1. 引言
随着社会的快速发展，各行各业急需大量人才，而进入“好”企业的敲门砖就是学历。提升学历被认为是个体实现阶级跃迁最有效的方式。在这一时代背景下，家长、学校以及社会均致力于去提升学生的学业成绩。但一味地追求高分，而忽视学生的感受，导致了许多心理健康问题，有研究表明这种学习压力会导致学生焦虑、抑郁甚至是自杀意念(姚逸斌，2016)。中共中央办公厅和国务院办公厅于2021年7月印发《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》，同年出台“双减”政策，目的在于减少校外培训机构带来的学生个体间教育不公平现象及减少学生作业时长。但是，在“双减”政策下，学生的学业成绩如何提升引起了社会上的广泛关注。有研究表明，该政策对四年级学生的成绩呈现显著负向影响，而对五、六年级呈现显著正向影响(沈可，张会晴，2024)。与此同时，“双减”政策的实施，虽然降低了家长辅导学业方面的焦虑，但是同时也引发了潜在的焦虑：如何去提高孩子的学业成绩？
家庭和学校作为影响学生发展的两个最为近端的微系统，两者之间的配合程度对学生的学业成就具有决定性的作用。根据Bronfenbrenner (1986)的生态系统理论，家庭学校的协同合作构成了影响学生发展的中系统，已有研究表明了，良好的家校合作有助于促进学生的自我教育期望(李玲，袁圣兰，2019)、自我效能(韩仁生，王晓琳，2009)和学校适应(陈淑梅等，2020)，是促进学生学业和行为健康发展的关键因素之一。
国家近年来也高度重视家校合作机制的制度化建设。《家庭教育促进法》《十四五教育发展规划》等政策文件均指出要健全学校、家庭和社会的协同育人体系，要求家长积极配合学校参与家庭教育指导和实践活动，共同护航学生的健康发展。然而，政策的落实仍需要依赖实证研究提供理论基础和路径的验证，特别是找到家校合作通过何种心理机制作用于学生的学业发展。当前已有文献表明了家校合作对学业成绩的正向预测作用(Stright & Yeo, 2014; Xu et al., 2010)。但对其中介路径的研究仍存在不足。尤其是教师支持和学校适应这两个变量，二者均被证实在家庭和学校背景下对学生学业发展起着关键作用，但尚未将其纳入到一个统一模型中分析。因此，本研究从生态系统理论与社会支持理论出发，探讨家校合作对学业成绩发展的影响机制，并考察教师支持和学校适应在其中的中介作用，进一步检验二者是否构成链式中介作用，从而为家校协同育人提供理论指导与实证支持。
2. 文献回顾
(一) 学业成绩
学业成绩是学生课程掌握情况的直接反映(Gijselaers et al., 2017)，也是衡量学生认知能力的重要因素之一。主要的评定方式包括平均绩点、标准化测试总分以及成就测试等。在统招考试中，学生的成绩是衡量个体学业能力的主要标准，同时也是衡量一个学校教育水平的重要指标。因此，如何提升学业成绩及研究其影响因素是社会各界普遍关注的热点。学业成绩的影响因素来自个体自身及社会环境(Lee & Shute, 2010)。个人层次上包括智力、工作记忆(梁兴丽等，2020)、直觉推理、言语理解等认知能力，社会环境层面上包括家庭社会经济地位(梁兴丽等，2020)、家庭和学校教育(何珺子，王小军，2017)、性别年龄(何珺子，王小军，2017)等。除了客观社会环境外，家庭和学校的支持也是学生发展的关键因素(梁兴丽等，2020)。路海东(路海东等，2016)通过问卷法对600名小学生的父母与教师支持的调查发现，学生感知到的教师支持与父母支持会对学业成绩有显著的正向预测作用。在学生感知到父母对自己的自主性支持情况下，会增加学生对具体学科的投入，进而促进学业成绩(张丽杰等，2021)。另外，关于家庭和学校协同教育方面，Berger通过对学生发展的大量研究发现，提高学校和家长之间合作情况，会显著提高学生的教育成就。也就是说家校合作情况越好，会带来学生更高的学业表现。美国学者Henderson & Berla (1994)发现，家长全面参与到学校教育体系中后，让原本成绩处于中下层次的学生成绩提升至中等水平，同时随着家长参与时间的增加，学生较于最初显现出更好的适应能力，表现出更加积极的学习态度。
(二) 家校合作
