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1 引言

学业投入是个体进行学习活动时行为参与、认知参与和情感卷入的程度（Connell & Wellborn，1991；Fredricks et al.，2004 ）。青春期早期的学生面临着更高学业要求，但进入初中后，学生对于学习的热情和在学业上的投入却逐渐减少（张云运 等，2021）。研究显示，学业投入是学业表现的重要预测因子（Schwinger et al.，2014），是对抗辍学的重要手段（Fredricks et al.，2004），提高学生的学业投入水平将有助于解决学生厌学、学业成就感低等现实的教育问题。

学者普遍认同师生关系的亲密性是存在于师生互动中的一个维度，张野、李其维和张珊珊（2009）指出亲密性是指教师和学生之间交流、关爱、帮助，以及学生对教师的尊敬和崇拜，体现在师生间情感上的关爱、思想上的认同，以及态度和行为上的接纳。亲密性师生关系在最大程度上影响初中生的学校适应（邹泓，2007），有助于提高学生的学习成绩（王静，2016）。当前的研究主要是将师生关系当作一个整体来考察师生关系对学业投入的影响，而师生关系作为一个广泛的概念，只有探究师生关系中的具体方面即师生关系亲密性才利于真正厘清师生关系对学业投入的影响，为教育实践活动提供更多的参考意见。基于此，本研究提出假设1师生关系亲密性能显著正向预测学业投入。

佩克伦（Pekrun，2002）首先提出学业情绪这个概念，董妍和俞国良（2007）在佩克伦的理论基础上做了补充，认为学业情绪既包含学生在学习过程中体验到的成功和失败的情绪，也包含了课后作业等活动中所体会到的情绪。根据控制—价值理论，外在环境因素通过控制和价值评价对学生的学业情绪产生影响，从而影响学生的学习动机、学习策略和学习成就（Pekrun，2006）。由此可知，师生关系亲密性作为学业投入的影响因素，学业投入作为学习结果，学业情绪可能在其中起着重要的中介作用。早期的研究者多关注于考试焦虑、羞愧等消极学业情绪，研究发现，积极学业情绪会给学生带来更强的学习动力、更集中的注意力和更及时的情绪唤醒（崔宁，2025）。积极学业情绪对学生学业投入有更重要的意义，因此本研究聚焦积极学业情绪即积极高唤醒维度，包含自豪，高兴和希望；积极低唤醒维度，包含满足、平静和放松。基于此，提出假设2积极学业情绪的两个维度即积极高唤醒和积极低唤醒均在学业投入中起中介作用。

父母支持是指父母对孩子的以保证、温暖、认可和其他正面情感为特点的活动（Ellis et al.，1976）。Barber，Stolz，Olsen，Collins和Burchinal（2005）提出父母支持是教养方式的一个维度，指父母在养育子女过程中表现出来的对子女的关怀和接纳，是一种子女与父母积极、温暖、亲密的关系。根据生态系统理论，家庭与学校的良性互动有助于促进学生的成长，但目前较少有研究将来自家庭环境系统的父母支持和来自学校系统的正向的师生关系即师生关系亲密性结合起来，探究他们对学生学业情绪和学业投入的交互作用。有关父母支持和师生关系亲密性的交互作用对个体的行为和情绪的影响机制有多种假说和模型。研究者（Brook et al.，1986；Zimmerman et al.，1989）提出了保护因子—保护因子模型（Protective-protective Model），该模型认为不同保护因子在预测青少年发展时存在交互作用，一种保护因子会促进另一种保护因子对结果变量的影响即保护—保护因子的促进假说。按照促进假说的观点，高父母支持组中师生关系亲密性对于学业情绪的保护作用要比低父母支持的保护作用更大。但国内学者在研究中发现，保护—保护因子模型中可能还存在另一种假说即保护—保护因子的排除假说，即一种保护因子反而会削弱另一种保护因子对结果变量的预测作用（王艳辉 等，2009），并有后续的研究证实了该观点的存在（鲍振宙 等，2013）。按照排除假说的观点，与高父母支持水平相比，低父母支持时高师生关系亲密性更能显著预测学业情绪的增长。两种交互模式对现实生活有着不同的指导意义，若促进假说获得支持，提高父母支持就显得特别重要，只要父母支持得到提高，学生就能从师生关系亲密性的提高中受益更多。如果排除假说得到支持，应更关注在低父母支持的学生，不断提升他们的师生关系亲密性，其积极学业情绪才能得到较多提升。基于此，提出假设3积极学业情绪的中介作用受到了父母支持的调节，但鉴于目前对父母支持的调节作用符合排除假说还是促进假说的研究证据相对缺乏，本研究不对其具体作用模式做出明确的预测。

