李大印， 張顧文

(華東師范大學(xué) 教育學(xué)部， 上海 200062)

一、問題的提出

社會情感能力是個人能力、屬性和特征的一個子集，經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)把它定義為人在實現(xiàn)目標(biāo)、與他人合作及管理情緒過程中所具備的能力[1]。21世紀(jì)以來，社會情感能力之于高中生的特殊性，隨著知識經(jīng)濟(jì)的興起、人力資本理論的延伸，以及教育界對個體成長規(guī)律的把握，從“隱匿”走向“顯學(xué)”。首先是知識經(jīng)濟(jì)興起驅(qū)使人才培養(yǎng)發(fā)生轉(zhuǎn)型，而高中教育兼具人才培育和人力資源開發(fā)雙重功能。研究發(fā)現(xiàn)，在青少年階段對學(xué)生進(jìn)行社會情感能力培養(yǎng)，有助于學(xué)生適應(yīng)未來的就業(yè)競爭[2]。其次是對社會情感能力培養(yǎng)規(guī)律的認(rèn)識，高中階段是青少年生理發(fā)育走向成熟、認(rèn)知趨向獨(dú)立、人格和價值觀形成的特殊時期，社會情感能力在這一時期具有高度的可塑性[3,4]。最后是提升高中生社會情感能力的迫切現(xiàn)實需要。在高中階段，學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)、心理壓力、青春期困惑易致高中生產(chǎn)生心理問題[5]。調(diào)查表明，中國高中生心理問題近十年檢出率為抑郁28.0%、焦慮26.3%、睡眠問題23.0%[6]，而社會情感能力對提升學(xué)生成績、減少學(xué)生消極行為和情緒困擾具有積極作用[7]。

鑒于社會情感能力的重要性，21世紀(jì)以來，學(xué)界相關(guān)研究大體遵循兩種范式：一類是基于教育學(xué)研究視角，強(qiáng)調(diào)社會情感能力的可塑性，關(guān)注教師情感和教學(xué)技能對學(xué)生社會情感能力的影響[8-10]；另一類研究則采用心理學(xué)研究范式，此類研究多以依戀理論等作為理論支撐，研究聚焦父母的教養(yǎng)方式、親子關(guān)系等家庭內(nèi)部因素對子女社會情感能力的影響[11, 12]?；蛟S是由于各自的價值傾向和理論預(yù)設(shè)，兩類視角之間存在孤立和割裂，缺乏理論對話，表現(xiàn)為：其一，強(qiáng)調(diào)社會情感能力的可塑性不應(yīng)忽視家庭環(huán)境對學(xué)生社會情感能力的影響，而過分強(qiáng)調(diào)家庭環(huán)境對孩子社會情感能力的影響則在無形中弱化了社會情感能力的可塑性；其二，家校合作視角研究總體不足，而家庭、學(xué)校單視角論證容易陷入非此即彼之二元孤立；其三，現(xiàn)有研究以思辨居多，實證回應(yīng)不足[13]，亦沒有充分考慮高中生群體的特殊性。

通過審視社會情感能力之于高中生的重要性，筆者在慎思和指明現(xiàn)有研究不足的基礎(chǔ)上認(rèn)為，實現(xiàn)為高中生社會情感能力提升提供兼具理論品質(zhì)與實踐可行的建議，須從家校合作視角進(jìn)行研究，理由有三：一是家庭、學(xué)校是影響高中生社會情感能力發(fā)展的重要場域，二者既互不可替代，又互聯(lián)互通，任何一方缺席都可能導(dǎo)致個體社會情感能力發(fā)展的殘缺和異化。二是《家庭教育促進(jìn)法》的實施表明，狹義的學(xué)校教育向廣義的社會教育延伸已成趨勢。家庭、學(xué)校、家校協(xié)同育人是當(dāng)下教育體系的重要構(gòu)成，忽視任何一方的研究結(jié)果都難以令人信服。三是教育的內(nèi)涵邊界早已打破固有的價值傾向與理論預(yù)設(shè)，融合了家校合作的理論創(chuàng)新才能保持自身生命力的鮮活。綜合上述分析，本研究立足家校合作視角，以生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建分析框架，結(jié)合OECD實證調(diào)查數(shù)據(jù)分析家校合作與高中生社會情感能力之間的聯(lián)系。本研究試圖回答的問題如下：第一，家校合作育人中各主體的參與意愿、方式和偏好如何？第二，家校合作方式對高中生情感能力的影響是否存在異質(zhì)性？第三，家校合作以怎樣的路徑機(jī)制影響高中生的社會情感能力？追問這些問題，有助于為高中生社會情感能力的提升、家校合作的發(fā)展和相關(guān)政策的設(shè)計立本尋道。

二、分析框架與研究假設(shè)

1. 家校合作影響個體社會情感能力的生態(tài)系統(tǒng)分析框架

從家校合作視角研究家庭、學(xué)校與高中生社會情感能力之間的聯(lián)系，其思想是將家庭、學(xué)校及其交互域納入系統(tǒng)之中進(jìn)行綜合分析。然而，在系統(tǒng)之中構(gòu)建整體(系統(tǒng))與部分(系統(tǒng)內(nèi)部變量)之間的影響關(guān)系，需要與不同的理論進(jìn)行對話，以此為特定的因素建立邏輯關(guān)系，并最終為變量間關(guān)系的描述、解釋、預(yù)測提供學(xué)理依據(jù)。分析框架作為特定因素、關(guān)系的邏輯呈現(xiàn)，內(nèi)含理論路線與邏輯思維，它確定了相關(guān)變量之間的影響關(guān)系，描述、解釋、預(yù)測是其最主要的功能[14]。

