1. 引言
刘保中的分类，从期望、参与和支出三个角度对广义上的家庭教育投入进行研究界定[1]，安桂清等人认为学业表现指个体在一段时间内所取得的学业成绩，并基于主课课程语文、数学和英语的学业成绩的平均值或标准化得分进行衡量[2]。此外，Fantuzzo等人认为学习品质主要包括注意/坚持、能力动机、学习策略三个维度[3]。已有研究证实，家庭教育投入能长久地促进儿童认知和学业能力的发展，更为重要的是提高了儿童的学习兴趣并激发他们的学习动机，从而让他们学会学习[4]。我国学者基于253名3~5年级儿童进行研究，在控制了家庭社会经济地位与儿童性别、年龄后得出家庭教育投入可以显著预测3个月后儿童的语文和英语学业成绩的结论[5]。此外，一些研究者发现了二者之间呈负相关。希尔等人基于元分析提出父母参与儿童的家庭作业与儿童学业成绩呈负相关[6]。可见，家庭教育投入与学龄儿童学业表现之间的关系仍需探讨。与此同时，学习品质对儿童的终身学习及发展起到关键作用，生态系统理论提出家庭对儿童具有最直接的影响。王元等人选取1481名儿童及家长作为研究对象，通过潜在类别分析，研究发现家庭教育投入可以正向显著预测学前儿童学习品质发展[7]。同时我们需要关注到不正确、不科学的家庭教育投入会阻碍儿童的发展[8]。Nakamuro等人研究发现父母仅以口头督促的方式而不是投入时间和精力对儿童的学习情况起到反作用[9]。综上，家庭教育投入对儿童学习品质发展会起积极效应，但也可能会对儿童早期发展起到负面影响，因此，如何更正确、科学地进行家庭教育投入从而促进儿童的积极学习品质的发展仍有待深入探讨。此外，学习品质在家庭教育投入对儿童学业表现影响中起到中介作用。李燕芳等人选择181名4.5~5.5岁儿童研究学习品质在家庭教育投入和儿童早期学业能力的中介作用结果显示，学习品质在家庭教育经济投入对儿童早期学业能力的作用起完全中介作用，在家庭教育时间投入对儿童早期学业能力起部分中介作用[10]。
综上所述，越来越多研究者关注到家庭教育投入、学习品质及学业表现的研究，且这三者间存在复杂的关系。因此，本研究运用中国家庭追踪调查(CFPS)的2016年、2018年和2020年数据，追踪调查4~6岁、6~8岁、8~10岁三个阶段儿童的家庭教育投入及学习品质的表现，探讨4~6岁、6~8岁和8~10岁三个阶段儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学业表现和6~8岁和8~10岁儿童的学习品质，以及4~6岁、6~8岁和8~10岁三个阶段儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现之间是否具有预测效应。同时，选择8~10岁儿童作为研究对象，进一步厘清其家庭教育投入、学习品质及学业表现三者的关系。
基于此本研究的研究假设：1) 4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学业表现具有预测效应；4~6岁和6~8岁儿童的家庭教育投入对6~8岁儿童的学习品质具有预测效应；4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学习品质具有预测效应；4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现具有预测效应；2) 8~10岁儿童的家庭教育投入能正向显著预测8~10岁儿童的学业表现；3) 8~10岁儿童的家庭教育投入能正向显著预测8~10岁儿童的学习品质；4) 8~10岁儿童的学习品质能正向显著预测8~10岁儿童的学业表现；5) 8~10岁儿童的学习品质在8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现之间的关系具有中介作用。
2. 方法
2.1. 研究对象
为了获得2016~2020年家庭教育投入、学业表现、学习品质、性别以及年龄相关变量，本研究将2016年、2018年和2020年CFPS少儿库进行合并形成以时间作为纵轴的追踪调查面板数据，追踪调查4~6岁、6~8岁、8~10岁三个阶段儿童的家庭教育投入及学习品质的表现，探讨4~6岁、6~8岁和8~10岁三个阶段儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学业表现和6~8岁和8~10岁儿童的学习品质，以及4~6岁、6~8岁和8~10岁三个阶段儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现之间是否具有预测效应。此外，为厘清家庭教育投入、学习品质及学业表现三者的关系，选择8~10岁的儿童作为主要研究对象，并将其个人PID作为唯一识别码进行匹配，确保研究对象为同一批儿童。变量的缺失值则按照年龄进行分组的组内均值进行填补，最终得到符合研究的1102个样本。
2.2. 变量指标构建与测度
2.2.1. 被解释变量：学业表现
本研究旨在探究学习品质在家庭教育投入对学业表现的中介作用，因而将学业表现作为因变量，并基于CFPS数据库的问卷题目，将学业表现表示为儿童所取得的语文及数学成绩。
