墨西哥裔美国高中三代学生的家庭环境与成就
詹姆斯L.罗德里格斯 圣地亚哥州立大学
摘要：这项研究调查了3681名墨西哥裔美国高中生对家庭环境和学业成绩的代际差异。家庭环境变量有四种:家庭参与、家庭监控、家庭控制和家庭主义。协方差分析显示第一代和第二代学生的成绩和家庭监督水平显著高于第三代学生，而第三代学生的家庭参与水平显著高于第三代学生。回归分析显示，家庭参与对三代学生的学习成绩有显著的预测作用。讨论结果有助于加深我们对墨西哥裔美国青少年的成就及其家庭在教育过程中的作用的了解，并对墨西哥裔美国青少年及其家庭的政策、预防和干预计划的制定和实施提出建议。
在过去的十年中，人们对家长参与项目和学校-社区伙伴关系的兴趣一直在稳步增长（例如，爱泼斯坦，1996年）。家长参与教育和学校-社区伙伴关系的发展被认为有助于儿童和青少年的学业成就和心理发展（例如，埃克尔斯和哈罗德，1996年；爱泼斯坦，1996年）。然而，研究人员最近才开始探索跨越文化差异的方法，这些差异可以在墨西哥裔美国人儿童和青少年的家庭和学校经历之间存在（Delgado-盖伊坦，1991年；德尔加多-盖伊坦，1994年；瓦尔德斯，1996年）。墨西哥裔美国学生的家庭和学校经历之间的文化不连续性可能会因为语言差异阻碍了家长、学生和教师之间的交流而被放大。此外，移民父母本身的教育经验有限，可能不熟悉美国的教育系统（苏亚雷斯-奥罗斯科和苏亚雷斯-奥罗斯科，1995年；瓦尔德斯，1996年）。
此外，移民家庭中儿童和成人之间的代际冲突可能是由于他们各自的教育经历的差异。然而，研究人员最近指出，孩子们可以担任他们父母的文化和语言翻译(Burielamp;DeMent，1997年；加西亚·科尔和马格努森，1997年)。随着孩子在教育过程中的进步，他们以比父母更快的速度获得语言和社会化技能。本质上，儿童的受教育经历加快了他们的文化适应速度。他们加速文化适应的一个结果是，来自移民家庭的儿童和青少年可以在家庭中承担与与学校和其他机构如银行、公用事业和司法系统的互动有关的责任作用。这些角色可能包括一系列的活动，从为父母翻译到为父母提供有关财务、法律和教育事务的基本信息。
儿童和青少年为父母和其他成年家庭成员的文化经纪人的概念体现了理解家庭环境与包括学校在内的公共机构的关系的努力。文化经纪研究与探索家庭支持因素与墨西哥裔美国青少年学术表现之间关系的平行研究（埃尔南德斯，1993年；苏亚雷斯-奥罗斯科和苏亚雷斯-奥罗斯科，1995年；瓦尔德斯，1996年）。
在一项对非移民墨西哥后裔青少年的研究中，埃尔南德斯·（1993）发现家庭支持是学术弹性的关键预测因素。然而，本研究不可能进行代际分析，因为受试者人群不包括移民世代青少年。苏亚雷斯-奥罗斯科和苏亚雷斯-奥罗斯科（1995）在一项研究中解决了这个问题，他们发现来自墨西哥移民家庭的青少年获得的家庭支持比来自非移民后代家庭的青少年获得的成就水平更高。最后，在10个墨西哥后裔家庭的人种志中，瓦尔德(1996)指出有必要研究和理解墨西哥裔美国人家庭支持系统中儿童教育的文化驱动变异，这可能与欧美家庭支持系统有显著差异。瓦尔德斯警告说，诸如育儿计划等干预措施可能对移民家庭造成的长期伤害比任何短期福利都要多。
虽然这些研究表明了家庭支持因素和学业成就之间的关系，但关于在这种关系中世代地位的作用的问题仍未得到回答。必须了解家庭环境如何影响移民和非移民青少年以相似和不同的方式取得的成就。这对于那些可能经历家庭和学校环境之间文化脱节的墨西哥裔美国青少年来说尤为重要。他们可能正在适应学校环境，这与他们的家庭环境不一致，导致青少年在两种环境之间而不是环境内部工作。
本研究考察了家庭环境与墨西哥裔美国高中生的成就之间的关系。四个家庭环境变量是研究：家庭参与教育、对青少年课外活动的家庭监测、对青少年活动的家庭控制和衡量家庭归属程度的家庭主义。家庭参与变量并不限于家长参与学校活动。相反，它被扩展到其他家庭成员。他们也可能在青少年的教育中发挥关键作用。家庭控制和监测仅限于父母在家庭环境中的作用。更具体地说，本研究探讨了青少年对家庭环境的看法根据他们的世代地位有何不同。
研究方法
数据收集
