基于生态系统理论的青少年学业自我效能感发展研究：家校社的协同作用与机制

基于生态系统理论的青少年学业自我效能感发展研究：家校社的协同作用与机制

   林跃发（厦门五缘实验学校，厦门361007）

摘  要：本研究基于生态系统理论，旨在探讨家庭、学校与社区系统如何协同影响青少年学业自我效能感。通过对全国25,732名中小学生的问卷调查，并采用分层回归与结构方程模型分析数据，结果发现：(1) 师生关系、学校归属感与亲子亲密度均能显著预测学业自我效能感，而社区认同感的直接效应不显著；(2) 师生关系在亲子亲密度、学校归属感与学业自我效能感之间起关键中介作用；(3) 社区认同感显著强化了亲子亲密度(β= 0.113)与学校归属感(β= 0.069)对学业自我效能感的促进作用，表现出协同增强效应。研究表明，青少年学业自我效能感的发展受多层次生态系统协同影响，师生关系是核心中介变量，社区认同则通过增强近端系统作用发挥调节功能。研究为理解家校社协同育人机制提供了实证依据。 

关键词：家校社协同；学业自我效能感；生态系统理论；师生关系；社区认同感 

一、引言

  学业自我效能感（academic self-efficacy,ASE）作为个体对自身完成特定学习任务所需能力的信心判断[1]，是激发学生学习动机、维持学习毅力并最终取得学业成就的核心心理基础[2]。提升青少年ASE已成为教育工作者与心理学研究者共同关注的重要议题。然而，一个显著的实践矛盾在于：尽管ASE的重要性毋庸置疑，但如何通过教育干预系统性、有效地提升ASE，仍面临巨大挑战。这一挑战在很大程度上源于当前理论研究对ASE发展生态与作用机制认识的不足。
  既往研究已识别出影响ASE的诸多生态因素，并积累了丰富的证据。例如，在家庭微系统中，积极和谐的亲子关系被视为ASE发展的安全基石[3]；在学校微系统中，良好的师生关系[4]与积极的学校归属感[5]被反复证实是ASE的稳定预测源。然而，这类研究多遵循孤立式范式，侧重考察单一因素对ASE的独立影响，难以解释不同研究中出现的结论不一致现象，例如社会支持、同伴交往等变量与ASE的关系在不同情境下表现出明显差异[6][7]。这提示我们，ASE的发展并非在真空中进行，而是嵌入在多层级的生态系统中，一个复杂的嵌套生态系统中，各因素之间可能存在复杂的中介或调节效应。若仅聚焦于“局部”而忽视“整体网络”，则难以全面揭示ASE的形成路径，也无法为协同干预提供精准引导。
  布朗芬布伦纳的生态系统理论[8]为理解这一复杂性提供了整合性框架。该理论强调，个体发展是在与家庭、学校、社区等多重环境系统的动态交互中实现的。其间存在的“过程-人-情境-时间”模型提示，系统之间可能存在中介路径与交互作用。具体到ASE的发展，其提升有赖于个体与各系统间高质量互动过程的持续支持。根据社会认知理论[1]，师生互动是学生获得能力信息（如口头说服、替代性经验）最直接的渠道。因此，师生关系极有可能在家庭与学校系统之间发挥关键中介作用，即家庭所提供的情感支持，往往需通过促进积极的师生互动，才能更有效地转化为学生对自身学业能力的信念。
  与此同时，作为外层系统的社区，其影响机制亦需进一步澄清。根据生态系统理论，社区通常不直接作用于个体，而是通过调节近端系统的作用强度来影响发展轨迹。实证研究显示，社区认同感不仅能促进个体对社区事务的参与[9]，其本身也是一种重要的心理资源，可提升个体的生活满意度[10]，这为社区可能发挥“协同强化”作用提供了依据。基于此，本研究推断，社区认同感对ASE的影响，主要以调节家庭、学校等近端系统效应的方式实现。当青少年对其社区产生高度认同时，这种来自外层系统的心理资源能与家庭、学校的积极影响形成合力，从而对ASE产生叠加增强效应[11]。这种基于系统一致性的协同强化模式，正是“家校社协同育人”理念发挥作用的深层机制。
  尽管上述理论推演具有较强的合理性，但学界对“家校社”系统“如何协同”影响ASE——尤其是对中介与调节路径的系统性实证检验——仍存在研究空白。关键的中介变量有哪些？外层系统（如社区）与近端系统的互动关系具体为何？是发挥协同促进的强化作用，还是在近端支持薄弱时提供补偿性的保护作用？对这些问题的探讨，是将宏观的生态系统理论转化为可操作、可检验的中层理论的关键。
  基于此，本研究旨在突破“孤立式”考察的局限，构建一个整合性的分析框架，系统探究家庭、学校与社区系统如何通过协同机制影响青少年ASE。重点探究以下问题：一是师生关系是否在家庭因素（亲子亲密度）和学校因素（学校归属感）对ASE的影像中起中介作用；二是社区认同感在“家—校—ASE”路径中扮演何种调节角色，其作用模式是单纯的强化效应，还是兼具抑制与补偿效应的复杂模式？本研究将基于大规模问卷调查数据，运用回归分析与结构方程模型进行实证检验。研究结果有望从机制层面深化对生态系统理论的理解，并为构建高效的家—校—社协同育人实践模式提供精准的实证依据。