2.2.2. 解释变量：家庭教育投入
家庭教育投入的衡量指标主要选择了“家庭的教育期望”、“父母对孩子教育的关心”、“父母的监督”、“父母对孩子的管理”以及“教育总支出”五个问题。
2.2.3. 中介变量及控制变量
本研究运用CFPS问卷中“做事时注意力集中”、“一旦开始就必须完成”“遵规守纪”、“喜欢把物品放整齐”四个问题进行测量。
2.3. 数据处理
本研究使用STATA MP17.0进行数据清洗，运用SPSS 26进行描述性、相关性、单因素方差分析、独立样本T检验以及线性回归分析，使用SPSS PROCESS v3.5进行中介模型分析，利用Boostrap构造5000个数据子集来对中介效应进行检验。
3. 结果与分析
3.1. 描述性和相关性统计分析结果
表1对本研究的各核心变量进行了描述性统计与相关性分析(见表1)。其中4~6岁儿童的家庭教育投入得分(M = 3780.84, SD = 4115.063)，6~8岁儿童的家庭教育投入得分(M = 4362.05, SD = 6463.82)，8~10岁儿童的家庭教育投入得分(M = 4295.03, SD = 7982.176)。在不同年份上的差异，利用单因素方差分析的检验方法，结果发现家庭教育投入在不同年份上存在较显著差异(F = 2.37, p = 0.065)。进一步事后比较(LSD)后发现，4~6岁儿童的家庭教育投入得分小于6~8岁儿童的家庭教育投入得分，但6~8岁儿童的家庭教育投入得分与8~10岁儿童的家庭教育投入得分不存在显著差异。在年龄方面的差异，利用单因素方差分析的检验方法，结果发现家庭教育投入在不同年龄间存在显著差异(F = 3.297, p = 0.003)。进一步事后比较(LSD)后发现，4岁儿童的家庭教育投入得分小于6岁儿童的家庭教育投入得分，5岁儿童的家庭教育投入得分小于6岁儿童的家庭教育投入得分，但4岁儿童和5岁儿童的家庭教育投入得分之间无显著差异。此外，6岁儿童的家庭教育投入得分显著高于8岁儿童的家庭教育投入得分和10岁儿童的家庭教育投入得分，但7岁、8岁、9岁、10岁儿童的家庭教育投入得分之间不存在显著差异。8~10岁儿童的学业表现得分(M = 3.068, SD = 0.851)。在性别差异上，运用独立样本T检验，结果显示8~10岁儿童的学业表现在性别上存在显著差异(t = 3.945, p < 0.001)，通过均值比较发现，女生的学业表现显著高于男生的学业表现；在年龄差异上，利用单因素方差分析的检验方法，结果显示8~10岁儿童的学业表现得分在年龄上存在差异(F = 10.518, p < 0.001)，事后比较(LSD)显示，8岁儿童的学业表现得分显著大于10岁儿童的学业表现得分，9岁儿童的学业表现得分显著大于10岁儿童的学业表现得分，但8岁和9岁儿童的学业表现得分之间不存在显著差异。4~6岁儿童的学习品质得分(M = 14.368, SD = 2.677)，6~8岁儿童的学习品质得分(M = 14.265, SD = 2.876)，8~10岁儿童的学习品质得分(M = 14.3, SD = 2.863)。在年龄差异上，利用单因素方差分析的检验方法，对不同年龄之间的学习品质进行对比，结果发现，不同年龄组儿童在学业品质上不存在显著差异，通过观察三个阶段儿童的学习品质均分，可以发现学习品质的均分均处于中上水平；在性别差异上，运用独立样本T检验，结果显示不同年龄阶段的学习品质在性别上存在显著差异(t = 5.651, p < 0.001)，通过均值比较发现，女生的学习品质显著高于男生的学习品质。对儿童性别、年龄等人口统计变量进行控制后，对4~6岁、6~8岁及8~10岁儿童的家庭教育投入、学习品质和8~10岁儿童的学业表现进行偏相关分析(见表1)。由表可见，4~6岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现(r = 0.1, p < 0.01)、6~8岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现(r = 0.11, p < 0.001)、8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现(r = 0.158, p < 0.001)均存在显著正相关。4~6岁儿童的家庭教育投入与6~8岁儿童的学习品质(r = −0.074, p < 0.05)、8~10岁儿童的学习品质(r = −0.078, p < 0.01)均存在显著负相关，6~8岁儿童的家庭教育投入与6~8岁儿童的学习品质(r = −0.081, p < 0.01)、8~10岁儿童的学习品质(r = −0.129, p < 0.001)均存在显著负相关，8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学习品质(r = −0.93, p < 0.01)存在显著负相关。4~6岁儿童的学习品质与8~10岁儿童的学业表现(r = 0.08, p < 0.01)、6~8岁儿童的学习品质与8~10岁儿童的学业表现(r = 0.119, p < 0.001)、8~10岁儿童的学习品质与8~10岁儿童的学业表现(r = 0.194, p < 0.001)均存在显著正相关。