家校合作是家庭和学校将着力点共同作用于学生的教育上，通过双方沟通与配合保障他们更好的发展(付卫东等，2022)。家校合作的形式包括三种：“以校为本”、“以家为本”以及两者结合形式(何瑞珠，1999；马忠虎，1999)。“以校为本”包括：与学校沟通、参加家长会、承担义务教师以及捐赠；“以家为本”包括支持孩子学习、增进亲子教育、功课监督、设定规范行为规范；美国学者Epstein (2001)通过对美国中小学的实证研究提出了混合形式包括六种模式：亲职教育、家校沟通、家长协助子女学习、家长参与义务工作、家长参与校政以及学校与社区合作。家校合作较于单一环境对孩子的认知发展起着更为重要的作用。有研究表明，家校交流、家长参与学校活动能显著正向预测学生的学业情况(Stright & Yeo, 2014; Xu et al., 2010)。同样，国内学者李佳哲和胡咏梅(2023)通过对初中生的实证研究发现家校沟通的频率对学生的认知能力有着显著正向影响。
(三) 教师支持在家校合作与学业成绩中的中介作用
教师支持是指学生在学校学习过程及生活上感知到的教师对他们的尊重、关心、理解情况(Skinner & Belmont, 1993)。当学校和家庭就以学生学习和行为健康发展为共同目标进行沟通合作时，青少年的学习成绩和行为表现会发生显著的积极变化，例如花更多时间在学习上(Wang et al., 2014)，减少外化问题行为(Garbacz et al., 2015)等。在教育领域，社会支持理论常常用来解释教师对学生的影响，教师不仅仅通过在学习上为学生提供支持，更是通过情感支持、互动等方式为他们提供帮助，教师在学生的成长过程中的支持作用十分重要(Pianta & Steinberg, 1992)。同时，在家校交流过程中，教师作为家校合作环节中的纽扣也起着重要的作用。李文道，邹泓，赵霞(2003)的研究发现，教师支持不仅对学生的学业成绩有着积极的影响，同时还能作为保护因素对不良的学校适应有着缓冲作用。教师对学生的情感支持会让学生感知被尊重和关心，这对个体身心健康发展也有重要作用。黄婷婷，刘松涛(2025)从社会认知理论出发，以大学生为研究对象发现，当学生感知到较高的教师情感支持时，会引发更高的学习行为投入，同时个体自我效能感和学业韧性在两者之间起着平行中介作用。另一些研究发现，家校合作可以显著提高老师的责任感，并且帮助家长更好地进行家庭教育，进而促进学生的学业发展(Lv et al., 2019)。因此，提出假设1：家校合作可正向预测学生的学业成绩，且该关系部分通过教师支持的中介作用得以实现。
(四) 学校适应在家校合作与学业成绩中的中介作用
家校合作已被广泛认为是影响学生学业成绩的重要的社会因素之一(Stright & Yeo, 2014; Xu et al., 2010)，初中生处于青春期，思维的发展表现为半成熟半幼稚情况，根据阶段–环境匹配理论，在人生的转折阶段可能会引起个人的发展需求同外部的环境脱节，进一步导致个体身心发展的中断与适应不良(Madjar & Cohen-Malayev, 2016)。因此家校合作对学业成绩的影响可能并非直接作用，可能通过提升学生对学校的适应间接发挥作用。学校适应是指学生在学校中与环境的相互作用中融入学校生活的情况，以及在学业上取得良好结果的状态(张永强，赵佶旺，2024)。已有的研究表明，良好的学校适应代表着学生在学校内更多地表现出积极的行为，参与更多的活动，进一步带来更好的人际关系、情感适应以及学业成绩(侯静，2012)。科尔曼的社会资本理论指出家校合作可以构成学生的可利用的资源网络，这些资源可以通过心理变量，例如利用心理适应，从而去影响学生的学习态度和行为，同时进一步地促进学生的学业表现(Coleman, 1988)。国内学者林楠(林楠等，2019)的实证研究发现，父母对学校的积极态度，能通过心理素质与学习习惯的链式中介，显著影响学生的学业成绩。父母对学校的积极态度代表着家校合作的质量，同时心理素质也作为学校适应的重要心理机制变量之一(赖伟才，2023)。因此，提出假设2：家校合作可正向预测学生的学业成绩，且该关系部分通过学校适应的中介作用得以实现。
(五) 教师支持与学校适应的链式中介作用
基于上述描述，家校合作被广泛视作影响学生学业成就的重要社会支持系统(Stright & Yeo, 2014; Xu et al., 2010)，但其作用机制仍需进一步理清。已有的研究表明，家长的积极参与与青少年的学业成绩呈现显著的正相关，这种效应并不是直接影响，而是通过各种心理路径发挥作用(Park & Kim, 2024)。在此基础上，教师支持(李文道，邹泓，赵霞，2003)与学校适应(张永强，赵佶旺，2024)构成了重要的中介变量。教师支持作为学生在学校可以直接感知到的环境资源，其在家庭因素影响学生的学业发展上扮演着重要的中介作用(Lv et al., 2019)。研究发现，家长参与越积极，教师对学生提供情感和认知支持的倾向越高(Lei et al., 2023)。这种支持会进一步影响学生的自我效能感与韧性(黄婷婷，刘松涛，2025)。另外，学校适应也是联结社会支持与学业表现的核心心理机制。