二、研究方法（一）研究过程1.实验程序

  为保障样本的区域代表性，本研究采用在线问卷形式，面向中国各地区学生开展数据收集工作。根据中国国家统计局（2024年）发布的全国学生区域分布数据，最终参与者区域构成与全国平均水平基本一致，具体分布如下：中南地区占比30.8%（全国平均占比29.1%），西北地区占5.2%（全国平均占比7.3%），华北地区占11%（全国平均占比11.9%），西南地区占13.2%（全国平均14.5%），东北地区占6.1%（全国平均占比6.8%），华东地区占33.6%（全国平均占比30.2%）。
  在正式启动数据收集前，所有参与者均需签署在线知情同意书。研究人员会明确告知参与者：其个人信息将由研究团队严格保密，且参与本研究完全出于自愿。对于同意参与的学生，由经过统一培训的教师进行操作指导，确保所有学生均能独立完成在线问卷填写，避免因操作不规范影响数据有效性。

2.参与者

  本研究最终有效样本包含25,732名学生（具体信息如表1所示），其中女性学生15,148名（占比58.9%），男性学生10,584名（占比41.1%）；学生学段覆盖小学四年级至高中三年级，年龄范围为9-19岁，平均年龄为13.13岁（标准差SD=1.93）。​
  从学生户籍属性来看，外来务工子女共14,772名，占总样本的57.4%；本地户籍儿童共10,960名，占总样本的42.6%。从年级分布来看，各年级参与者占比情况如下：四年级1.8%、五年级3.7%、六年级20.0%、七年级21.3%、八年级21.5%、九年级15.3%、高一年级3.6%、高二年级11.8%、高三年级5.2%。

表1 被试样本分布

年级	人数	男	女	外来务工子	本地儿童
	25732人	10584人	15148人	14772人	10960人
四年级	453人	204人	249人	277人	176人
五年级	945人	512人	433人	669人	276人
六年级	4108人	2788人	1320人	3156人	952人
七年级	5472人	1912人	3560人	3392人	2080人
八年级	5533人	1776人	3757人	2805人	2728人
九年级	3929人	1124人	2805人	1445人	2484人
高一	924人	408人	516人	604人	320人
高二	3032人	1224人	1808人	1492人	1540人
高三	1336人	636人	700人	932人	404人