Table 1. Description and partial correlation analysis of family educational commitment, academic performance and children’s approach to learning (n = 1102)
表1. 家庭教育投入、学业表现与儿童学习品质的描述及偏相关分析(n = 1102)
变量名称 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
家长 参与 |
1) 家庭教育投入(4~6岁) |
3780.84 |
4115.063 |
— |
|
|
|
|
|
|
2) 家庭教育投入(6~8岁) |
4362.05 |
6463.82 |
0.467*** |
— |
|
|
|
|
|
3) 家庭教育投入(8~10岁) |
4295.03 |
7982.176 |
0.352*** |
0.463*** |
— |
|
|
|
|
学习 品质 |
4) 学习品质(4~6岁) |
14.368 |
2.677 |
−0.045 |
−0.041 |
−0.018 |
— |
|
|
|
|
5) 学习品质(6~8岁) |
14.265 |
2.876 |
−0.074* |
−0.081** |
−0.03 |
0.299*** |
— |
|
|
6) 学习品质(8~10岁) |
14.3 |
2.863 |
−0.078** |
−0.129*** |
−0.93** |
0.257*** |
0.388*** |
— |
|
|
7) 学业表现 |
3.068 |
0.851 |
0.100** |
0.11*** |
0.158*** |
0.08** |
0.119*** |
0.194*** |
— |
注：1) ***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05；2) 表中相关系数为控制儿童性别以及儿童年龄属性后的偏相关系数。
3.2. 回归分析结果
本研究采用线性回归进一步探讨4~6岁、6~8岁和8~10岁三个阶段儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学业表现和6~8岁和8~10岁儿童的学习品质及4~6岁、6~8岁和8~10岁三个阶段儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现之间是否具有预测效应，同时，将性别、年龄纳入线性回归方程分析。
3.2.1. 家庭教育投入对学业表现的影响分析
通过对家庭教育投入与学业表现作相关分析可以发现，4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现存在显著的正相关，为进一步讨论家庭教育投入对学业表现的影响有多大，研究以8~10岁儿童的学业表现为因变量、分别以4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入为自变量进行线性回归方程分析，结果表明(见表2)，4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入均能正向显著预测8~10岁儿童的学业表现(β = 0.102, p < 0.01; β = 0.137, p < 0.001; β = 0.161, p < 0.001)，预测率为(1%, 1.9%, 2.6%)，说明4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现具有预测效应，且家庭教育投入越高，孩子的学业表现越高。
为了更好展示4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现的影响过程中在性别、年龄上的差异，进一步通过线性回归方程分析(见表2)，结果显示，年龄负向显著预测学业表现(β = −0.135, p < 0.001)，预测率为1.8%，说明年龄越小，学业表现越高。在性别上的差异，结果显示，性别负向显著预测学业表现(β = −2.279, p < 0.05)，预测率为0.5%，说明女生的学业表现比男生的学业表现更高。
Table 2. Regression analysis of family educational commitment and academic performance (n = 1102)
表2. 家庭教育投入和学业表现的回归分析(n=1102)
预测变量 |
β |
F |
R方 |
家庭教育投入(4~6岁) |
0.102** |
11.504 |
0.01 |
家庭教育投入(6~8岁) |
0.137*** |
21.008 |
0.019 |
家庭教育投入(8~10岁) |
0.161*** |
29.231 |
0.026 |
年龄(8~10岁) |
−0.135*** |