根据社会支持压力缓冲模型，社会支持可以对个体所经历的压力事件起着缓冲作用，进而对适应起着促进作用(Cohen & Wills, 1985)。另外，教师作为学校中最主要的支持者，他们的支持行为对学生对学校的积极情感态度以及活动参与有着积极重要作用(Pianta & Steinberg, 1992)，同时对学业的发展也有积极的影响(Sakiz et al., 2012)。然而，现有的文献往往将这两个变量分别作为独立的中介进行考察，忽视了二者可能构成链式心理机制。基于生态系统理论，学生的发展会受到中系统(家校合作)、关系系统(教师支持)以及个体系统(学校适应)的交互影响，基于此，本研究将教师支持和学校适应作为链式中介作用，来揭示家校合作对学业成绩影响的复杂心理机制，提出假设3：教师支持与学校适应在家校合作与学业成绩之间起链式中介作用。即，家校合作通过提升教师支持水平，进而增强学生的学校适应能力，最终促进其学业成绩。
3. 方法
3.1. 数据
本研究采用中国教育追踪(Chinese Educational Panel Survey，简称CEPS) 2014~2015学年追访数据库。该项目是由中国人民大学中国调查与数据中心发起的大型追踪调查。在本研究中主要使用学生问卷及家长问卷。
3.2. 变量说明
3.2.1. 自变量
本研究的自变量为家校合作。采用CEPS家长问卷中，家长主动与教师联系及教师主动与家长联系的种类予以衡量家校合作程度，项目为多选题，包含7个选项，如“没跟老师/家长谈过”、“孩子的学校”、“孩子的心理状况”等，将选项1编码为0，选择其余选项编码为1，未选择编码为0，加总求均值，0~6分，分值越高代表家校合作程度越高。
3.2.2. 因变量
本研究的因变量为学业成就。用CEPS学生问卷中学业成绩代表学业成就。鉴于不同学校、班级学科考试总分不一致，本研究通过对学生问卷中的语数英三科分数进行百分制转换之后进行加总平均，分数越高代表学业成就越高。
3.2.3. 中介变量
本研究的中介变量为教师支持和学校适应。采用CEPS学生问卷9个项目进行测量教师对学生的支持程度(陈曦萌，谭小凤，2024)。教师支持包括情绪支持、学业支持两类。情绪支持由3个项目测量(“语/数/英老师经常表扬我”)，学业支持由6个项目测量(“语/数/英老师在课堂上常常注意我/经常提问我“)。采用李克特4点计分，1代表“完全不同意”，4代表“完全同意”。教师支持由两类支持的均分代表，得分越高代表教师支持程度越高。借鉴杨奎臣等(杨奎臣等，2020)的研究，学校适应由学习适应和学校生活适应构成。学习适应由CEPS学生问卷3个项目测量，采用李克特4点计分，1代表“特别吃力”，4代表“一点也不吃力”。学校生活适应由学生问卷中10个项目测量，采用李克特4点计分，1代表“完全不同意”，4代表“完全同意”，具体题目见表1。对负面描述项目进行反向计分。为避免项目之间存在高共线性，对上述题目进行主成分分析，提取公因子并进行归一化处理生成百分制的学校适应分数，得分越高代表对学校越适应。
3.2.4. 控制变量
Table 1. Corresponding questions for each dimension and descriptive statistics (N = 6001)
表1. 各维度对应问题与描述性统计(N = 6001)
维度 |
题目 |
均值 |
标准差 |
家校合作 |
这学期以来，家长主动联系老师时，跟老师主要谈什么内容(没跟老师谈过、孩子的学习、孩子的品行、孩子的心理状况、孩子的身体状况、孩子的交友行为、其他) |
1.706 |
1.260 |
这学期以来，孩子的老师跟家长联系时，主要谈什么内容(没跟老师谈过、孩子的学习、孩子的品行、孩子的心理状况、孩子的身体状况、孩子的交友行为、其他) |
1.944 |
1.278 |
教师情绪支持 |
数学老师在课堂上常常注意我 |
2.77 |
0.847 |
语文老师在课堂上常常注意我 |
2.81 |
0.833 |
英语老师在课堂上常常注意我 |
2.82 |
0.859 |
教师学业支持 |
数学老师经常提问我 |
2.54 |
0.921 |
语文老师经常提问我 |
2.62 |
0.887 |
英语老师经常提问我 |
2.65 |
0.923 |
数学老师经常表扬我 |
2.41 |
0.942 |
语文老师经常表扬我 |
2.49 |
0.919 |
英语老师经常表扬我 |
2.44 |
0.938 |
学校学习适应 |
你现在学数学感觉吃力吗 |
2.51 |
0.866 |
你现在语文感觉吃力吗 |
2.88 |
0.745 |
你现在学英语感觉吃力吗 |