（二）研究工具
1.亲子亲密度量表
     采用Buchanan等人[12]编制的《亲子亲密度量表》测量青少年与父亲和母亲的关系，量表共18个题目，采用5点计分法。量表共有2个分量表，即“父子亲密度”和“母子亲密度”，得分越高，表示青少年与父亲（或母亲）的关系越紧密。该量表是研究亲子关系的重要工具，已有研究表明具有较好的信效度[13]，量表的Cronbach‘s α系数为0.932。
2.师生关系量表
    采用Pianta编制、邹泓修订[14]的《师生关系量表》测量青少年与老师的关系，量表共23题，采用5点计分法。量表共有4个分量表，即“师生亲密性”“师生冲突性”“师生支持性”和“师生满意性”“师生亲密性”“师生支持性”和“师生满意性”得分越高，师生关系越好，“师生冲突性”得分越高，师生关系越差。该量表是研究青少年师生关系的重要工具，已有研究表明具有较好的信效度[15]，量表的Cronbach‘s α系数为0.852。
3.社区认同量表
采用辛自强、凌喜欢[16]编制的《社区认同量表》测量居民的社区认同水平，量表共8题，采用Likert 5点计分法。量表包含2个维度，即“功能认同”和“情感认同”。其中，“功能认同”维度得分越高，表明居民对社区实用功能的满意度越高；“情感认同”维度得分越高，反映居民对社区的情感联结与归属感越强，量表的Cronbach‘s α系数为0.883。该量表基于社区认同的二维结构理论构建，是我国社区心理学领域中首个系统开发的本土化测量工具，已被部分国外研究引用[17]，有研究表明其具有良好的信效度。
4.中学生学校归属感问卷
  采用徐坤英编制[18]的《中学生学校归属感问卷》测量青少年对学校的归属感，量表共24题，采用5点计分法。量表共有5个分量表，即“学校环境”“教师行为”“学校投入”“同伴关系”和“学校融入”。该量表是研究青少年学校归属感的重要工具，已有研究表明具有较好的信效[19]，量表的Cronbach‘s α系数为0.906。因“教师行为”分量表与《师生关系量表》测量维度重复，因此研究仅将“学校环境”“学校投入”“学校融入”“同伴关系”四个分量表纳入分析。
5.学业自我效能感量表
  采用梁宇颂编制的《学业自我效能感问卷》[20]测量学生的学业效能感，量表共22个题目，采用5点计分法。量表共有2个分量表，即“学习能力自我效能感”和“学习行为自我效能感”。《学业自我效能感问卷》在本研究中的Cronbach‘s α系数为0.869，两个分量表的α系数分别为0.883、0.856。
（三）数据分析
  首先，本研究使用Python 3.9对数据进行预处理与初步分析。首先进行相关分析，计算所有变量与学业自我效能感的相关系数，以初步探明各变量与学业自我效能感间的关系。其次采用多层线性回归分析，逐步纳入人口学变量（如年级、性别等）、亲子亲密度（父子亲密度、母子亲密度）、师生关系（师生亲密性、师生支持性、师生满意度等）、学校归属感（学校环境、学校投入等）及社区认同（功能认同、情感认同），以分层考察不同系统变量对学业自我效能感的独立预测效应，
为检验理论模型，本研究使用R语言的lavaan包进行结构方程模型分析。首先，对所有观测变量进行均值中心化处理以降低多重共线性。随后，采用两种方法构建交互项以检验调节效应：（1）观测变量交互法：基于中心化后的观测指标手动创建交互项；（2）潜变量得分交互法：先拟合测量模型获取潜变量得分，再计算潜变量交互项。
通过比较，潜变量得分交互法的模型拟合度更优（χ²/df = 215.613, CFI = 0.994, TLI = 0.973, RMSEA =0.0091, SRMR =0.009），故被确定为最终模型。该模型包含了直接效应、中介效应（师生关系在亲子亲密度、学校归属感与学业自我效能感之间的中介作用）以及调节效应（社区认同感在亲子亲密度及学校归属感上的调节作用）。模型参数采用稳健最大似然估计（MLR）处理，并使用Bootstrap法（重复抽样1000次）计算间接效应的置信区间。所有分析均控制了个体的人口学变量。
三、结果
（一）共同方法偏差检验
使用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验，结果显示，特征值大于1的因子有26个，解释了53.47%的变异，且第一个因子解释的变异量为25.08%，远小于40%的临界值。因此，本研究不存在严重共同方法偏差。
（二）描述性统计及相关分析结果
相关分析结果表明，所考察的个体、家庭、师生、学校及社区五类因素均与学业自我效能感存在显著的相关关系（所有p<0 .001）。具体而言，在个体因素上，年级(r= -0.204)及是否外来务工子女(r= -0.114)与学业自我效能感呈显著负相关，即年级越高或为外来务工子女，其学业自我效能感呈相对较低的趋势。性别与学业自我效能感也存在显著的负相关(r= -0.036)，但相关性较弱。
师生关系分维度均与学业自我效能感呈现显著正相关。其中，师生亲密度(r= 0.629)和师生支持性(r= 0.569)的相关程度最高，而师生冲突性(r= -0.590)则与学业自我效能感存在高度的负相关。也表现出较强的正向关联。在学校环境因素上，学校融入(r= 0.562)、学校环境(r= 0.528)、同伴关系(r= 0.534)和学校投入(r= 0.495)均与学业自我效能感密切相关。
在家庭因素上，父子亲密度(r= 0.483)和母子亲密度(r= 0.467)与学业自我效能感呈中等程度的正相关。在社区因素上，社区功能认同(r= 0.345)和社区情感认同(r= 0.314)与学业自我效能感呈显著正相关，但其关联强度低于其他层面因素。

