家庭社會經(jīng)濟地位、學(xué)業(yè)自我效能與初中生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系

家庭社會經(jīng)濟地位、學(xué)業(yè)自我效能與初中生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系

1家庭社會經(jīng)濟地位對學(xué)習(xí)投入的影響家庭社會經(jīng)濟地位是指由個人或一個社會群體根據(jù)其社會資源確定的社會地位。通常，家庭經(jīng)濟收入、父母的教育水平和父母的職業(yè)是客觀衡量的主要指標(biāo)（bradleycorwyn，2002）。家庭社會經(jīng)濟地位與兒童發(fā)展之間的關(guān)系密切,低的家庭社會經(jīng)濟地位對兒童的身體健康、認知發(fā)展、情緒適應(yīng)和行為問題等方面均會產(chǎn)生諸多的消極影響(Bradley&Corwyn,2002;張衛(wèi),李董平,謝志杰,2007)。在經(jīng)濟社會快速發(fā)展、貧富差距不斷拉大的趨勢下,全社會都應(yīng)關(guān)注家庭社會經(jīng)濟地位對兒童發(fā)展的影響(莫雷,2007)。因此,當(dāng)前如何保護和促進低家庭社會經(jīng)濟地位兒童的健康成長具有十分重要的現(xiàn)實意義。學(xué)習(xí)投入是指學(xué)生在學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出對學(xué)習(xí)的一種持續(xù)的、充滿積極情感的狀態(tài),它以活力、奉獻和專注為主要特征(Schaufeli,Martinez,Marques,Salanova,&Bakker,2002)。研究表明學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成就之間存在正向的關(guān)系,即學(xué)習(xí)投入越高,學(xué)生學(xué)業(yè)成績就越好(Salanova,Schaufeli,Martinez,&Breso,2010;Sirin,2005);學(xué)習(xí)上較為投入的學(xué)生更可能使用掌握性策略,擁有更高的自我控制感(Howell,2009)。隨著積極心理學(xué)的興起,“學(xué)習(xí)投入”等積極健康的心理正開始走進人們的研究視野。家庭是人類生活的最基本單位,是影響個體成長與發(fā)展的重要場所。根據(jù)家庭投資理論,家庭社會經(jīng)濟地位綜合反映了家庭環(huán)境中經(jīng)濟資本、人力資本和社會資本的基本狀況,社會經(jīng)濟地位較高的家庭擁有更多的資本用于投資子女的發(fā)展,因而對子女的成長、思想、態(tài)度、求學(xué)歷程及未來的生活均有重大的影響(Matthews&Gallo,2011)。社會經(jīng)濟地位較高的家庭越有可能為子女提供更好的學(xué)習(xí)條件與物質(zhì)刺激,而來自低收入家庭的兒童則缺乏優(yōu)質(zhì)的教育機會,面臨較多的家庭壓力,在教育資源與教育經(jīng)驗的獲取上相對不足,這些經(jīng)歷能為兒童以后的深入學(xué)習(xí)提供動力基礎(chǔ)。因此,相對于低家庭社會經(jīng)濟地位的兒童,高家庭社會經(jīng)濟地位的兒童對學(xué)習(xí)會表現(xiàn)出更多的投入行為。國外研究表明,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入具有密切的關(guān)系,家庭經(jīng)濟地位較低的學(xué)生在學(xué)習(xí)上更難以一種積極的態(tài)度投入到學(xué)習(xí)之中(Randolph,Fraser,&Orthner,2006;Terenzini,Cabrera,&Bernal,2001)。但在我國,幾千年來“魚躍龍門”幾乎一直都是貧困子弟改變命運的唯一途徑。因此,在我國的文化背景下,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入是否也存在類似的關(guān)系,還是來自家庭社會經(jīng)濟地位較低的兒童更愿意學(xué)習(xí)投入,這是一個值得研究的問題。家庭社會經(jīng)濟地位并不直接影響兒童的發(fā)展,而是通過一系列的中介變量起作用(Bradley&Corwyn,2002)。已有研究較多是從家庭環(huán)境的角度探討父母特征的中介作用(Davis-Kean,2005),而從兒童自身的角度考察個體特征的中介機制研究則較為少見(Bradley&Corwyn,2002)。由于長期身處不同社會經(jīng)濟地位的家庭之中,兒童就會對自我形成不同的認識。