2.41 |
0.978 |
学校生活适应 |
我的父母经常收到老师对我的表扬 |
2.32 |
0.930 |
我的父母经常收到老师对我的批评 |
3.08 |
0.896 |
班主任老师经常表扬我 |
2.40 |
0.877 |
班主任老师经常批评我 |
3.09 |
0.839 |
班里大多数同学对我很友好 |
3.35 |
0.712 |
我所在的班级班风良好 |
3.19 |
0.832 |
我经常参加学校或班级组织的活动 |
2.93 |
0.936 |
我对这个学校的人感到亲近 |
3.02 |
0.866 |
我在这个学校里感到很无聊 |
3.27 |
0.892 |
我希望能去另外一个学校 |
3.45 |
0.882 |
本研究的控制变量包括人口学变量、家庭背景变量以及家长支持。人口学变量包括：户口登记地(0 = 外县区；1 = 本县区)；家现在所在地(0 = 外县区；1 = 本县区)；是否为独生子女(0 = 否，1 = 是)。家庭背景变为家庭社会经济地位指数，本研究选取学生问卷中，父母亲受教育程度、职业类型以及藏书数量等作为家庭社会经济地位的衡量指标，并通过主成分分析法，提取公因子后进行归一化处理生成百分制家庭社会经济地位指数(姚远等，2024)。家长支持由学业支持、行为支持及情感支持构成，学业支持由2个项目构成(如“上个星期，你的父母有没有每天检查你的作业”)，采用李克特4点计分，1代表“没有”，4代表“几乎每天”；行为支持由6个项目构成(如“你的父母在以下事情管你严不严–作业，考试”)，采用李克特3点计分，1代表“不管”，3代表“管的很严”；情感支持由8个项目组成(如“你爸爸/妈妈是否经常与你讨论以下问题–学校发生的事情”)，采用李克特3点计分，1代表“从不”，3代表“经常”，得分越高代表各维度支持程度越高。
3.2.5. 数据分析与处理
本研究采用SPSS 27.0进行分析，主要使用相关分析及链式中介效应分析。
4. 研究结果
4.1. 共同方法偏差分析
本研究问卷数据来自家长和学生的自我报告，为避免变量之间的共线性对结论准确性的影响，因此采用Harman单因素检验法对共同方法偏差检验。结果显示。特征根值大于1的因子有7个，第一个因子解释的变异百分比为27.28%，小于40%的临界值。因此本研究所使用变量不存在共同方法偏差问题。
4.2. 描述性统计与相关分析
本研究各变量均值、标准差及两两相关关系见表2。家校合作、教师支持、学校适应与学业成绩之间两两之间呈显著正相关(r = 0.057~0.242, p < 0.01)。除此之外，家校合作与户口登记地呈显著正相关(r = 0.030, p < 0.05)；家现在所在地与家校合作与学校适应呈显著负相关(r = −0.035, p < 0.01; r = −0.034, p < 0.01)；是否为独生子女同教师支持、学校适应和学业成绩呈显著正相关(r = 0.070~0.162, p < 0.01)；家庭社会经济地位与所有研究变量之间呈显著正相关(r = 0.041~0.264, p < 0.01)；除了家长学业支持与学业成绩之间无显著相关外，家长支持子维度均与研究变量呈显著正相关(r = 0.064~0.311, p < 0.01)，在后续链式中介效应将把以上变量作为控制变量。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis of variables
表2. 各变量描述性统计及相关分析
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
1.户口登记地 |
0.820 |
0.382 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2.家现在所在地 |
0.970 |
0.172 |
0.241** |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3.是否为独生子女 |
0.480 |
0.500 |
0.110** |
0.011 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
4.家庭社会经济地位 |
49.313 |
17.700 |
0.029* |
0.004 |
0.428** |
- |
|
|
|
|
|
|
|
5.家长学业支持 |
1.989 |
1.011 |
0.032* |
0.031* |
0.228** |
0.240** |
- |
|
|
|
|
|
|
6.家长情感支持 |
2.118 |
0.493 |