基于生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建分析框架，為上述研究的實現(xiàn)提供了可能。生態(tài)系統(tǒng)理論將個體發(fā)展嵌套于一系列相互作用的環(huán)境之中，注重分析環(huán)境對個體成長的影響。該學(xué)派代表人物布朗芬布倫納(Bronfenbrenner. Urie)圍繞青少年，按照環(huán)境影響個體的直接性、動態(tài)性和交互性，將環(huán)境影響劃分為微系統(tǒng)、中系統(tǒng)、外系統(tǒng)和宏系統(tǒng)[15]。生態(tài)系統(tǒng)理論以環(huán)境影響個體的直接性為研究起點(diǎn)，注重家庭、學(xué)校育人環(huán)境對個體成長的直接影響；該理論同時關(guān)注圈層環(huán)境之間的交互作用，認(rèn)為圈層環(huán)境之間的相互影響同樣能夠影響到個體的成長過程；生態(tài)系統(tǒng)理論把個體成長設(shè)定為最終的研究目標(biāo)，強(qiáng)調(diào)要綜合分析多重環(huán)境對個體的影響?？傊?，在由起點(diǎn)到過程再到目標(biāo)旨?xì)w的分析過程中，圈層環(huán)境的劃分為描述、解釋、預(yù)測教育者、受教育者之間的影響關(guān)系提供了邏輯理路。

從理論可能到框架設(shè)計實現(xiàn)，仍需有如下側(cè)重。其一，綜合教育學(xué)相關(guān)理論對社會情感能力可塑性的關(guān)注，以及心理學(xué)領(lǐng)域相關(guān)研究所強(qiáng)調(diào)的家庭環(huán)境對個體社會情感能力發(fā)展的影響，結(jié)合布朗芬布倫納提出的“家庭教育及學(xué)校支持性環(huán)境是影響社會情感能力發(fā)展的重要因素”的觀點(diǎn)[15]，分析框架設(shè)計應(yīng)在家庭系統(tǒng)中將父母教育方式、親子關(guān)系，以及學(xué)校系統(tǒng)中的教師教育方式、師生關(guān)系作為主要變量包含在內(nèi)。其二，生態(tài)系統(tǒng)理論強(qiáng)調(diào)系統(tǒng)之間的交互性，認(rèn)為學(xué)生的社會情感能力發(fā)展是在以家庭、學(xué)校為主的環(huán)境中，以及二者之間的互動中不斷發(fā)展的[15, 16]。因此，在分析系統(tǒng)對個體社會情感能力產(chǎn)生影響的同時，分析框架的設(shè)計也應(yīng)考慮中系統(tǒng)對微系統(tǒng)的反作用。其三，生態(tài)系統(tǒng)理論以促進(jìn)個體成長為最終目標(biāo)。據(jù)此，分析框架中各變量的邏輯關(guān)系應(yīng)以個體社會情感能力為指向。因此，為清楚地描述各變量之間的邏輯關(guān)系，在尊重布朗芬布倫納對模型闡釋的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建的分析框架如圖1所示。

2. 家校合作影響高中生社會情感能力的研究假設(shè)

本文綜合上述理論探討和變量間的關(guān)系構(gòu)建提出研究假設(shè)：(1)家校合作可通過中系統(tǒng)間接作用和微系統(tǒng)直接傳導(dǎo)兩種機(jī)制影響高中生社會情感能力；(2)家校合作作為微系統(tǒng)的交互，能夠反向影響家庭微系統(tǒng)和學(xué)校微系統(tǒng)；(3)微系統(tǒng)不僅直接影響個體社會情感能力，同時在中系統(tǒng)與高中生社會情感能力之間發(fā)揮著中介作用。為證上述假設(shè)合理性，下文分別從中系統(tǒng)、家庭微系統(tǒng)、學(xué)校微系統(tǒng)三個方面詳細(xì)探討，以此獲得學(xué)理支持。

(1)家校合作對高中生社會情感能力的影響

家校合作是家庭微系統(tǒng)和學(xué)校微系統(tǒng)在“學(xué)生教育過程中圍繞學(xué)生發(fā)展或?qū)W生教育獲得而結(jié)成的共同體”[17]。此觀點(diǎn)與《中華人民共和國家庭教育促進(jìn)法》所倡導(dǎo)的“家庭與學(xué)校共同教育”育人理念相吻合[18]?；诠餐逃砟睿瑢W(xué)者多從“單項邏輯”與“雙向作用”兩類視角研究家校合作與個體社會情感能力之間的聯(lián)系?；凇皢雾椷壿嫛毖芯恳暯堑膶W(xué)者關(guān)注家長和教師的育人方式對個體社會情感能力的影響。例如有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，家長主動聯(lián)系教師與教師主動聯(lián)系家長可能會對學(xué)生成績、行為表現(xiàn)產(chǎn)生截然相反的影響。教師主動聯(lián)系家長可能會反向影響到學(xué)生的學(xué)業(yè)成績和社會情感能力的表現(xiàn)[19]，主要原因在于教師主動聯(lián)系家長大多發(fā)生在學(xué)生已經(jīng)出現(xiàn)學(xué)業(yè)困難或問題之后，教師主動聯(lián)系家長會給學(xué)生帶來心理壓力。遵循“雙向作用”研究視角的學(xué)者認(rèn)為家校合作能夠反向影響家庭教育和學(xué)校教育。研究表明，家校合作不僅在改善家長的教養(yǎng)方式方面具有積極作用，同時能夠緩解家長的教育焦慮[20]。對于教師教育而言，家校合作同樣能夠幫助教師改善自身的育人方式[21]，這對于提升教師的教學(xué)質(zhì)量具有積極作用。