2 研究设计

2.1 研究对象

本研究采用简单方便抽样的方式，对安徽省芜湖市两所城镇初中、三所农村初中，共五所初中进行整体抽样，共发放问卷950份，排除未完成、规律作答和测谎题得分差在2分以上的问卷共93份，得到有效问卷857份，有效率为90.21%。有效问卷中：男生425人（49.59%），女生432人（50.41%）；独生子女261人（30.50%），非独生子女596人（69.50%）；初一年级289人（33.72%），初二年级445人（51.93%），初三年级123人（14.35%）；城镇294人（34.31%），农村563人（65.69%）。

2.2 研究工具

2.2.1 学业投入量表

采用刘在花（2015）编制的学业投入量表，该量表包括31个题目，由行为投入、情感投入、认知投入三个维度组成。在本研究中，各维度间的相关系数均在0.7之上，指示各维度高度相关，因此将学业投入当作总分来报告，该量表采用利克特5点计分，得分愈高，学业投入水平愈高，在本研究中该量表的克隆巴赫α
信度为0.95。

2.2.2 师生关系亲密性问卷

本研究采用张野（2009）编制的师生关系日常交往问卷中的亲密性维度来测量师生关系亲密性。该问卷采用李克特五点记分法，共5个题目，得分越高，说明师生关系亲密性水平越高。在本研究中该量表的克隆巴赫α信度为0.78。

2.2.3 学业情绪问卷

采用俞国良和董妍（2009）在佩克伦的研究基础上修订的青少年学业情绪量表，本研究中选用积极学业情绪中的积极高唤醒和积极低唤醒两个维度，共30个项目采用利克特五点计分。积极学业情绪总量表的克隆巴赫α信度为0.88，积极高唤醒量表的克隆巴赫α信度为0.79，积极低唤醒量表的克隆巴赫α信度为0.86。

2.2.4 父母支持量表

采用Furman和Buhrmester（1985）年编制、侯志瑾（1997）修订的社会关系网络问卷（NRI）测量初中生感知到的父母支持，原问卷共8个维度，选取其中工具性支持、情感支持、陪伴娱乐性支持、亲密感、价值增进这五个支持性维度、共18道题来测量初中生感知到的父母支持，采用利克特式5点计分，1表示“从不”，5表示“几乎总是”。父母支持总分表示父母支持水平，总分越高，父母支持水平越高。在本研究中，该量表的克隆巴赫α信度为0.92。

2.3 数据处理

采用SPSS 25.0对数据进行统计和分析，进行独立样本 t 检验、单因素方差分析、相关分析，最后使用Process插件验证有调节的中介模型。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

鉴于本研究主要采用问卷调查法，且多名被试同时作答相同的问卷，所以在对变量之间关系进行检验前需要对数据进行共同方法偏差检验。根据Podsakoff，P. M.，MacKenzie，Lee和Podsakoff，N. P.（2003）的建议，采用 Harman 单因子检验。在本研究中，有30个因子的特征根大于1，且第一个因子解释的方差只有20.24%，低于40%的临界值。因此，本研究后续结果和结论基本不会受到共同方法偏差问题的影响（周浩，龙立荣，2004）。

3.2 各变量的描述统计及相关结果分析

如表1所示，独立样本t检验发现，学业投入在年级、是否独生、是否为班干和生源地上存在显著的差异。师生关系亲密性在性别、年级、是否为班干和生源地上有显著的差异。在学业情绪上，积极高唤醒在性别、年级、是否为班干和生源地上有着显著差异，积极低唤醒在性别、是否独生、年级、生源地上都有显著差异。父母支持在是否为班干上有显著差异。

表 1 各变量的描述统计及人口学变量差异性检验（N=857）

Table 1 Descriptive statistics and tests of demographic differences for each variable(N=857)