0.058** |
0.010 |
0.127** |
0.143** |
0.328** |
- |
|
|
|
|
|
7.家长社会支持 |
3.441 |
0.927 |
−0.047** |
−0.006 |
0.263** |
0.397** |
0.365** |
0.329** |
- |
|
|
|
|
8.家校合作 |
1.825 |
1.123 |
.030* |
−.035** |
.013 |
.041** |
.075** |
.153** |
.064** |
- |
|
|
|
9.教师支持 |
2.617 |
.667 |
.014 |
−.014 |
.081** |
.067** |
.242** |
.311** |
.196** |
.134** |
- |
|
|
10.学校适应 |
47.953 |
11.076 |
.003 |
−.034** |
.070** |
.131** |
.197** |
.256** |
.216 |
.114** |
.514** |
- |
|
11.学业成绩 |
66.459 |
18.417 |
.018 |
−.002 |
.162** |
.264** |
−.003 |
.201** |
.177** |
.057** |
.165** |
.141** |
- |
注：N = 6001。*p < 0.05；**p < 0.01。变量1~7为控制变量。
4.3. 教师支持、学校适应在家校合作与学业成绩中的链式中介作用
Table 3. Regression analysis of the serial mediation model involving teacher support and school adaptation
表3. 教师支持和学校适应链式中介模型的回归分析
预测变量 |
模型1 (教师支持) |
模型2 (学校适应) |
模型3 (学业成绩) |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
户口登记地 |
0.00 |
0.04 |
0.08 |
0.25 |
0.05 |
0.08 |
家现在所在地 |
−0.07 |
−1.40 |
−1.82* |
−2.52 |
0.40 |
0.31 |
是否为独生子女 |
0.02 |
1.17 |
−0.67* |
−2.52 |
2.24*** |
4.48 |
家庭社会经济地位 |
−0.00*** |
−2.78 |
0.04*** |
5.22 |
0.23*** |
15.83 |
家长学业支持 |
0.09*** |
10.27 |
0.27* |
1.99 |
−3.22*** |
−13.01 |
家长情感支持 |
0.31*** |
17.48 |
1.54*** |
5.57 |
5.81*** |
11.44 |
家长社会支持 |
0.05*** |
5.24 |
0.87*** |
5.61 |
1.12*** |
3.96 |
家校合作 |
0.05*** |
6.91 |
0.30*** |
2.79 |
0.24 |
1.19 |
教师支持 |
|
|
7.73*** |
39.84 |
3.03*** |
7.57 |
学校适应 |
|
|
|
|
0.05* |
2.29 |
R2 |
0.13 |
0.29 |
0.13 |
F |
112.43*** |
269.66*** |
93.04*** |
注：N = 6001。*p < 0.05；**p < 0.01。
使用Bootstrapping方法(样本量5000.95%执行区间；Model 6；Hayes, 2013)检验链式中介效应，以家校合作为自变量，教师支持、学校适应为中介变量，学业成绩作为结果变量，户口登记地、家现在所在地、是否为独生子女、家庭社会经济地位、家长学业支持、家长情感支持和家长社会支持作为控制变量进行分析。结果显示，家校合作对学业成绩的直接效应不显著(β = 0.24, t = 1.19, p = 0.233)；家校合作显著正向预测教师支持(β = 0.05, t = 6.91, p < 0.001)，显著正向预测学校适应(β = 0.30, t = 2.79，p < 0.01)；教师支持显著正向预测学校适应(β = 7.73, t = 39.84, p < 0.001)，显著正向预测学业成绩(β =3.03, t = 7.57, p < 0.001)；学校适应显著正向预测学业成绩(β = 0.05, t = 2.29, p < 0.05)，具体结果见表3。