綜合上述研究觀點(diǎn)，本研究提出假設(shè)1。假設(shè)1a：家校合作對提升高中生社會情感能力具有顯著的正向預(yù)測作用；假設(shè)1b：家校合作對父母教育方式具有顯著的正向預(yù)測作用；假設(shè)1c：家校合作對教師教育方式具有正向的預(yù)測作用。

(2)父母教養(yǎng)方式、親子關(guān)系的中介作用

家庭屬于生態(tài)系統(tǒng)理論的微系統(tǒng)構(gòu)成。生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為家庭教育是影響個體社會情感能力的重要環(huán)境因素。在當(dāng)下的教育體系構(gòu)成中，學(xué)者對家庭教育的期許早已超越了家庭教育內(nèi)涵的定義。內(nèi)涵釋義的分野直接導(dǎo)致了學(xué)者對于家庭教育的研究出現(xiàn)分化。一類研究基于《辭?！穼彝ソ逃亩x——“父母或其他長者在家里對兒童和青少年進(jìn)行的教育”[22]，注重父母的教養(yǎng)方式對個體社會情感能力的影響，認(rèn)為父母的教養(yǎng)方式能夠?qū)ψ优男袨榉绞?、環(huán)境適應(yīng)性產(chǎn)生影響[23]。如范佩特吉姆(Van Petegem S)研究發(fā)現(xiàn)，過度保護(hù)型父母的教養(yǎng)方式會導(dǎo)致青少年出現(xiàn)社交恐懼[24]，蔡雪斌等人對922名初高中生實證研究發(fā)現(xiàn)，父母教養(yǎng)方式能夠影響青少年的抗逆力[25]。另一類研究則基于家庭系統(tǒng)理論展開，認(rèn)為家庭是按照一定層級組成的組織系統(tǒng)，成員之間的互動對個體成長有重要影響[26]。此類研究認(rèn)為家庭系統(tǒng)內(nèi)部存在一種邏輯關(guān)系，即在家庭組織系統(tǒng)內(nèi)，積極的父母教養(yǎng)方式有助于形成高質(zhì)量、值得信任的親子關(guān)系[27]，而親子關(guān)系能夠?qū)€體行為產(chǎn)生積極影響[28]。

綜合上述研究觀點(diǎn)，本研究提出假設(shè)2。假設(shè)2a：家庭教育中父母的教養(yǎng)方式對親子關(guān)系有正向影響；假設(shè)2b：親子關(guān)系對社會情感能力有正向顯著影響；假設(shè)2c：在“家校合作→父母教養(yǎng)方式→親子關(guān)系→個體社會情感能力”的影響路徑中，父母教養(yǎng)方式、親子關(guān)系發(fā)揮顯著的中介作用。

(3)教師教育方式、師生關(guān)系的中介作用

學(xué)校是生態(tài)系統(tǒng)理論中的微系統(tǒng)構(gòu)成。在學(xué)校微系統(tǒng)中，教師被認(rèn)為是學(xué)校構(gòu)建育人環(huán)境的關(guān)鍵因素。同時，在現(xiàn)代教師評價框架中，高質(zhì)量的教師被認(rèn)為不僅能夠提高學(xué)生的考試成績，而且能夠為學(xué)生的社會情感能力發(fā)展提供支持[29]。鑒于教師在學(xué)校微系統(tǒng)中的重要作用，學(xué)者的研究特別關(guān)注教師教育方式、師生關(guān)系對學(xué)生社會情感能力的影響。學(xué)者研究教師教育方式與學(xué)生社會情感能力之間的影響關(guān)系發(fā)現(xiàn)，教師在課堂上的教學(xué)方式、教師的情感技能和教學(xué)水平，以及教師對于師生互動環(huán)境的營造能力能夠直接影響學(xué)生的社會情感能力[30]。甚至有學(xué)者直接提出觀點(diǎn)：“教育場域中教師與學(xué)生如何交往直接決定了師生的存在狀態(tài)，彰顯其本質(zhì)性的存在關(guān)系?！盵31]就高中生而言，師生之間的關(guān)系水平直接影響青春期學(xué)生與教師的交流意愿，這進(jìn)一步關(guān)系到學(xué)生能否從教師那里獲得情感支持。對此，有學(xué)者強(qiáng)調(diào)要特別關(guān)注良好的師生關(guān)系在促進(jìn)青少年身心健康、學(xué)習(xí)發(fā)展和減少學(xué)生行為問題方面發(fā)揮的積極作用[32]。