較低的社會經(jīng)濟地位意味著家庭在經(jīng)濟資本、人力資本和社會資本上面臨著更多的壓力與不確定性,從而更有可能給兒童帶來無能為力感、低自尊和習(xí)得性無助,并削弱兒童的自我效能(McLoyd,1998)。根據(jù)社會認知理論,環(huán)境因素(如家庭社會經(jīng)濟地位)可通過人的內(nèi)部因素(如自我效能)作用于個體的行為(如學(xué)習(xí)投入)(Bandura,1997)。已有研究也表明,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)業(yè)自我效能呈正相關(guān),來自較高家庭社會地位的學(xué)生要比處于不利地位的同伴報告具有更高水平的學(xué)業(yè)自我效能(Artelt,Baumert,Julius-McElvaney,&Peschar,2003)。因此,我們認為家庭社會經(jīng)濟地位影響兒童學(xué)業(yè)自我效能的形成。自我效能是個體行為的動因。個體對于自我能力表現(xiàn)的預(yù)期是個體進行目標(biāo)設(shè)定、行動選擇和努力意愿的主要決定因素。在廣泛的研究領(lǐng)域,已有研究證實了知覺到的自我效能在人類學(xué)習(xí)、行為以及動機中的作用(Bandura,1997)。已有研究也表明自我效能可以引發(fā)個體采取積極的行為如學(xué)習(xí)投入(Ouweneel,Pascale,Blanca,&Schaufeli,2011)。在工作投入的研究中,組織水平的自我效能與投入呈正相關(guān)(Xanthopoulou,Bakker,Demerouti,&Schaufeli,2007)。即使控制先前的投入水平,自我效能也可以解釋投入在個體之間的差異(Avey,Luthans,Smith,&Palmer,2010)。因此,學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能越高,其在學(xué)習(xí)上的投入就越多。值得一提的是,家庭社會經(jīng)濟地位一般是由家庭收入、父母親職業(yè)與父母親教育水平組成,但是這些組成成分與兒童發(fā)展之間的關(guān)系充滿爭論(Bradley&Corwyn,2002)。一些研究表明,父母親的教育水平對兒童的發(fā)展具有正向影響(Smith,Brooks-Gunn,&Klebanov,1997),但另一些研究卻認為家庭收入對兒童的發(fā)展影響最大(Ackerman,Brown,&Izard,2004)。因此,我們有必要深入分析家庭社會經(jīng)濟地位的各個組成成分(即家庭收入、父母親職業(yè)與父母親教育水平)對學(xué)習(xí)投入的不同影響,這有助我們加深對家庭社會經(jīng)濟地位與兒童發(fā)展的認識。綜上所述,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入之間可能存在關(guān)系,學(xué)業(yè)自我效能在兩者之間起中介作用。學(xué)習(xí)投入存在性別、年級的差異(倪士光,伍新春,2011)。能夠成功達至重要學(xué)習(xí)目標(biāo)的學(xué)生更有可能對學(xué)習(xí)持有積極的態(tài)度,因而學(xué)習(xí)成績越好的學(xué)生,學(xué)習(xí)投入的水平就越高(Klem&Connell,2004;Salanova,Schaufeli,Martinez,&Breso,2010)。因此,我們提出如下假設(shè):(1)在控制學(xué)生性別、年級,以及先前學(xué)習(xí)成績的影響后,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入之間呈正相關(guān),家庭社會經(jīng)濟地位的各個組成成分與學(xué)習(xí)投入之間應(yīng)存在不同強度的關(guān)系;(2)在家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中,學(xué)業(yè)自我效能起中介作用。2學(xué)習(xí)方法2.1不同性別學(xué)生的生存量采用分層整群抽樣法,在江蘇南通與鹽城選取了8所中學(xué)的953名初中生。其中,男生518人,女生435人,分別占54.4%與45.6%;初一352人,初二348人,初三253人,分別占37.0%、36.5%與26.5%。2.2測量2.2.1母受教育水平國內(nèi)外學(xué)者一般把家庭收入、父母的受教育水平與職業(yè)3方面的變量用于合成家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)(Bradley&Corwyn,2002;任春榮,2010)。本研究所調(diào)查的家庭收入是家庭月收入。