母亲版，其中的均分反映了父亲和母亲在协同教养方面的行为和情况。父亲和母亲协同教养问卷的Cronbach’s α系数分别为0.802和0.859。
2.2.2. 父母教养投入问卷
本研究在评估父母教养投入水平时采用伍新春等人(2018)编制的《青少年评价父母教养投入行为问卷》，问卷包含四个核心维度：情感休闲、规则教导、学业支持、生活照顾，共计22个项目，每个项目采用5点计分(0代表从不，4代表总是)，所有维度均采用正向计分，分为父亲版和母亲版。问卷均分越高，说明父亲和母亲的教养投入水平越高。父亲与母亲教养投入问卷的Cronbach’s α系数分别为0.953和0.943。
2.2.3. 学业成绩自我评定量表
本研究在测量小学生的学业不良时，采用Wigfield et al. (1991)等人编制、后经潘斌等人(2016)修订的学业成绩自我评定量表。此量表包含7个题目，测量小学生对自己班级排名和成绩的自我评价。作答采用5点计分，1表示非常差，5表示非常好。量表中的所有项目均采用反向计分的方式，即得分越高，表示学业不良的程度越高。该量表的Cronbach’s α系数为0.900。
2.2.4. 施测过程和数据分析方法
本次研究以班级为单位进行团体施测来保证问卷回收的有效性和准确性，研究者提前跟班主任进行了沟通，利用班会时间在班级统一进行问卷填写，请班主任当场回收被试填写完后的问卷后，研究的数据录入和分析使用SPSS 22.0和Process插件进行。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
利用SPSS22.0进行Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验(周浩，龙立荣，2004)。结果显示，特征根大于1的因子共20个，其中最大的因子方差解释率为23.294%。这一变异量小于临界值40%，表明在本研究中，共同方法偏差的影响并不显著。
3.2. 各变量的描述统计与相关分析
各变量的均值、标准差以及相关分析结果见表1。从表中可以看出，父母协同教养与父母教养投入均显著正相关，父母协同教养与学业不良均显著负相关，父母教养投入与学业不良均显著负相关。
Table 1. Variable descriptive statistics and related analysis results
表1. 各变量描述性统计及相关分析结果
变量 |
M |
SD |
父亲协同教养 |
母亲协同教养 |
父亲教养投入 |
母亲教养投入 |
学业不良 |
父亲协同教养 |
5.21 |
0.92 |
1 |
|
|
|
|
母亲协同教养 |
5.21 |
0.99 |
0.842** |
1 |
|
|
|
父亲教养投入 |
2.50 |
0.97 |
0.622** |
0.614** |
1 |
|
|
母亲教养投入 |
3.06 |
0.79 |
0.430** |
0.518** |
0.517** |
1 |
|
学业不良 |
2.51 |
0.82 |
−0.333** |
−0.311** |
−0.240** |
−0.306** |
1 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001,下同。
3.3. 教养投入的中介效应
母亲教养投入的中介效应
以SPSS 22.0软件中的Process插件作为分析工具，采用偏差校正的百分位Bootstrap方法检验，重复取样5000次，以父母协同教养作为自变量，学业不良作为因变量，母亲教养投入作为中介变量进行中介效应检验。结果如图1所示。回归分析表明，父亲协同教养对学业不良具有显著的负向预测作用(β = −0.263, t = −6.87, p < 0.001, 95% CI = [−0.339, −0.188])；将母亲教养投入纳入回归方程后，父亲协同教养仍对学业不良有显著的负向预测作用(β = −0.189, t = −4.67, p < 0.001, 95% CI = [−0.339, −0.188])；父亲协同教养正向预测母亲教养投入(β = 0.326, t = 9.15, p < 0.00 1, 95% CI = [0.256, 0.396])；母亲教养投入负向预测学业不良(β = −0.227, t = −4.85, p < 0.001, 95% CI = [−0.319, −0.135])，如图1(a)所示。母亲协同教养对学业不良具有显著的负向预测作用(β = −0.234, t = −6.63, p < 0.001, 95% CI = [−0.304, −0.165])；将母亲教养投入纳入回归方程后，母亲协同教养仍对学业不良具有显著的负向预测作用(β = −0.152, t = −4.07, p < 0.001, 95% CI = [−0.230, −0.074])；母亲协同教养正向预测母亲教养投入(β = 0.378, t = 12.11, p < 0.001, 95% CI = [0.316, 0.439])。母亲教养投入负向预测学业不良(β = −0.219, t = −2.12, p < 0.001, 95% CI = [−0.317, −0.122])，如图1(b)所示。以上结果说明母亲教养投入在父母协同教养与学业不良之间起到了部分中介作用，父母协同教养不仅能直接负向预测学业不良，还可以通过母亲教养投入的中介作用负向预测学业不良。
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Figure 1. (a) The mediating mechanism model of maternal parenting involvement between paternal cooperative parenting and academic failure; (b) Modeling of the mediating mechanismof maternal parenting inputs between maternal co-parenting and academic malpractice.