表2 学业自我效能感影响因素列表及其描述性统计

类别	变量名	M	SD	与学业自我效能感的相关系数
个体因素	年级	8.07	1.91	-0.204***
	性别	\	\	-0.036***
	是否外来务工子女	\	\	-0.114***
家庭因素	父子亲密度	33.13	7.81	0.483***
	母子亲密度	34.71	7.07	0.467***
师生因素	师生亲密度	27.77	5.40	0.629***
	师生支持性	20.48	3.62	0.569***
	师生满意度	15.69	2.79	0.478***
	师生冲突性	13.50	5.38	-0.590***
学校因素	学校环境	25.19	3.94	0.528***
	学校投入	16.78	2.75	0.495***
	学校融入	16.06	3.60	0.562***
	同伴关系	16.61	2.74	0.534***
社区因素	社区功能认同	16.90	3.82	0.345***
	社区情感认同	16.99	3.78	0.314***

注：*p <.05，***p <.001。变量编码说明：sex（1=男生, 2=女生）；out（1=本地学生, 2=外来务工子女）。
（三）分层回归分析结果
为系统考察人口学变量、家庭、学校及社区因素对学业自我效能感的影响，我们采用分层回归分析，依次建立5个模型。模型1仅纳入性别、是否外来务工子女和年级等人口学变量作为控制变量；模型2加入父子亲密度和母子亲密度等家庭因素；模型3进一步引入师生亲密性、支持性、满意度与冲突性等师生关系变量；模型4加入学校环境、学校投入、学校融入及同伴关系等学校变量；模型5最终纳入社区功能认同和社区情感认同。各模型的回归系数、标准误及拟合优度指标见表3。
1.模型拟合优度变化
由表3可知，随着变量的逐步纳入，模型对学业自我效能感的解释力持续显著增强。模型1的解释力(R²)为4.9%。纳入家庭变量（亲子亲密度）后，R²大幅提升至27.9%，ΔR²为22.9%(ΔF=4091.8,p<0.001),说明亲子亲密度对学业自我效能感有显著的独立贡献。加入师生关系变量后，R²增至51.5%，ΔR²为23.5%(ΔF=3131.5,p<0.001),表明师生关系是解释学业自我效能感个体差异的关键变量。随后纳入学校变量（学校归属感），R²达到53.2%，ΔR²为1.7%(ΔF=232.3,p<0.001),增幅虽减小但仍显著。最后加入社区变量（社区认同感），R²未有显著提升(ΔR²≈0,ΔF=1.4,p>0.05),表明在控制前述变量后，社区认同对学业自我效能感的增量效应不显著。
2.各层预测变量的影响分析
在控制其他变量后，性别在模型1中效应不显著(β=0.114,p＞0.05)，而在模型2至模型5中均呈显著负向预测作用(β=-1.730~0.661,p＜0.001)，提示性别差异可能被亲子亲密度等因素所掩盖或中介。是否外来务工子女(β=-3.163~-1.660，p＜0.001)和年级(β=-1.737~-0.375，p＜0.001)在所有模型中均对学业自我效能感有稳定的负向预测作用。
父子亲密度(β=0.292~0.634，p＜0.001)与母子亲密度(β=0.094~0.599，p＜0.001)均能显著正向预测学业自我效能感，但其系数在纳入师生关系后下降，说明家庭因素部分通过师生关系中介作用于学业自我效能感。
师生关系变量中，师生亲密性(β=0.767~0.871，p＜0.001)、师生满意度(β=0.260~0.418，p＜0.001)为显著正向预测因子，师生冲突性为显著负向预测因子(β=-1.055~-0.745，p＜0.001)。师生支持性在模型3中显著(β=0.109，p＜0.001)，但在加入学校变量后不再显著，提示其效应可能被学校因素所解释。
学校归属感变量中，学校融入(β=0.823~0.823，p＜0.001)和同伴关系(β=0.384~0.384，p＜0.001)对学业自我效能感有显著的正向预测作用。而学校环境和学校投入的效应不显著。社区功能认同(β=0.570，p＜0.001)和社区情感认同(β=0.570，p＜0.001)的回归系数均不显著，社区功能认同与情感认同的回归系数均不显著，说明其对学业自我效能感的直接效应较弱。