參考徐夫真、張文新與張玲玲(2009)的相關(guān)研究,并結(jié)合當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的實際情況,我們將家庭月收入劃分為“2千元以下”、“2千~3千元”、“3千~4千元”、“4千~5千元”、“5千~6千元”、“6千~7千元”、“7千~8千元”、“8千~9千元”、“9千~1萬元”、“1萬元以上”10個水平。父母受教育水平包括“小學(xué)或小學(xué)以下”、“初中(含初中未畢業(yè))”、“高中或中專(含高中未畢業(yè))”、“大專(含夜大、電大)”、“大學(xué)本科”、“研究生(碩士或博士)”六類。父母職業(yè)包括“農(nóng)民”、“工人”、“醫(yī)生”、“教師或科研人員”、“機關(guān)干部或公務(wù)員”、“律師”、“工程師”、“企業(yè)管理人員”、“會計”、“軍人”、“個體/私營企業(yè)主”、“個體戶或下崗失業(yè)人員”、“自由工作者”和“其它”(徐夫真,張文新,張玲玲,2009)。依照有關(guān)職業(yè)分類的標(biāo)準(zhǔn),將職業(yè)分成5個等級(師保國,申繼亮,2007)。具體來說,分別是:(1)臨時工、失業(yè)、待業(yè)人員、非技術(shù)及農(nóng)業(yè)勞動者階層,如農(nóng)民;(2)體力勞動工人和個體經(jīng)營人員、技術(shù)工及同級工作者,如建筑工人及相關(guān)人員;(3)一般管理人員與一般專業(yè)技術(shù)人員、事務(wù)性工作人員,包括商業(yè)服務(wù)業(yè)員工階層、辦事人員階層,如售貨員、司機等;(4)中層管理人員與中層專業(yè)技術(shù)人員、助理專業(yè)人員,包括在各種經(jīng)濟成分的機構(gòu)(包括國家機關(guān)、黨群組織、全民企事業(yè)單位、集體企事業(yè)單位和各類非公有制經(jīng)濟企業(yè))中專門從事各種專業(yè)性工作和科學(xué)技術(shù)工作的人員,如教師、醫(yī)生、技師等;(5)職業(yè)高級管理人員與高級專業(yè)技術(shù)人員、專業(yè)主管人員,包括在黨政、事業(yè)和社會團體機關(guān)單位中行使實際的行政管理職權(quán)的領(lǐng)導(dǎo)干部、大中型企業(yè)中非業(yè)主身份的高中層管理人員和私營企業(yè)主階層,如公務(wù)員、公司經(jīng)理、工頭等。參照有關(guān)研究(Bradley&Corwyn,2002;師保國,申繼亮,2007;徐夫真,張文新,張玲玲,2009),我們分別將家庭收入、父母受教育水平和父母職業(yè)的得分轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分進行統(tǒng)計分析,以此作為家庭社會經(jīng)濟地位的測量指標(biāo)。2.2.2習(xí)能力自我效能與學(xué)習(xí)行為自我效能的評價采用梁宇頌(2000)編制,石雷山,高峰強,沈永江(2011)修訂的初中生學(xué)業(yè)自我效能量表。學(xué)業(yè)自我效能包括學(xué)習(xí)能力自我效能與學(xué)習(xí)行為自我效能兩個維度,采用6級記分法,從完全不贊成到完全贊成。在本研究中,該量表及其各因子的α系數(shù)分別為:0.93、0.90、0.86,其驗證性因素分析的結(jié)果為:χ2/df=4.02(df=169),RMSEA=0.05,NFI=0.95,RFI=0.93,IFI=0.96,TLI=0.94,CFI=0.96。2.2.3光興《中國南理工學(xué)自由權(quán)量表》2013年運用Schaufeli等(2002)開發(fā)的學(xué)生學(xué)習(xí)投入量表測量初中生學(xué)習(xí)投入行為,國內(nèi)一些研究證實該量表能用于測量初中生的學(xué)習(xí)投入(張信勇,卞小華,徐光興,2008;祝蜻媛,2008)。該量表由17個項目構(gòu)成,采用7級記分,從0“從來沒有過”到6“總是如此”?？偭勘碛?個維度組成:活力、奉獻和專注。分?jǐn)?shù)越高,表明對學(xué)習(xí)的投入越多。在本研究中,該量表的各因子及整個量表的α系數(shù)分別為:0.88、0.87、0.84、0.90,其驗證性因素分析的結(jié)果為:χ2/df=8.01(df=116),RMSEA=0.07,NFI=0.93,RFI=0.93,IFI=0.94,TLI=0.92,CFI=0.93。2.2.4測量指標(biāo)及測量強度我國職業(yè)協(xié)調(diào)測量量表將學(xué)生的語文、數(shù)學(xué)、外語期末考試成績作為其學(xué)習(xí)成績的測量指標(biāo)。該考試成績是本調(diào)查前一學(xué)期的期末考試成績,由學(xué)校教導(dǎo)處或校長提供。統(tǒng)計分析時,所收集到的成績都以同一學(xué)校同年級為單位換算成標(biāo)準(zhǔn)分。