一份346项的问卷分发给加州3所高中的学生。问卷包括几个量表和亚量表，测量了各种心理、文化和教育结构。该问卷有英语和西班牙语版本，可在教室内管理，并要求学生按时间完成该问卷。在完成的7140份问卷中，3681份由墨西哥裔美国学生完成。共完成了441份西班牙语版本的调查问卷；大部分是墨西哥裔美国学生。
参加者
3681名自称是墨西哥人、墨西哥裔美国人或奇卡诺人的学生参与了研究。有1403名学生被确认为第一代学生。这些学生出生在墨西哥，小时候就移民到了美国。有1237名第二代学生出生在美国，但至少有一名父母出生在墨西哥。有1017名第三代学生和他们的父母都出生在美国。一个重要注意的是，报告的父母受教育程度有代际差异。第一代和第二代父母的平均受教育年限分别为8.6年和9.1年，而第三代父母则为11.8年。[1]
此外，在墨西哥裔美国人这些人中，有1833名女性和1837名男学生。有11名墨西哥裔美国学生没有报告自己的性别。学生招收9-12年级的学生，每个年级的学生人数从1020名9年级学生减少到731名12年级学生。
测量
在研究中使用了四个测量学生对家庭环境感知的变量。这些变量使用一个主要组件程序构建，并测试了其可靠性。此外，学生的成绩报告被用作衡量学术成就的指标。最后，该研究中包括了几个人口统计学变量。
家庭环境变量。本研究中用于构造每个家庭环境变量的项目被使用具有可变矩阵旋转的主成分方法进行因子分析。如果项目的一个因素负荷接近0.50或以上，则包含在一个因素中。总共，确定了四个家庭因素。此外，使用克伦巴赫的内部一致性的阿尔法估计来评估了研究中变量的可靠性。
表1 用于创建族环境变量的项目
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家庭监控 |
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你的父母到底知道多少hellip; |
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1. 你的朋友是谁？2.你晚上去哪里？3.你是如何花钱的？4.你利用空闲时间？5.放学后你大部分的下午都在哪里？家庭控制是谁对每个主题做出了大部分的决定？6.我能在外面呆得多晚啊。7.和哪个朋友一起出去。8.我是否有一份兼职工作。9.我什么时候可以离开学校。10.我是如何花钱的。11.当我可以开始约会的时候。家庭参与你的家人的频率：12。为家长参加学校课程（开放学校之夜）？13.看你的运动或活动吗？14.帮助你选择你的课程吗？15.和你的老师一起开会吗？家族家族主义16。我应该尽量与我的亲戚保持联系，但有时最好不要经常见到他们。17.最好不要经常见到亲戚，因为他们给我带来了麻烦。18.朋友在需要的时候比亲戚更可靠。 |
共18个相似性项用于构建4个族环境变量（见表1）。所有项目被调整为5点的比例。家庭参与衡量了家庭成员参与与学校相关的活动的程度。家庭参与是通过询问学生关于家庭参与与学校相关的活动和教师会议等活动来决定的。四个项目被用来构建家庭参与，其阿尔法可靠性系数为0.70。家庭监测衡量了家长意识到学生的课外和社会活动的程度，比如他们放学后的时间。五个项目被用于构建具有阿尔法可靠性系数为0.77的家庭监控。家庭控制衡量了家庭环境中决策的性质。它衡量了对青少年社交活动和同龄人关系的限制程度，比如有女朋友或男朋友。家族控制系统的阿尔法可靠性系数为0.64。家庭主义衡量了青少年与家人在一起的感知价值。三个项用于构建家族主义，其可靠性系数为0.54。四个族环境变量的系数载荷、阿尔法系数和特征值详见表2。
表2 家庭变量的旋转系数加载
人口和教育变量。研究包括将世代状况和父母的教育作为变量。三个层次的世代状态（第一、第二和第三个）是通过学生和父母的出生地点来确定的。父母的教育程度是由接受父母的平均教育年限来决定的。在单亲家庭中，人们使用了单亲家庭的受教育年限。
最后，将学生自我报告的学生成绩作为衡量学生成绩的一个指标。基本上，自我报告的成绩被用作平均绩点的替代指标。在之前的研究中，研究人员使用类似的问卷调查发现，老师给学生分配的成绩与青少年自我报告的成绩之间的相关性很高，为0.76（多伦布什，里特，蒙特雷诺，1990年；多恩布施，里特，莱德曼，罗伯茨和弗雷利，1987）。学生们被问到，“以下哪一项最能描述你高中到目前为止的学生成绩？”对这一项的回答从1“大部分低于D”到8“大部分是A”。成绩被调整为4分制。