图1. (a) 母亲教养投入在父亲协同教养与学业不良之间的中介机制模型图；(b) 母亲教养投入在母亲协同教养与学业不良之间的中介机制模型图
为了检验父亲教养投入是否调节母亲教养投入在父母协同教养与学业不良之间中介作用的前半段，经过对各个变量的标准化处理后，本研究采用了process模型7进行检验，具体结果见表2和图2。回归分析表明，父亲协同教养正向预测母亲教养投入(β = 0.147, p < 0.001)，父亲教养投入正向预测母亲教养投入(β = 0.359, p < 0.001)，同时父亲协同教养与父亲教养投入的交互项对母亲教养投入的预测作用显著(β = 0.15, p < 0.001)，95%的置信区间为[0.091, 0.208]，不包含0。这一结果说明，父亲教养投入对“父亲协同教养→母亲教养投入→学业不良”这一中介路径的前半段起调节作用。
Table 2. Moderated mediation modeling analysis
表2. 有调节的中介模型分析
变量 |
模型一 因变量：母亲教养投入 |
模型二 学业不良 |
β |
SE |
95%的置信区间 |
β |
SE |
95%的置信区间 |
父亲协同教养 |
0.147*** |
0.043 |
[0.062, 0.233] |
−0.189*** |
0.041 |
[−0.269, −0.110] |
父亲教养投入 |
0.359** |
0.040 |
[0.281, 0.437] |
|
|
|
母亲教养投入 |
|
|
|
−0.227*** |
0.047 |
[−0.319, −0.135] |
父亲协同教养 * 母亲教养投入 |
0.150*** |
0.030 |
[0.091, 0.208] |
|
|
|
R2 |
0.289 |
0.126 |
F |
68.309*** |
36.388*** |
为了进一步解释父亲教养投入的调节作用，将父亲教养投入按其平均数加减一个标准差(M ± SD)分成高低两组，并进行简单斜率检验(见图2)简单斜率结果发现，父亲教养投入水平越高，父亲协同教养与母亲教养投入之间的关系越强，说明父亲协同教养通过母亲教养投入对小学生学业不良的影响随着父亲教养投入的升高而升高。
Figure 2. Simple slope test plot of father parenting inputs as moderating effects
图2. 父亲教养投入作为调节效应的简单斜率检验图
4. 讨论
4.1. 父母协同教养对小学生学业不良的直接效应
本研究结果发现，父母协同教养与小学生学业不良显著负相关。已有研究发现，父母协同教养影响儿童的情绪和亲社会行为等(侯芬等，2022)，说明父母协同教养在小学生学业表现中发挥重要作用。小学是儿童发展的重要阶段，需要家长的耐心陪伴，父母协同教养行为一致，能够减少儿童问题行为的发生，有利于更好地适应学校，最终提高学业成绩，反之，如果父母协同教养行为不一致，可能会导致儿童出现更多问题行为(宋省成等，2022)，最终导致学业不良(Stright & Neitzel, 2003)。父母在家庭中认真扮演好自己的角色，树立榜样，儿童在生活中也会认真完成角色所赋予的任务(刘惠娟等，2017)。
4.2. 母亲教养投入的中介作用