2.3分析應(yīng)用SPSS12.0,AMOS7.0軟件對各量表數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)分析。3研究結(jié)果3.1差和相關(guān)系數(shù)表1列出了各研究變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。相關(guān)分析的結(jié)果表明,所有變量之間都呈顯著正相關(guān),并都達到了極其顯著水平(p<0.01)。3.2學(xué)習(xí)投入結(jié)構(gòu)方程模型為考察家庭社會經(jīng)濟地位對學(xué)習(xí)投入的直接影響,我們建立家庭社會經(jīng)濟地位直接作用于學(xué)習(xí)投入的結(jié)構(gòu)模型。其中家庭社會經(jīng)濟地位為外源潛變量,是模型中的自變量,家庭收入、父親受教育水平、母親受教育水平、父親職業(yè)和母親職業(yè)為其觀測變量;學(xué)生的學(xué)習(xí)投入為內(nèi)生潛變量,是模型中的因變量,活力、奉獻、專注為其觀測變量。為排除學(xué)生性別、年級、先前的學(xué)習(xí)成績對學(xué)習(xí)投入的影響,我們將這些變量作為控制變量納入結(jié)構(gòu)方程模型。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗的程序(溫忠麟,張雷,侯杰泰,劉紅云,2004;Preacher,Curran,&Bauer,2006),先檢驗家庭社會經(jīng)濟地位對學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng),然后檢驗加入中介變量后模型的擬合情況及各路徑系數(shù)的顯著程度。在控制學(xué)生性別、年級和先前學(xué)習(xí)成績的影響后,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入的直接作用路徑極其顯著(β=0.16,p<0.001),其各項擬合指數(shù)指標(biāo)分別為:χ2/df(258.04/57)=4.53,RMSEA=0.06,NFI=0.96,RFI=0.93,IFI=0.97,TLI=0.94,CFI=0.97。3.3結(jié)構(gòu)方程模型擬合家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入的直接路徑顯著,因此我們可以進行中介效應(yīng)檢驗。以家庭社會經(jīng)濟地位為外源潛變量,是模型的自變量;以學(xué)習(xí)投入和學(xué)業(yè)自我效能為內(nèi)源潛變量,其中學(xué)習(xí)投入是模型中的因變量,學(xué)業(yè)自我效能是模型中的中介變量,我們建立結(jié)構(gòu)方程模型考察學(xué)業(yè)自我效能的中介效應(yīng)。同樣,為了排除學(xué)生性別、年級、先前的學(xué)習(xí)成績對學(xué)習(xí)投入和學(xué)業(yè)自我效能的影響,我們將這些變量作為控制變量納入結(jié)構(gòu)方程模型。圖1顯示了各路徑的分析結(jié)果:在控制學(xué)生性別、年級和先前學(xué)習(xí)成績的影響后,家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入的直接作用路徑由原來的極其顯著(β=0.16,p<0.001)變?yōu)椴伙@著(β=-0.02,p>0.05);家庭社會經(jīng)濟地位到學(xué)業(yè)自我效能的路徑系數(shù)為β=0.19,達到極其顯著水平(p<0.001);學(xué)業(yè)自我效能到學(xué)習(xí)投入的路徑系數(shù)為β=0.77,也達到極其顯著水平(p<0.001)。結(jié)構(gòu)方程模型的各項擬合指數(shù)指標(biāo)分別為:χ2/df(340.37/77)=4.42,RMSEA=0.06,NFI=0.95,RFI=0.93,IFI=0.96,TLI=0.94,CFI=0.96。將家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入的路徑系數(shù)約束為0,約束模型中χ2(77)=340.37,無約束模型中χ2(78)=340.66,Δχ2(1)=0.29(p>0.05)。兩模型無顯著差異,表明學(xué)業(yè)自我效能在家庭社會經(jīng)濟地位與學(xué)習(xí)投入之間具有完全中介效應(yīng)。