20.41 |
0.018 |
性别 |
−0.069* |
5.192 |
0.005 |
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
3.2.2. 家庭教育投入对学习品质的影响分析
通过对家庭教育投入和学习品质作相关分析可以发现，4~6岁和6~8岁儿童的家庭教育投入与6~8岁儿童的学习品质存在显著的负相关；4~6岁、6~8岁、8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学习品质存在显著的负相关，为进一步讨论家庭教育投入对学习品质的影响有多大，研究分别以6~8岁、8~10岁儿童的学习品质为因变量、以4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入为自变量进行线性回归方程分析，结果表明(见表3、表4)，4~6岁和6~8岁儿童的家庭教育投入对6~8岁儿童的学习品质具有显著的负向预测作用(β = −0.07, p < 0.05; β = −0.08, p < 0.01)，对学习品质预测率达(0.5%, 0.6%)，4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学习品质具有显著的负向预测作用(β = −0.75, p < 0.05; β = −0.119, p < 0.001; β = −0.094, p < 0.01)，对学习品质预测率达(0.6%, 1.4%, 0.9%)，说明，4~6岁和6~8岁儿童的家庭教育投入与6~8岁儿童的学习品质具有预测效应以及4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学习品质具有预测效应，且家庭教育投入越高，孩子的学习品质却在下降。
为了更好展示家庭教育投入对学业品质的影响过程中在性别、年龄上的差异，进一步通过线性回归方程分析(见表3、表4)，结果显示，性别负向显著预测6~8岁、8~10岁儿童的学习品质(β = −0.96, p < 0.01; β = −0.115, p < 0.01)，预测率分别为0.9%、1.3%，说明女生的学习品质比男生的学习品质更高。此外，年龄对学习品质无显著影响。
Table 3. Regression analysis of family investment in education and approach to learning 18 (n = 1102)
表3. 家庭教育投入和学习品质18的回归分析(n = 1102)
预测变量 |
β |
F |
R方 |
家庭教育投入(4~6岁) |
−0.07* |
5.427 |
0.005 |
家庭教育投入(6~8岁) |
−0.08** |
7.15 |
0.006 |
年龄(4~6) |
0.012 |
0.16 |
0.000 |
年龄(6~8) |
0.017 |
0.323 |
0.000 |
性别 |
−0.96** |
10.21 |
0.009 |
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
Table 4. Regression analysis of family investment in education and approach to learning 20 (n = 1102)
表4. 家庭教育投入和学习品质20的回归分析(n = 1102)
预测变量 |
β |
F |
R方 |
家庭教育投入(4~6岁) |
−0.75* |
6.236 |
0.006 |
家庭教育投入(6~8岁) |
−0.119*** |
15.782 |
0.014 |
家庭教育投入(8~10岁) |
−0.094** |
9.824 |
0.009 |
年龄(4~6) |
−0.023 |
0.583 |
0.001 |
年龄(6~8) |
−0.019 |
0.381 |
0.000 |
年龄(8~10) |
−0.019 |
0.408 |
0.000 |
性别 |
−0.115** |
14.739 |
0.013 |
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
3.2.3. 学习品质对学业表现的影响分析
通过对学习品质和学业表现作相关分析可以发现，4~6岁、6~8岁、8~10岁儿童的学习品质与8~10岁儿童的学业表现存在正向显著性，为进一步讨论学习品质对学业表现的影响有多大，研究以8~10岁儿童的学业表现为因变量、分别以4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的学习品质为自变量进行线性回归方程分析，结果表明(见表5)，4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现具有显著的正向预测作用(β = 0.087, p < 0.01; β = 0.121, p < 0.001; β = 0.2, p < 0.001)，对学习品质预测率达(0.8%, 1.5%, 4%)，说明4~6岁、6~8岁、8~10岁儿童的学习品质与8~10岁儿童的学业表现具有预测效应，且学习品质越高，孩子的学业表现越高。