綜合上述研究觀點(diǎn)，本研究提出假設(shè)3。假設(shè)3a：教師教育方式能夠?qū)熒P(guān)系產(chǎn)生影響；假設(shè)3b：師生關(guān)系對學(xué)生社會情感能力有顯著的正向預(yù)測作用；假設(shè)3c：在“家校合作→教師教育方式→師生關(guān)系→社會情感能力”的影響路徑中，教師教育方式和師生關(guān)系發(fā)揮顯著的中介作用。

三、研究設(shè)計

1. 數(shù)據(jù)來源與處理

本文研究數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD的青少年社會情感能力調(diào)查(Study on Social and Emotional Skills,SSES)中關(guān)于中國高中生的數(shù)據(jù)。SSES項目調(diào)查圍繞影響青少年社會情感能力的家庭、學(xué)校、家長、教師等因素，將學(xué)生社會情感能力、父母教養(yǎng)方式、親子關(guān)系和師生關(guān)系等變量設(shè)計于調(diào)查問卷中。特別說明的是，由于SSES項目調(diào)查數(shù)據(jù)分布在多份問卷中，本文通過匹配法構(gòu)建個案的完整性，也即依據(jù)SSES調(diào)查問卷中的父母ID(Username_PA)、學(xué)生ID(Username_Std)及教師ID(Username_TC)，在SPSS中按照“數(shù)據(jù)”“匹配關(guān)鍵變量的個案”等步驟進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配，構(gòu)建出教師、父母與學(xué)生相對應(yīng)的變量數(shù)據(jù)表。為保證個案的一致性，研究只保留變量均不存在缺失值的樣本。本文最終使用的樣本數(shù)為2 965份，男生樣本數(shù)為1 525份，占比為51.4%，女生樣本為1 440份，占比為48.6%。

2. 變量說明及檢驗

(1)自變量

家校合作是本研究的自變量。以往研究多從“家長對合作的活動參與意愿、教師主動聯(lián)系、家長主動聯(lián)系”3個維度評估家校合作[13, 33, 34]。SSES作為一項大型國際調(diào)查，其對家校合作的測評在家長問卷和教師問卷中被具體化設(shè)計，主要通過 “主動與教師討論孩子的行為和表現(xiàn)”“在教師倡議下討論孩子的行為和進(jìn)步”等題目設(shè)計進(jìn)行測量。考慮到問卷量表測度的差異，本文研究參照學(xué)者成熟做法[35]，先將原始指標(biāo)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為T分?jǐn)?shù)①，然后通過均分處理構(gòu)建測評家校合作的指標(biāo)數(shù)據(jù)[33]。

(2)因變量

高中生社會情感能力是本文研究的因變量。SSES調(diào)查項目從任務(wù)能力、情緒調(diào)節(jié)等5個維度，責(zé)任感、抗壓力、共情、包容度、樂群、自控力等15個二級維度對青少年社會情感能力進(jìn)行測評，并給出了表示學(xué)生每項情感能力的最終得分。本文在選取這些變量進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)量綱的一致性，對青少年社會情感能力的最終得分進(jìn)行了T分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化處理[33, 35]，然后把轉(zhuǎn)化后的數(shù)據(jù)作為本文的分析數(shù)據(jù)。

(3)中介變量

家長教育方式、親子關(guān)系，以及教師教育方式、師生關(guān)系是本文研究的中介變量。家長教育方式測評來自家長自評問卷，通過“專門花時間與孩子交談”等題目設(shè)計進(jìn)行測評，參與者被要求“從不或幾乎不”(1分)到“每天或幾乎每天”(5分)進(jìn)行程度選擇。SSES調(diào)查項目將教師教育方式的測評題目設(shè)計于教師自評問卷中，通過“根據(jù)學(xué)生的能力分組學(xué)習(xí)”等5道題目設(shè)計進(jìn)行測評，并按照“幾乎或幾乎不”到“幾乎每一節(jié)課”進(jìn)行5點(diǎn)程度計分，教師所選的分?jǐn)?shù)越高表明教師選擇相關(guān)教學(xué)方式的頻率越高。親子關(guān)系、師生關(guān)系分別設(shè)計3道題目于學(xué)生問卷中，通過“我與父母交流有困難”“我與大多數(shù)老師相處得很好”等題目設(shè)計進(jìn)行測評。參與者被要求從“幾乎不”到“幾乎是或總是如此”進(jìn)行程度選擇。

(4)信效度檢驗

在數(shù)據(jù)檢驗過程中，首先按照Harman建議進(jìn)行共同方法偏差(CMV)檢驗[36]，本文數(shù)據(jù)中的第一個因子解釋的變異量小于40%，表示數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。其次，信度和效度進(jìn)行檢驗結(jié)果見表1：

表1 變量的信度、效度及變量之間的相關(guān)性檢驗

如表1所示，克朗巴赫α系數(shù)值均大于0.66，題目信度較好。標(biāo)準(zhǔn)化后的因子載荷量在0.450—0.908之間，多元相關(guān)平方SMC值均大于0.21，滿足維度對題目解釋能力的要求。組成信度CR值在0.679—0.918之間，基本滿足Hair等人0.70—0.95的建議值[37]，其中0.679處于可接受范圍。平均方差萃取量AVE值在0.424—0.691之間，基本滿足Fornell和Larcker 1981年AVE>0.5的建議[38]，0.424在可接受范圍。對角線數(shù)值為AVE的開根號值，下三角是構(gòu)面之皮爾森相關(guān)。對角線AVE的開根號數(shù)值大于其他相關(guān)的相關(guān)，構(gòu)面與構(gòu)面之間的區(qū)別效度存在。