3.4家庭社會經(jīng)濟地位的影響因素為深入分析家庭社會經(jīng)濟地位的各個組成成分(即家庭收入、父母親職業(yè)與父母親教育水平)對學(xué)習(xí)投入的不同影響,以家庭社會經(jīng)濟地位的5個觀察變量作為模型的自變量,模型的其他變量和路徑都不變,再次分別建立直接效應(yīng)與中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型,在同一模型中整體考察家庭收入、父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平與學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)習(xí)投入之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn):在控制學(xué)生性別、年級和先前學(xué)習(xí)成績的影響后,只有家庭收入與學(xué)習(xí)投入的直接作用路徑由原來的極其顯著(β=0.10,p<0.01)變?yōu)椴伙@著(β=-0.01,p>0.05),家庭收入到學(xué)業(yè)自我效能的路徑系數(shù)為β=0.14(p<0.001),學(xué)業(yè)自我效能到學(xué)習(xí)投入的路徑系數(shù)為β=0.77(p<0.001),而父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平在直接效應(yīng)模型與中介效應(yīng)模型中對學(xué)業(yè)自我效能和學(xué)習(xí)投入的路徑系數(shù)都不顯著(p>0.05)。中介效應(yīng)檢驗的各項擬合指數(shù)指標(biāo)分別為:χ2/df(239.99/63)=3.81,RMSEA=0.054,NFI=0.97,RFI=0.94,IFI=0.97,TLI=0.95,CFI=0.97。有可能是因為家庭收入、父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平之間存在較高相關(guān),才導(dǎo)致了只有家庭收入的作用路徑顯著。因此,在上述模型基礎(chǔ)上,我們再次考察剔除家庭收入后,父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平對學(xué)業(yè)自我效能與學(xué)習(xí)投入的預(yù)測效果,結(jié)果發(fā)現(xiàn)它們對學(xué)業(yè)自我效能與學(xué)習(xí)投入的路徑系數(shù)都不顯著。由此可以看出,在家庭社會經(jīng)濟地位的五個組成成分與學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)習(xí)投入的關(guān)系中,只有家庭收入對學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)習(xí)投入具有顯著影響。盡管父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平對學(xué)業(yè)自我效能與學(xué)習(xí)投入的影響都不顯著,但是父母親職業(yè)、父母親教育水平可以影響家庭收入。為了進一步考察家庭收入、父母親職業(yè)、父母親教育水平之間的關(guān)系及其對學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)習(xí)投入的影響。我們繼續(xù)在上述研究結(jié)果的基礎(chǔ)上再次構(gòu)建新模型,即把家庭收入作為父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平作用于學(xué)業(yè)自我效能與學(xué)習(xí)投入的中介變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(見圖2),父母親職業(yè)與父母親教育水平完全通過家庭收入,再作用于學(xué)業(yè)自我效能而影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平。該模型的各項擬合指數(shù)指標(biāo)分別為:χ2/df(252.73/72)=3.51,RMSEA=0.051,NFI=0.96,RFI=0.94,IFI=0.97,TLI=0.96,CFI=0.97。4討論4.1家庭社會經(jīng)濟地位對學(xué)習(xí)投入的中介作用在關(guān)于兒童發(fā)展的研究中,學(xué)者越來越認識到家庭社會經(jīng)濟地位對兒童發(fā)展具有廣泛與深刻的影響。本研究發(fā)現(xiàn)家庭社會經(jīng)濟地位對初中生學(xué)習(xí)投入具有正向影響,家庭社會經(jīng)濟地位越高,學(xué)生對學(xué)習(xí)的投入就越多。盡管“魚躍龍門”幾乎是中國貧困子弟改變命運的唯一途徑,但從總體來看,家庭社會經(jīng)濟地位與兒童發(fā)展之間的關(guān)系在中國文化背景下也具有普遍性意義。