Table 5. Regression analysis of approach to learning and academic performance (n = 1102)
表5. 学习品质与学业表现的回归分析(n = 1102)
预测变量 |
β |
F |
R方 |
学习品质(4~6岁) |
0.087** |
8.466 |
0.008 |
学习品质(6~8岁) |
0.121*** |
16.226 |
0.015 |
学习品质(8~10岁) |
0.2*** |
45.799 |
0.040 |
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
3.3. 家庭教育投入对学习品质与学业表现的中介效应分析
为进一步厘清家庭教育投入、学习品质及学业表现三者的关系，本研究选择8~10岁小学阶段的儿童作为研究对象，采用Hayes编制的SPSS中的PROCESS MODLE4 (一种简单的中介模型)，对8~10岁儿童的学习品质在8~10岁儿童的家庭教育投入和学业表现之间所起的中介作用进行检验。研究结果表明(见表6)，8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学习品质(H2)具有显著负向影响(β = −0.00003, p < 0.01)，即家庭教育投入越高，儿童学习品质却在下降，8~10岁儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现(H3)具有显著正向影响(β = 0.0620, p < 0.001)，即学习品质越高，学业表现越好。此外，表7结果也表明，该中介效应的bootstrap 95% CI [−0.000004, −0.0000008]不包含0，因此，8~10岁儿童的学习品质在8~10岁儿童的家庭教育投入和学业表现之间存在显著的中介作用。不同性别的儿童在学习品质上具有显著差异(β = −0.651, p < 0.001)，女孩的学习品质高于男孩的学习品质；年龄对学业表现具有显著影响(β = −0.138, p < 0.001)，年龄越小，儿童的学业表现越好；不同性别的儿童在学业表现也具有显著差异(β = −0.118, p < 0.05)，女孩的学业表现高于男孩的学业表现。
Table 6. Mediation modeling test for approach to learning (n = 1102)
表6. 学习品质的中介模型检验(n = 1102)
结果变量 |
预测变量 |
β |
R-sq |
F |
学业表现 |
家庭教育投入(8~10岁) |
0.00002*** |
0.048 |
18.295 |
学习品质(8~10岁) |
家庭教育投入(8~10岁) |
−0.00003** |
0.022 |
8.317 |
学业表现 |
家庭教育投入(8~10岁) |
0.00002*** |
0.09 |
27.22 |
|
学习品质 |
0.0620*** |
|
|
学习品质(8~10岁) |
性别 |
−0.651*** |
|
|
学业表现 |
年龄 |
−0.138*** |
|
|
学业表现 |
性别 |
−0.118* |
|
|
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
温忠麟等人提出，直接效应与间接效应异号，说明存在遮掩效应。因此，由表7结果可知(见表7)，当学习品质为中介变量时，95%置信区间不包含0，且中介效应与直接效应之间为异号，说明存在遮掩效应，中介效应占比为10.96% (见图1)。
Table 7. Decomposition table for total, direct and mediated effects (n = 1102)
表7. 总效应、直接效应及中介效应分解表(n = 1102)
|
Effect |
se |
LLCI |
ULCI |
显著性 |
效应占比 |
中介效应 |
−0.000002 |
0.0000007 |
−0.000004 |
−0.0000008 |
显著 |
10.96% |
直接效应 |
0.000019 |
0.000002 |
0.00001 |
0.00002 |
显著 |
|
总效应 |
0.000017 |
2.586 |
1.212 |
2.226 |
显著 |
|
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05。
Figure 1. The impact of family educational inputs and academic performance: the mediating role of approach to learning
图1. 家庭教育投入及学业表现的影响：学习品质的中介作用
4. 讨论
4.1. 家庭教育投入、学习品质对学业表现的影响