3. 分析方法

(1)分位數(shù)回歸分析法

分位數(shù)回歸分析在本文中旨在用于估計不同的家校合作方式對高中生社會情感能力影響的異質(zhì)性。相較于傳統(tǒng)的回歸分析，分位數(shù)回歸模型通過層次設(shè)定，能夠在更大程度上描述不同分位點(diǎn)上的自變量對條件分位點(diǎn)上因變量的邊際影響，這有利于分析自變量對因變量變化范圍和條件分布特征的估計。就本文研究而言，其結(jié)果為家校合作方式的選擇提供了依據(jù)。分位數(shù)回歸方程的表達(dá)式如下：

(2)結(jié)構(gòu)方程模型分析

結(jié)構(gòu)方程模型為檢驗相關(guān)變量之間影響關(guān)系提供了依據(jù)?；诜治隹蚣?見圖1)和研究假設(shè)，本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型分析系統(tǒng)內(nèi)部和系統(tǒng)之間相關(guān)變量的影響關(guān)系。一方面分析系統(tǒng)之間的影響關(guān)系，也即分析中系統(tǒng)、家庭系統(tǒng)、學(xué)校系統(tǒng)和個體社會情感能力之間的影響關(guān)系；另一方面，分析系統(tǒng)內(nèi)部各變量之間的影響關(guān)系，也即分析家庭微系統(tǒng)內(nèi)部父母教育方式、親子關(guān)系和學(xué)校微系統(tǒng)內(nèi)部教師教育方式和師生關(guān)系之間的影響關(guān)系。

(3)中介效應(yīng)檢驗分析

中介效應(yīng)檢驗旨在探討變量、系統(tǒng)之間產(chǎn)生這個影響關(guān)系的內(nèi)部作用機(jī)制。中介效應(yīng)檢驗為分析家校合作通過何種機(jī)制影響個體社會情感能力提供了解釋依據(jù)。由分析框架(見圖1)可知，父母教育方式、親子關(guān)系，以及教師教育方式、師生關(guān)系是本文研究的重要中介變量。本文在檢驗中介效應(yīng)的同時，進(jìn)一步對中介傳導(dǎo)路徑之間的差異性進(jìn)行了比較。

四、實證結(jié)果分析

1. 家校合作中各主體參與方式的描述性統(tǒng)計

基于2 965份樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，本研究分析了教師、家長選擇不同合作方式的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、方差，以及對不同合作方式的參與態(tài)度，結(jié)果如表2所示：

表2 高中教師、家長選擇家校合作方式的描述性統(tǒng)計

如表2所示，首先，代表教師、家長參與方式的各變量均值處于中等偏上水平(以量表計分中值加以比較)，表示大多數(shù)家長、教師在家校合作過程中的參與積極性較高。其次，由方差、標(biāo)準(zhǔn)差的分析結(jié)果可知，反映教師群體參與一致性的標(biāo)準(zhǔn)差和方差數(shù)值整體較小，而家長群體則相對較高。其統(tǒng)計學(xué)意義說明，教師群體對不同合作方式的選擇一致性較高，且群體內(nèi)部之間的分歧較小。最后，在參與積極性方面(同樣是以計分中值加以比較)，教師群體對各種合作方式的主動參與率均在80.00%以上。相比之下，家長對不同合作方式的選擇存在偏好，如家長偏好選擇“主動向教師討論孩子行為” 的合作方式，占比為78.10%，而對于“主動參與學(xué)?；顒?志愿者”的合作方式，不主動的群體占比達(dá)59.70%。

2. 家校合作方式與社會情感能力的回歸結(jié)果

由圖2可知，家校合作方式對高中生社會情感能力的影響會因為個體社會情感能力的差異而表現(xiàn)出異質(zhì)性。一方面，分析家長合作方式的分位數(shù)回歸結(jié)果可知，對社會情感能力處于最低十分位(QR_10)和中間五十分位(QR_50)的高中生而言，家長“主動與教師討論孩子的表現(xiàn)和進(jìn)步”對高中生社會情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率最高，為9.45%和9.9%。對社會情感能力處于九十分位(QR_90)的高中生而言，家長選擇“在教師提議下主動討論孩子的行為和表現(xiàn)”帶來的邊際貢獻(xiàn)率最高。另一方面，由教師合作方式的分位數(shù)回歸結(jié)果可知，教師選擇“向家長反饋學(xué)生社會情感能力建議”和“學(xué)校邀請家長參與學(xué)校決策討論”的合作方式，對社會情感能力處于QR_90分位的高中生帶來的邊際貢獻(xiàn)率最高，其數(shù)值分別達(dá)到了12.9%和 6.8%。對于社會情感能力處于QR_10分位的高中生而言，教師“向家長反饋學(xué)生情感能力建議”對社會情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率反而為負(fù)。研究結(jié)果表明，家校合作影響高中生社會情感能力會因個體情感發(fā)育差異和合作方式不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性。