注：*p<0.05 ，**p<0.01，***p<0.001。

采用Pearson积差相关法对初中生学业投入与师生关系亲密性、学业情绪、父母支持的相关性进行分析，结果如表2所示，学业投入与师生关系亲密性显著正相关，且属于中等较强的相关。学业投入与积极学业情绪的两个维度显著正相关（p<0.01）。师生关系亲密性与积极高唤醒、积极低唤醒显著正相关（p<0.01），父母支持和学业投入、师生关系亲密性、学业情绪的积极高唤醒、积极低唤醒显著正相关（p<0.01）。

表 2 师生关系亲密性、学业情绪、父母支持与初中生学业投入的相关分析（N=857）

Table 2 Correlation analysis of teacher-student closeness, academic emotions, parental support, and academic engagement among middle school students(N=857)

注：*p<0.05 ，**p<0.01 ，***p<0.001。

3.3 师生关系亲密性对学业投入的影响：有调节的中介模型检验

3.3.1 以积极高唤醒为中介变量，父母支持为调节变量

使用海耶斯（Hayes，2013）的SPSS宏程序Process分析积极高唤醒在师生关系亲密性与初中生学业投入中的中介作用，及师生关系亲密性与积极高唤醒的路径是否受到父母支持的调节，使用Model7进行检验。得出结果如表3所示。

表 3 师生关系亲密性对初中生学业投入的有调节的中介效应检验（N=857）

Table 3 A moderated mediation analysis of the influence of teacher-student closeness on academic engagement among middle school students (N=857)

注：各变量在分析时采用中心化值。

从方程1可以看出师生关系亲密性可以显著正向预测积极高唤醒（β=0.54，p<0.001），并且父母支持能够显著负向地调节亲密性对积极高唤醒的正向影响。从方程2可以看出，师生关系亲密性显著正向预测学业投入（β=1.97，p<0.001），积极高唤醒显著正向预测学业投入（β=0.84，p<0.001），表明积极高唤醒在师生关系与学业投入中起着部分中介的作用。

表 4 不同父母支持水平时积极高唤醒在师生关系亲密性与学业投入间的中介效应

Table 4 Moderated mediation effect of positive high arousal between teacher-student closeness and academic engagement at different levels of parental support

当父母支持得分为平均数、平均数上一个标准差和平均数下一个标准差时，积极高唤醒在师生关系亲密性与学业投入之间的中介效应值及其95%Bootstrap置信区间如上表4所示，具体结果为在父母支持的高中低三个水平上，积极高唤醒的中介作用都成立。由此可以看出，本研究提出的有调节的中介模型得到了支持，积极高唤醒在师生关系亲密性与学业投入之间起着部分中介的作用，父母支持在师生关系亲密性与积极高唤醒之间起着调节作用。

为了更清晰地揭示父母支持的调节作用，本研究计算出父母支持为平均数上下一个标准差时，师生关系亲密性对积极高唤醒的效应值即进行简单斜率检验，并根据回归方程分别以师生关系亲密性和父母支持正负一个标准差的值绘制了简单效应分析图（Dearing & Hamilton，2006）。检验发现，当父母支持水平较高时，师生关系亲密性对积极高唤醒有显著的正向预测
（βsimple =0.39，p<0.001）。当父母支持水平较低时，师生关系亲密性对积极高唤醒的正向预测也是显著的（βsimple =0.70，p<0.001）。因此，该调节作用模式符合“保护因子-保护因子模型”的排除假说。

图 1 父母支持对师生关系亲密性与积极高唤醒之间关系的调节

Figure 1 Moderating effect of parental support on the relationship between teacher-student closeness and positive high arousal

3.3.2 以积极低唤醒为中介变量，父母支持为调节变量

使用海耶斯（Hayes，2013）的SPSS宏程序Process分析积极低唤醒在师生关系亲密性与初中生学业投入中的中介作用，及师生关系亲密性与积极低唤醒的路径是否受到父母支持的调节，使用Model7进行检验，得出结果如表5所示。

表 5 师生关系亲密性对初中生学业投入的有调节的中介效应检验（N=857）

Table 5 Moderated mediation effect of teacher-student closeness on academic engagement among middle school students (N=857)

注：各变量在分析时采用中心化值。

从方程1可以看出，师生关系亲密性可以显著正向预测积极低唤醒（β=0.62，p<0.001），并且父母支持不能显著地调节亲密性对积极低唤醒的影响（β=-0.01，p>0.05）。从方程2可以看出，师生关系亲密性对显著正向预测学业投入（β=1.51，p<0.001），积极低唤醒显著正向预测学业投入（β=1.23，p<0.001），表明积极低唤醒在师生关系与学业投入中起着部分中介的作用。