另一項基于中國文化背景的研究也發(fā)現(xiàn),高社會經(jīng)濟地位家庭的兒童在主動性、好奇心、專注程度和目標(biāo)意識等方面的表現(xiàn)顯著優(yōu)于社會經(jīng)濟地位較低家庭的兒童(王寶華,馮曉霞,肖樹娟,蒼翠,2010)。在控制學(xué)生性別、年級及其先前學(xué)習(xí)成績的影響后,家庭社會經(jīng)濟地位對學(xué)習(xí)投入的影響不是直接的,學(xué)業(yè)自我效能在兩者之間起完全中介作用。這與家庭社會經(jīng)濟地位對個體行為的影響不是直接的,而是通過中介變量起作用的結(jié)論相一致(Bradley&Corwyn,2002;張衛(wèi),李董平,謝志杰,2007)。學(xué)生的家庭社會經(jīng)濟地位越高,其學(xué)業(yè)自我效能水平就越強,學(xué)業(yè)自我效能的提升又進一步帶來更高水平的學(xué)習(xí)投入,這已被國外有關(guān)學(xué)習(xí)投入的研究所證實(Ouweneel,Pascale,Blanca,&Schaufeli,2011;Terenzini,Cabrera,&Bernal,2001)。國內(nèi)也有研究表明家庭社會經(jīng)濟地位對小學(xué)生自我概念具有顯著影響(盧謝峰,韓立敏,2008)。學(xué)業(yè)自我效能是學(xué)生對自我學(xué)習(xí)能力的評價。作為一種重要的學(xué)習(xí)動機因素,學(xué)業(yè)自我效能決定了學(xué)生在面對新的學(xué)習(xí)任務(wù)或?qū)W習(xí)遇到困難時,是把它當(dāng)作挑戰(zhàn)加以應(yīng)對還是把它當(dāng)作困難予以回避的學(xué)習(xí)態(tài)度。如果學(xué)生對自己的學(xué)業(yè)能力充滿自信,他將更有可能全身心地投入到學(xué)習(xí)之中,表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)上愿意付出努力,遇到困難更能堅持不懈,以及對學(xué)習(xí)表現(xiàn)出更為強烈的卷入和全身心的參與。因此,學(xué)業(yè)自我效能通過學(xué)業(yè)目標(biāo)的設(shè)定、學(xué)習(xí)的付出與努力,以及在遭遇挫敗時的堅持程度,影響學(xué)生對于學(xué)習(xí)的投入水平。以往研究較多從父母角度解釋家庭社會經(jīng)濟地位影響兒童發(fā)展的內(nèi)在原因,而從個體自身特征的角度探討其作用機制的研究較為少見(Bradley&Corwyn,2002;Davis-Kean,2005)。本研究表明,學(xué)業(yè)自我效能是家庭社會經(jīng)濟地位影響學(xué)習(xí)投入的中介變量,家庭社會經(jīng)濟地位可以通過自我這一作用機制影響兒童的發(fā)展。因此,本研究發(fā)現(xiàn)具有一定的理論意義。4.2家庭收入的影響對家庭社會經(jīng)濟地位的各個組成成分與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系作進一步分析表明,只有家庭收入與學(xué)習(xí)投入之間的路徑系數(shù)顯著,而父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親教育水平、母親教育水平對學(xué)習(xí)投入都不存在顯著的預(yù)測效果。父母親職業(yè)與父母親教育水平完全通過家庭收入的中介,再作用于學(xué)業(yè)自我效能而影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平。由此可以看出,家庭社會經(jīng)濟地位的各個組成成分對于學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)習(xí)投入的預(yù)測效果是不一樣的,家庭收入在家庭社會經(jīng)濟地位對學(xué)業(yè)自我效能、學(xué)習(xí)投入的影響中發(fā)揮了重要作用。家庭投資理論認為,在各種社會資源中經(jīng)濟資本是最基本,也是最有效的資本形式。家庭如果擁有較多的經(jīng)濟收入,就意味著有更強的經(jīng)濟支付能力為子女提供較好的物質(zhì)條件、選擇優(yōu)勢教育資源。相反,如果經(jīng)濟條件比較拮據(jù),則家庭只能為子女提供必需的學(xué)習(xí)用品,而很少能為子女購買課外書籍、外出參觀旅游,以及參加其他一些有益于增進兒童見識的活動。這些經(jīng)歷對于提高兒童解決問題的能力,增強其自信,無疑是十分必要的,它使得兒童對于學(xué)業(yè)能力的評價更趨積極。家庭經(jīng)濟條件較差的兒童易產(chǎn)生自卑心理,對自我的評價較低(王金霞,王吉春,2