圖2 家校合作方式對高中生情感能力影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

3. 高中生社會情感能力影響機(jī)制的路徑分析

本研究在各項指標(biāo)均符合模型擬合度要求(x2=805.434，df=162，CFI=0.974>0.974，RMSEA=0.037<0.8，TLI=0.970)的基礎(chǔ)上，得到如圖3所示的計算結(jié)果。首先，家校合作對父母教育方式、教師教育方式和學(xué)生社會情感能力有顯著性的正向影響。其次，在微系統(tǒng)內(nèi)部之間的影響機(jī)制中，父母教育方式對親子關(guān)系具有正向預(yù)測作用(說明：親子關(guān)系是反向題測評，圖3中的-0.133和-0.592應(yīng)當(dāng)理解為正向預(yù)測作用)，而教師教育方式對師生關(guān)系的影響不具有統(tǒng)計學(xué)顯著性。最后，通過分析微系統(tǒng)對高中生社會情感能力的影響結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母教育方式、親子關(guān)系、師生關(guān)系能夠正向顯著預(yù)測高中生社會情感能力，而教師教育方式對高中生社會情感能力的影響并不具有統(tǒng)計學(xué)顯著性。綜合上述結(jié)果，文中研究大部分假設(shè)得到支持。

圖3 家校合作影響高中生社會情感能力的路徑關(guān)系結(jié)果

4. 高中生社會情感能力影響路徑的中介效應(yīng)

本文對父母教育方式、親子關(guān)系、教師教育方式、師生關(guān)系的中介作用進(jìn)行了檢驗。研究采用Bootstrap 方法進(jìn)行隨機(jī)抽樣1 000次，在95%的置信區(qū)間(CI)，進(jìn)行偏差校正(Bias Corrected)和百分位數(shù)(Percentile)檢驗，結(jié)果見表3。

由表3可知，在Mediation Path 1中，父母教育方式在“家校合作→父母教育方式→情感能力”的路徑中發(fā)揮著顯著的中介作用(p-Value=0.018<0.05,95%的置信區(qū)間下CI>0)。在Mediation Path 2中，父母教育方式、親子關(guān)系在家校合作影響高中生社會情感能力的傳導(dǎo)路徑中發(fā)揮顯著的鏈?zhǔn)街薪樽饔?p-Value<0.001，在95%置信區(qū)間CI>0)。因此，研究結(jié)果支持假設(shè)2c。在學(xué)校微系統(tǒng)中，通過檢驗Mediation Patp和Mediation Path 4的中介效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，表示中介效應(yīng)顯著性的p-Value>0.050，95%的置信區(qū)間包含0。因此，研究結(jié)果不支持假設(shè)3c，中介效應(yīng)不顯著于學(xué)校微系統(tǒng)。最后，對比中介效應(yīng)之間的差異發(fā)現(xiàn)，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)在Mediation Path 2與Mediation Path 4 之間存在顯著差異(p-Value<0.001，在95%置信區(qū)間CI>0)，由此說明，在家校合作影響高中生社會情感能力過程中，家庭系統(tǒng)和學(xué)校系統(tǒng)所發(fā)揮的中介作用存在差異。

五、結(jié)論與討論

研究基于生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建分析框架，依據(jù)SESS調(diào)查數(shù)據(jù)展開分析，通過描述性統(tǒng)計分析家校合作中各主體的參與意愿、方式和選擇偏好，并借助分位數(shù)回歸模型分析家校合作影響高中生社會情感能力的異質(zhì)性，最后通過結(jié)構(gòu)方程模型及中介效應(yīng)檢驗分析家校合作中各變量間的影響關(guān)系，研究得出如下結(jié)論。

表3 家校合作影響高中生社會情感能力的中介效應(yīng)檢驗

1. 教師群體在家校合作中表現(xiàn)出較高的參與一致性

教師群體在家校合作中表現(xiàn)出較高的積極性和參與一致性，家長群體的參與積極性和一致性則相對較低。大多數(shù)家長偏好選擇直接影響孩子社會情感能力的合作方式，如家長群體偏好選擇“與教師討論孩子行為”的合作方式而僅有少數(shù)家長選擇“參與學(xué)校活動/志愿者”就是一個鮮明的例證。對于這一現(xiàn)象，一方面可從主體秉持的價值觀中找到解釋。遵循集體理性的教師“以促進(jìn)全體學(xué)生的更好發(fā)展”為價值取向[39]。遵從個體理性的家長更注重當(dāng)前合作方式的價值，他們偏好選擇對孩子社會情感能力有直接影響的家校合作方式。另一方面，傳統(tǒng)家庭教育觀的影響亦有可能是家長對家校合作方式選擇產(chǎn)生偏好的原因，因為功利的教育思想往往致使家長表現(xiàn)出“逐利”的教育傾向[40]。構(gòu)建良好的家校合作育人生態(tài)，合作主體正確的參與動機(jī)是起點(diǎn)，并能夠影響家校合作育人的全過程。在未來的家校合作中，應(yīng)警惕家長參與由個體理性走向個體功利。