表 6 不同父母支持水平时积极低唤醒在师生关系亲密性与学业投入间的中介效应

Table 6 Moderated mediation effect of positive low arousal between teacher-student closeness and academic engagement at different levels of parental support

当父母支持水平为平均数、平均数上一个标准差和平均数下一个标准差时，积极低唤醒在师生关系亲密性与学业投入之间的中介效应值及其95%Bootstrap置信区间如表6所示，具体结果为在父母支持的高中低三个水平上，积极低唤醒的中介作用都成立。由此可以看出，虽然本研究提出的有调节的中介模型没有得到支持，但可以看出积极低唤醒还是在师生关系亲密性与学业投入之间起着部分中介的作用。

4 讨论

4.1 师生关系亲密性与学业投入

本研究结果显示，师生关系亲密性与初中生的学业投入显著正相关，即师生关系亲密性水平愈高，初中生的学业投入水平愈高，符合本研究的预期假设1与先前的研究结论（燕良轼，2018；李萌，2019）。Tucker（2002）认为师生关系是影响学生学业投入的最主要因素，师生关系亲密性可以促进个体对学习竞争力更积极的自我认识，从而促进他们在学业上投入更多的时间、精力（Verschueren & Koomen，2012）。在初中阶段，教师和学生之间相互信任、彼此尊重，这种正向的关系能给学生以极大的鼓舞和支持（Opdenakker & Minnaert，2011）。教师在学校扮演着多重的角色，既是学生依恋的对象，又是学生学校表现的重要评价者，师生关系亲密性可以有效预测学生的学校参与程度（Ryan et al.，1994）。

4.2 学业情绪的中介效应分析

本研究提出的有调节的中介模型的中介效应得到了验证，结果显示积极学业情绪的两个维度均在师生关系亲密性与初中生学业投入中发挥着部分中介作用，该结果验证了康奈尔和韦尔本（Connell & Wellborn，1991）的自我系统加工理论，在前人的研究基础上进一步完善了学业投入的理论。Eccles，Vida和Barber（2004）指出，教师和学生之间关系的性质和质量可以促进学生对学校的热情和参与度。师生关系亲密性可以满足初中生的关系需求，能极大地激发他们对学业的积极情感，进而促进他们的学业投入；反之，师生关系亲密性水平较低则无法满足学生对关系的需求，降低学生的学习热情。如果教师和学生在课程上能够建立互相信任的关系，将会使学生拥有积极的学业情绪，有助于学生学业投入的提高。

4.3 父母支持的调节效应分析

在本研究建立的有调节的中介模型中，父母支持在师生关系亲密性与积极高唤醒间起调节作用的假设得到了验证，在师生关系亲密性与积极低唤醒间不发挥调节作用。结果显示，父母支持在师生关系亲密性与积极高唤醒间的调节作用符合“保护—保护因子模型”的排除假说（王艳辉，2009），说明父母支持会削弱师生关系亲密性对积极高唤醒的正向预测作用。出现这种情况可能的原因是：对于积极的学业情绪，在高父母支持的个体中，积极学业情绪发生率极高，师生关系亲密性对于积极学业情绪的保护作用可能得不到显示，因为作为结果变量的积极学业情绪出现了“天花板效应”，只有在父母支持水平较低的个体中，师生关系亲密性的保护作用才能得以发挥。父母支持水平越高，个体越能感受到来自父母的正面评价和情感上的理解，对自身在学业上的评价也越积极，因此，他们的积极高唤醒程度得到了较好发展，从而不要求有较高的师生关系亲密性水平发挥作用；只有当父母支持水平较低时，个体的积极高唤醒水平得不到较高发展，这时师生关系亲密性的增加才较多促进学生积极高唤醒水平的提升。父母支持在师生关系亲密性与积极高唤醒间扮演的是“美不胜收”而不是“锦上添花”的角色（李堇平，2012），我们应该更关注那些父母支持水平较低的学生，提高他们的师生关系亲密性水平能显著提升他们的积极高唤醒学业情绪水平，关注对父母支持水平较低的个体具有实际意义。

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