本研究结果验证了假设1和假设2，4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学业表现具有预测效应；8~10岁儿童的家庭教育投入正向显著预测8~10岁儿童的学业表现。这充分表明了家长通过期望、参与和支出三个维度下的家庭教育投入对儿童学业表现表现的重要性。该研究结果与国内外多项研究结果显示一致，家庭教育投入对学习品质和学业表现具有长久影响，且能直接促进儿童的学业表现。家庭投资理论也证明，家庭对儿童的发展投入更多的资本，对儿童的思想态度、未来成长及生活会产生重大影响[11]。4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的学习品质对8~10岁儿童的学业表现具有预测效应；8~10岁儿童的学习品质正向显著预测8~10岁儿童的学业表现，符合研究假设1和假设4。与已有研究结果显示一致，即学习品质越高的儿童，其学业表现越好，且儿童早期的学习品质能够正向显著预测其未来的学业表现表现。从已有研究中，可以看出具有良好学习品质的儿童，其大多表现出好奇、专注力强等特点，而随着儿童年龄增长，进入小学后学习方式的改变——时长与难度的增长，因此这些积极的学习品质与长远发展可以持久促进儿童的学业表现表现。积极的学习品质不仅能提高儿童的学业表现，更重要是儿童具备可贵的探索创造能力。
4.2. 学习品质在家庭教育投入与学业表现的关系中具有遮掩效应
本研究显示，4~6岁和6~8岁儿童的家庭教育投入对6~8岁儿童的学习品质具有预测效应；4~6岁、6~8岁和8~10岁儿童的家庭教育投入对8~10岁儿童的学习品质具有预测效应，符合研究假设1，但8~10岁儿童的家庭教育投入负向显著预测8~10岁儿童的学习品质，与研究假设3相反。查阅前人的研究发现，当家长缺乏科学的养育知识或在养育观念上存有误区、父母仅以口头督促的方式而不是投入时间与精力、父母不当的控制类的指导与监督以及过度参与导致青春期早期阶段儿童逆反心理等情况会抑制儿童学习品质的发展。此外，8~10岁儿童的学习品质在8~10岁儿童的家庭教育投入与8~10岁儿童的学业表现之间的中介作用表现为遮掩效应，其具有中介作用与研究假设5符合。已有研究表明，学习品质在家庭教育投入与儿童早期学业能力之间关系的部分中介作用、完全中介作用。但本研究结果发现，家庭教育投入对儿童学习品质的发展可能是把“双刃剑”，过度的家庭教育投入及不科学的家庭教育投入会对儿童学习品质发展的不利，从而抑制其学业表现的积极表现，可以从以下三方面解释。首先，过度的父母监督与管理可能会阻碍儿童自主需求的满足，从而导致亲子关系的冲突与疏离，且会剥夺儿童自主学习与独立思考的机会。同时，父母采用作业监督或仅以口头督促的控制性参与方式，不会被儿童作为对其学习的帮助或支持，反而对儿童的学习品质起到负向作用，并且父母在此过程中的负向情绪传递也将影响子女的学习表现。其次，父母过高的期望与负担大额的教育支出也可能导致儿童的心理压力过高，造成其额外的心理负担，进而阻碍儿童的学习品质发展。最后，已有研究表明，国内父母对子女的教育情感(时间)投入远低于教育经济投入，而父母忽视情感投入也会抑制儿童的学习内在动力的发展。综上，虽然家庭教育投入越多，学业表现越高，但是家庭教育投入过多或不科学的家庭教育投入，均会导致学习品质下降，从而抑制学业表现。
5. 建议
5.1. 提升家庭教育投入的质量与效率，关注情感和时间上的家庭教育投入
过度、不科学的家庭教育投入会抑制儿童学习品质的发展，不利于儿童学业表现的提升。因此，家长应该树立积极、科学、适度的家庭教育投入意识，提高其质量与效率。同时，家长对于家庭教育投入不仅仅要关注到物质投入，更应该重视时间投入与情感投入。对于儿童的发展，并不是足够的物质经济就能满足儿童学习品质等方面的发展，家长应积极参与儿童学习生活，关注到儿童的心理压力及情感需求，营造和谐的家庭氛围和健康的亲子关系，减少对儿童教育的控制性参与，尊重孩子的个性和独立思考能力。
5.2. 掌握与儿童沟通的艺术，尊重儿童学习品质发展的差异
本研究表明，家长仅以口头督促的方式，反而会抑制儿童学习品质的发展。家庭教育投入的过程中，父母可能会出现专制性言语或不恰当的言语使用，且研究发现儿童学习品质具有群体差异。因此，家长要学会与儿童正确沟通，尊重不同儿童学习品质发展的差异。首先，家长要学会自我情绪管理，撕掉“父母”标签，运用非暴力沟通，真正尊重、倾听、平视儿童。其次，对于不同性别与年龄的儿童，家长应依据儿童的特点选择积极适度的参与方式，拓展活动内容与学习材料，提高学习品质的发展，促进其学业表现提升。此外，男孩学习品质发展较慢于女孩，家长应利用多种活动形式，激发其探究的主动性与好奇心。
5.3. 改变家庭教育投入观念，助力家园共育实效
家长应主动参与幼儿园教育指导，定期反馈儿童在家表现，与教师形成教育闭环。重点转变三个观念：1) 从“学业监督者”转为成长陪伴者；2) 从单向输出转为双向互动；3) 从封闭教养转为开放合作。幼儿园需创新家长教育形式，开发情景模拟、亲子工作坊等沉浸式活动，帮助家长在实践中掌握科学教育方法。建议建立“家庭成长档案”，通过案例分享促进家长间的经验交流，形成可持续的家园共育生态。