2. 家校合作方式對高中生情感能力影響存在異質(zhì)性

實證結(jié)果表明，家校合作方式對高中生社會情感能力的影響會因為個體社會情感能力的差異而表現(xiàn)出異質(zhì)性。通過橫向維度比較發(fā)現(xiàn)，對于社會情感能力處于同一層次的高中生而言，不同的家校合作方式對高中生社會情感能力的提升所帶來的邊際貢獻(xiàn)率存在差異。以家長“主動與教師討論孩子的表現(xiàn)和進(jìn)步”的合作方式為例，其在QR_10分位和QR_50分位對高中生社會情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率均高于“在教師提議下主動討論孩子的行為和表現(xiàn)”的合作方式。這一發(fā)現(xiàn)可從已有研究中獲得解釋，即對于社會情感能力處于較低層次的高中生而言，教師主動聯(lián)系家長往往會給學(xué)生帶來更大的心理壓力[19]。這一結(jié)論和現(xiàn)象的背后說明，合作方式精準(zhǔn)供給與合作方式選擇具有同等重要的意義。從縱向維度比較發(fā)現(xiàn)，對于社會情感能力處于不同層次的高中生而言，同一種合作方式對高中生社會情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率并非單向遞增。結(jié)論啟示是，個體社會情感能力發(fā)展是一個動態(tài)、變化的過程，并非靜止、孤立的。因而，以家校合作促進(jìn)高中生社會情感能力提升，也應(yīng)綜合運(yùn)用多種合作方式。

3. 家校合作以多重傳遞機(jī)制影響個體社會情感能力

家校合作可通過多重傳遞機(jī)制影響個體的社會情感能力。首先，家校合作能夠正向、顯著預(yù)測高中生社會情感能力，這一結(jié)論通過結(jié)構(gòu)方程模型的顯著性檢驗得到驗證。其次，家校合作既可以直接影響父母教育方式和教師教育方式，同時也可通過微系統(tǒng)間接影響個體社會情感能力的發(fā)展。本文的研究發(fā)現(xiàn)與生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)相一致，微系統(tǒng)交互所形成的中系統(tǒng)能夠反向影響到微系統(tǒng)[41]。值得注意的是，本文研究結(jié)果表明，教師教育方式、師生關(guān)系與高中生社會情感能力之間的影響不具有統(tǒng)計學(xué)顯著性。這一結(jié)果可能與高中教育階段的特殊性有關(guān)，一方面，相較于社會情感能力的培養(yǎng)和師生關(guān)系的構(gòu)建，高中教師可能更關(guān)注學(xué)生的學(xué)習(xí)；另一方面，相較于家庭微系統(tǒng)對高中生社會情感能力影響的顯著性而言，教師教育方式有待優(yōu)化，教師在傳播知識的同時也應(yīng)更多關(guān)注學(xué)生情感成長。上述結(jié)論和發(fā)現(xiàn)的意義在于，家校合作作為當(dāng)下教育體制的重要構(gòu)成，不僅關(guān)乎個體社會情感能力的發(fā)展，同時能夠?qū)彝ソ逃蛯W(xué)校教育產(chǎn)生影響。同時，家校協(xié)同育人是推進(jìn)教育生態(tài)建設(shè)的重要著力點(diǎn)，發(fā)揮學(xué)校微系統(tǒng)在高中生社會情感能力培育中的積極作用應(yīng)是未來高中教育改革的側(cè)重點(diǎn)。

4. 家庭是家校合作影響高中生情感能力的重要中介

家庭微系統(tǒng)是家校合作影響高中生社會情感能力的重要中介，這是由中系統(tǒng)到個體之間傳遞影響關(guān)系的關(guān)鍵。本文通過中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，中介效應(yīng)顯著于家庭系統(tǒng)而非學(xué)校。造成中介效應(yīng)顯著性的二分現(xiàn)象，主要原因是當(dāng)下家庭教育和學(xué)校教育仍然桎梏于傳統(tǒng)育人理念。換言之，當(dāng)下的教育體制構(gòu)成仍然存在“以德為主”的家庭教育和“以學(xué)為主”的學(xué)校教育之二元孤立[42]。這不是家校合作對于建設(shè)互不可替代、互聯(lián)互通育人共同體的應(yīng)然價值追求。以家校合作構(gòu)建育人共同體，應(yīng)充分發(fā)揮家庭和學(xué)校的育人功能，并以此為基礎(chǔ)構(gòu)建現(xiàn)代化的家校協(xié)同育人體系。實現(xiàn)上述目標(biāo)，需要超越傳統(tǒng)家庭教育和學(xué)校教育的職能邊界。如何通過職能劃分明晰育人主體的權(quán)責(zé)邊界，以及通過職能劃分為育人主體充分釋能，這是未來優(yōu)化家校合作乃至家校協(xié)同育人體系需要重點(diǎn)思考的問題。

六、對策與建議

綜合上述結(jié)論、發(fā)現(xiàn)、啟示，基于家校合作視角提升高中生社會情感能力應(yīng)以主體正確的參與觀為起始,在家校合作過程中為個體成長提供分層分類支持環(huán)境為最優(yōu)選擇,通過明確參與主體在家校合作中的職能邊界，以達(dá)到共同構(gòu)建育人生態(tài)的目標(biāo)。