教师支持和学校适应的中介效应显著，在Bootstrap 95%的执行区间均不包含0，表明两者为家校合作与学业成绩间的中介变量。具体来说，家校合作与学业成绩的链式中介效应由以下3条路径组成。路径1：家校合作→教师支持→学业成绩，占总间接效应的35.4%；路径2：家校合作→学校适应→学业成绩，占总间接效应的3.85%；路径3：家校合作→教师支持→学校适应→学业成绩，占总间接效应的4.90%，具体见表4和图1。
Table 4. Analysis of serial mediation effects for teacher support and school adaptation
表4. 教师支持和学校适应链式中介模型的中介效应分析
|
间接效应值 |
Boot标准误 |
95%CI |
效应量 |
总间接效应 |
0.19 |
0.03 |
[0.13, 0.26] |
|
家校合作→教师支持→学业成绩 |
0.15 |
0.03 |
[0.10, 0.22] |
35.40% |
家校合作→学校适应→学业成绩 |
0.02 |
0.01 |
[0.001, 0.04] |
3.85% |
家校合作→教师支持→学校适应→学业成绩 |
0.02 |
0.01 |
[0.002, 0.04] |
4.90% |
Figure 1. The chain mediating role of teacher support and school adaptation in home-school collaboration and academic achievement
图1. 教师支持与学校适应在家校合作对学业成绩的链式中介作用
5. 讨论
本研究通过生态系统理论与社会支持理论，构建了“家校合作→教师支持→学校适应→学业成绩”的链式中介模型，并通过结构方程模型以及Bootstrap进行实证检验。研究结果显示，家校合作对学业成绩的直接效应不显著，但是通过教师支持与学校适应这两条中介路径均显著，验证了教师支持与学校适应在家校合作与学业成绩之间的关键作用。
首先，研究发现教师支持在家校合作与学业成绩之间具有显著的中介效应，中介效应占总间接效应的35.4%，该结果与已有的研究结论一致(Lv et al., 2019)，结果支持了假设1。这表明家长积极地与学校沟通交流以及参与学校活动，可以增加教师的责任感，提升教师对孩子的情感与学业支持。教师的支持不仅有助于学生提升学业自我效能感，还能促进其内在学习动机及投入(黄婷婷，刘松涛，2025)，进而带来学业成绩的增益效果。
其次，学校适应的中介效应也达到了显著水平，占总间接效应的3.85%，结果支持假设2。这表明，良好的家校合作有利于学生融入学校环境，并对学校产生更多的归属感(魏昶等，2016)，进而产生良好的学业成果。这一结论支持了阶段–环境匹配理论(Madjar & Cohen-Malayev, 2016)中关于适应性对个体积极发展的重要作用，同时与国内学者关于“学校适应—学业表现”的实证研究结论一致(韩悦，周正，2023)。
另外，本研究进一步验证了“家校合作→教师支持→学校适应→学业成绩”的链式中介路径，占总间接效应的4.90%，进一步解释了家校合作影响学业成绩的心理机制，验证了假设3。研究结果表明教师支持不仅作为家校合作到学业成绩的重要变量，更是推动学生学校适应的重要中介机制变量，这一发现支持了生态系统理论中“关系–心理–行为”交互作用模型(Bronfenbrenner, 1986)，也为家校协同育人提供了多路径视角以及实证研究支撑。
尽管本研究在模型建构以及理论建构上存在一定创新性，但是仍然存在局限。首先，本研究采用的是十年前的数据样本，随着社会的发展，家校协同育人对学业成就的影响是否仍然稳定尚未进行验证。其次，本研究采用的是横断面研究，虽然并不存在共同方法变差，但仍存在因果推断上的局限，未来可以进行多时间段追踪，采用交叉滞后分析进行验证。其次，本研究的样本设计的人群为初中生，结论在其它人群中是否能进行推广仍待商榷，未来可以在不同发展阶段选取不同人群进行进一步检验。
6. 结论
本研究运用中国教育追踪数据库，探讨了家校合作对学业成绩影响的作用机制，家校合作对学业成绩的直接影响并不显著，但是可以通过间接路径显著影响学生的学业表现。具体而言，家校合作可以通过增强教师支持水平进而提升学生学校适应程度，最终促进学生的学业成绩。除此之外，家校合作也可以通过两个单一中介路径，即教师支持和学校适应，分别促进学业成绩。结果揭示了教师支持与学校适应在家校合作与学业成绩关系中的关键中介作用，同时也验证了二者构成的链式中介作用的合理性，为理解家校协同育人的积极作用如何作用于学生学业成绩提供了新的理论解释。