本研究发现父母协同教养可以正向预测母亲教养投入水平，母亲教养投入在父母协同教养与学业不良之间起到了部分中介作用。说明父母协同教养在小学生学业中发挥重要作用，不仅可以直接对小学生的学业不良产生显著影响，还可以通过母亲教养投入这一路径影响小学生的学业不良，母亲教养投入的中介作用可以解释为一致的父母协同教养程度能够促进母亲教养投入水平，而高水平的母亲教养投入能够促进孩子的学业发展，避免学业不良。父母协同教养能够让母亲感受到家庭的支持和合作，让母亲有更多时间精力投入到教育中，同时，当母亲鼓励和支持父亲参与到教养活动中去时，在提高父亲教养投入水平的同时，也提高了自身的教养投入，可能的原因是母亲开门行为营造了良好的家庭氛围，也表示母亲在教养中具有较高满意度，从而对自身教养投入有正向作用(邹盛奇等，2019)。母亲在家庭中的教育参与是一个多维度的过程，不仅能够有效促进儿童认知发展，同时也能够帮助儿童建立安全感和自信心，促进其情感发展，总之，母亲教养投入对儿童的影响能够有效提升儿童的学业成就，表明母亲在家庭教育中至关重要，应该多多鼓励其参与到孩子的教育中来。
4.3. 父亲教养投入的调节作用
本研究发现，父亲教养投入在父亲协同教养、母亲教养投入和小学生学业不良中调节了中介效应的前半路径，且伴随父亲教养投入的升高，父亲协同教养对母亲教养投入的影响也升高。交叉效应假说认为，父亲在协同教养子系统内所产生的行为及情感不仅会影响到父亲所存在的亲子系统，同时也会对母亲所在的亲子系统产生影响(赵凤青等，2022)，当父亲采用积极的态度支持母亲的教养行为时，孩子在家庭中能感受到更多的温暖与爱(范兴华等，2014)，同时也能增加母亲的婚姻满意度(Liu & Wu, 2018)和主观幸福感(邹盛奇等，2019)，一方面增加父亲对孩子的教养，另一方面也能使得母亲有更多精力和积极的情绪投入到儿童的养育中，有益于良好母子关系的建立(陈小萍，安龙，2019)。同时，有关母亲教养中“守门效应”的研究表明，当父亲在协同教养表现出更高的团结性时，有利于提高母亲在教养中的积极情绪(Kolak & Volling, 2007; Walker & McGraw, 2000; 邹盛奇等，2019)。在父亲协同教养过程中，如果父亲支持母亲的教养决策，则能够为孩子树立良好榜样，孩子可能会将模仿学习到的团结合作的应对方式和交往模式运用到自我管理和他人的交往中，从而促进其学校适应；反之则会给孩子不良示范，儿童在学校中可能会出现更多不良行为(Stright & Bales, 2003; Teubert & Pinquart, 2010; 谢瑞波等，2021)。
5. 研究局限
本研究也存在一些不足，需要在未来研究中加以完善：首先，本研究进行的是横断研究，但随着小学生的成熟，父母教养方式也会不断地发展变化，并且会受到不同因素的综合影响，且无法进行确切的因果推断，未来研究可以考虑采用纵向研究的方法，以动态、连续的方式深入考察变量间的关系，更加全面地探讨两者之间的相互作用和潜在变化，从而为教育实践提供更为有效的建议。其次，本研究聚焦于父母教养投入的视角，深入探讨了父母协同教养与小学生学业不良之间关系的潜在路径。但这两者之间可能还存在着更为复杂的内在机制。因此，在未来的研究工作中，还可以从不同的视角和层面出发，进一步剖析父母协同教养与小学生学业不良之间关系。
6. 结论
1) 父母协同教养与小学生学业不良之间显著负相关。
2) 父母协同教养与父母教养投入之间具有显著正相关。
3) 母亲教养投入在父母协同教养和小学生学业不良之间存在部分中介作用。
4) 父亲教养投入对“父亲协同教养→母亲教养投入→学业不良”这一中介路径的前半段起调节作用。具体来说，父亲教养投入越高，父亲协同教养对母亲教养投入的正向预测作用更大。
基金项目
湖北省教育科学规划2022年度一般课题，课题编号2022GB065，“家庭协同教养对小学生学业不良的影响与作用机制研究”；湖北师范大学基础教育高质量发展研究中心项目。
NOTES
*通讯作者。