1. 提供家庭教育培訓(xùn)支持，樹立正確的家校合作觀

蓋斯特維基(Gestwicki)認(rèn)為，家長為孩子提供良好教育的三類阻礙因素之一是家長的動機(jī)[43]。在家校合作育人過程中，參與主體的功利主義不利于協(xié)同育人良性發(fā)展，亦有可能給學(xué)業(yè)、生理面臨雙重壓力的高中生帶來負(fù)面影響。教育功利化傾向的背后折射出家庭教育理念的缺失和不當(dāng)，這是提升高中生社會情感能力，乃至構(gòu)建教育生態(tài)需要警惕和糾正的。因此建議：其一，建立家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系，這是《關(guān)于指導(dǎo)推進(jìn)家庭教育的五年規(guī)劃 (2021—2025年)》的政策號召，亦是當(dāng)下家校合作育人的迫切現(xiàn)實需求。家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系對于提升家庭教育質(zhì)量有著重要作用，一方面，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)有利于幫助家長樹立正確的育人觀念，同時有利于改進(jìn)父母的育人方式，更有利于緩解父母的教育焦慮；另一方面，就家校合作而言，通過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)可提升家長在家校合作中的合作意愿和職能勝任力。其二，完善家校溝通渠道，營造家校溝通環(huán)境。通過建立線上、線下和兩者融合的多渠道合作方式，為家長和教師提供更多的合作選擇。多渠道的家校合作方式選擇有利于規(guī)避家校合作方式功利化。其三，以教師為著力點(diǎn)，把家校合作融入教師培訓(xùn)，提升教師的溝通技能，以此促進(jìn)家庭和學(xué)校溝通的有效性。

2. 優(yōu)化家校合作方式策略，創(chuàng)設(shè)分層分類支持環(huán)境

家校合作方式對高中生情感能力的影響存在異質(zhì)性?？茖W(xué)的家校合作方式選擇應(yīng)是根據(jù)學(xué)生的自身社會情感能力的不同進(jìn)行 “量身定制”的。為高中生社會情感能力發(fā)展提供科學(xué)的家校合作方式選擇，需要家庭、學(xué)校因材施教，通過多重策略組合為個體創(chuàng)設(shè)分層分類支持環(huán)境來實現(xiàn)。對此，建議如下：首先，針對社會情感能力處于低分位層次的高中生，家長應(yīng)“主動與教師討論孩子的表現(xiàn)和進(jìn)步”，例如學(xué)生在面臨考試壓力、情感困惑、學(xué)習(xí)阻礙時，家長應(yīng)主動與教師交流溝通，共同為高中生心理健康發(fā)展提供情感關(guān)懷，以此幫助孩子紓解學(xué)習(xí)、社交等心理壓力。其次，對于社會情感能力處于中間分位層次的高中生，一方面，家長應(yīng)主動與教師談?wù)摵⒆拥倪M(jìn)步和表現(xiàn)，以此增進(jìn)雙方對高中生社會情感能力的了解；另一方面，雙方應(yīng)通過積極溝通為高中生社會情感能力提升提供一致的情感支持環(huán)境。最后，對于社會情感能力處于較高水平的高中生，家校合作對其社會情感能力提升的影響有限。因此，要避免那些發(fā)揮正向作用的合作方式在達(dá)到臨界點(diǎn)后成為阻礙，因此要給予社會情感能力處于較高水平的高中生更多的自由空間。

3. 明確合作主體功能邊界，共筑情感支持育人生態(tài)

構(gòu)建共同參與、互聯(lián)互通、互不可或缺的家校協(xié)同育人生態(tài)是當(dāng)下教育體系的應(yīng)然價值追求。要實現(xiàn)這一目標(biāo)，在家校合作過程中必然要突破傳統(tǒng)育人理念的桎梏，打破“以德為主”的家庭教育和“以學(xué)為主”的學(xué)校教育之二元孤立。對此，建議如下：其一，在家校合作過程中，要明確參與主體的職能邊界，強(qiáng)調(diào)參與主體的責(zé)任意識，以此避免參與主體因職能不清和權(quán)責(zé)不明而出現(xiàn)非此即彼的合作育人現(xiàn)狀。其二，在家校合作過程中要明確參與主體的功能邊界。家校合作不是家庭教育和學(xué)校育人的簡單加總，亦不是家長無條件地服從、配合完成學(xué)校的分派任務(wù)，更不是以教師專業(yè)主義構(gòu)建信奉權(quán)威，使“合作”淪為“家長配合”。家校合作強(qiáng)調(diào)通過合作、協(xié)同為育人主體釋能，以達(dá)到共同育人目的。其三，綜合來看，在家校合作中明確家庭和學(xué)校的主體職能、功能邊界是為學(xué)生構(gòu)建情感支持育人生態(tài)的微觀系統(tǒng)張力。然而，推動我國家校合作育人生態(tài)良好發(fā)展，宏觀上需要各級主管部門領(lǐng)導(dǎo)統(tǒng)籌、組織、安排，把家校合作納入教育發(fā)展規(guī)劃，通過完善政策法規(guī)和評估機(jī)制來持續(xù)推動、優(yōu)化和完善。

注 釋:

① 先將青少年社會情感能力最終得分轉(zhuǎn)化為Z分?jǐn)?shù)，然后按照T分?jǐn)?shù)求解公式T=50+Z×10轉(zhuǎn)化。