结果
协变量方差分析
以世代为自变量，对每个家庭环境变量及学生成绩进行协方差分析(ANCOVA)。父母受教育程度作为协变量。Scheffeacute;对变量进行了多重比较检验，其中存在主效应。
协变量效应
家庭参与有显著的协变量效应(父母的教育水平)，F(1, 3542) = 257.89, p lt;0 .001，家庭监护F(1, 3559) = 16.02, p lt;0 .001;家庭主义F(1, 3539) = 3.90, p lt;0 .05。由于对五个因变量中的三个发现了协变量效应，因此报告了调整方法，并进行了Scheffe的多次比较试验。Scheffe的测试被广泛接受，因为被认为在存在协变量效应时适合使用（谢维尔森，1996）。
世代主效应
家庭参与和家庭监控存在世代主效应。家庭参与有显著的主效应，F（23542）=4.65，plt;0.05，家庭监测F（23559）=10.80，plt;0.001）。多重比较测试显示，第三代学生的家庭参与度（M=2.63）分别高于第一代和第二代学生（M=2.49和2.55）。家庭监控的多重比较测试显示，第一代和第二代学生（M=3.82和3.74）报告的家庭监控多于第三代学生（M=2.33）。F级也有主效应（23534）=9.26，plt;0.001）。使用Scheff的多重比较测试法显示，第一代学生的成绩最高（M=2.63），与第三代学生的成绩有显著差异（M=2.48），但与第二代学生的成绩无显著差异（M=2.58）。表3显示了生成效果的调整方法、标准偏差和F值。
逐步回归分析
进行了四种逐步回归程序，将学生成绩作为每一代学生和整个科目的因变量。将四个族支持变量作为独立变量输入。四个步骤回归程序的结果汇总见表
三代模型。对整个学生样本的逐步回归过程产生了两个显著的成绩预测因子。家庭参与F(1, 3571) = 116.99, p lt; .0001，家庭监控F(2, 3570) = 51.64, p lt; .0001)是整个样本墨西哥裔美国高中生成绩的正向预测因子。更高水平的家庭参与和家庭监控预示着更高的成绩。家庭参与和家庭监控解释了所有学生成绩总差异的4.5%。家庭控制和家庭主义对整个样本学生的成绩没有显著的预测作用。
第一代模型。在输入的五个变量中，有两个变量对第一代学生的成绩有显著的预测作用。家庭参与，F(1, 1352) = 49.49, p lt; .0001，家庭监测，F(2, 1351) = 29.19, p lt; .0001)是第一代学生成绩的正向预测因子。更高水平的家庭参与和监督预示着第一代学生更高的成绩。他们一起解释了第一代学生成绩总方差的4.1%。家庭控制和家庭主义对第一代学生的学习成绩没有显著的预测作用。
第二代模型。第二代学生的逐步回归程序显示了三个显著的预测因素。家庭参与F(2, 1179) =11.13, p lt; .001，家庭监控F(1, 1180) = 21.53, p lt; .0001，家庭控制F(1,1178) = 4.54, p lt; .05，是二代学生学习成绩的正向预测因子。更高水平的家庭参与、监控和控制预示着第二代学生的更高成绩。这些变量一起解释了第二代学生的年级总方差的3.1%。家庭主义对二代学生的学习成绩无显著影响。
第三代模型。对于第三代学生，逐步回归分析显示家庭参与(F(1,994) = 66.47, p lt; .0001)，家庭监控(F(2,993) = 26.73, p lt; .0001)是显著的预测因素。更高水平的家庭参与和家庭监控预示着第二代学生更高的成绩。这两个变量解释了第三代学生年级总方差的8.7%。家庭控制和家庭主义对第三代学生的学习成绩没有显著的预测作用。
论述
在本研究中有几个重要的发现。首先，墨西哥裔美国高中生在年级和对家庭环境的看法上有显著的代际差异。此外，对于墨西哥裔美国高中生来说，家庭参与和家庭监督与按成绩衡量的成绩有关。以下几段将更详细地讨论这些研究结果。最后，这些研究结果将就它们与未来关于家庭在墨西哥裔美国青少年教育中所扮演的作用的研究和公共政策的关系进行讨论。
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