表3 回归分析结果

	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5
性别	0.114（0.219）	-0.661***（0.191）	-1.530***（0.157）	-1.728***（0.155）	-1.730***（0.155）
是否外来务工子女	-3.163***（0.218）	-1.998***（0.191）	-1.678***（0.157）	-1.660***（0.155）	-1.662***（0.155）
年级	-1.737***（0.055）	-0.799***（0.049）	-0.409***（0.041）	-0.375***（0.040）	-0.375***（0.040）
父子亲密度		0.634***（0.017）	0.292***（0.014）	0.295***（0.014）	0.295***（0.014）
母子亲密度		0.599***（0.018）	0.125***（0.016）	0.095***（0.015）	0.094***（0.015）
师生亲密性			0.871***（0.026）	0.767***（0.026）	0.767***（0.026）
师生支持性			0.109***（0.037）	-0.061（0.037）	-0.059（0.037）
师生满意度			0.418***（0.052）	0.261***（0.052）	0.260***（0.052）
师生冲突性			-1.055***（0.018）	-0.745**（0.020）	-0.745***（0.020）
学校环境				0.044（0.032）	0.029（0.034）
学校投入				-0.029（0.043）	-0.056（0.047）
学校融入				0.823***（0.029）	0.823***（0.029）
同伴关系				0.384***（0.043）	0.384***（0.043）
社区功能认同					0.027（0.025）
社区情感认同					0.031（0.024）
R²	0.049	0.279	0.515	0.532	0.532
ΔR²	-	+0.229***	+0.235***	+0.017***	+0.000
ΔF	-	4091.8***	3131.5***	232.3***	1.4

注：*p <.05，***p <.001。

（四）结构方程模型分析结果
为深入揭示变量间的作用机制，本研究进一步构建结构方程模型，考察亲子亲密度、学校归属感、师生关系及社区认同对学业自我效能感的直接、间接与调节效应。模型拟合良好，各路径系数估计结果见表4。
直接效应分析显示，亲子亲密度(β=0.144，p＜0.001)和学校归属感均能显著正向预测师生关系(β=0.821，p＜0.001)，其中学校归属感的预测作用更强。在控制其他变量后，亲子亲密度(β=0.129，p＜0.001)、学校归属感(β=0.201，p＜0.001)和师生关系(β=0.469，p＜0.001)均能显著正向预测学业自我效能感，且师生关系的直接效应最大。
调节效应分析显示，，社区认同感对亲子亲密度与学业自我效能感之间的关系具有显著正向调节作用（β=0.113，p＜0.001），即社区认同感越高，亲子亲密度对学业自我效能感的促进作用越强（调节效应见图1）。同时，社区认同感也显著强化了学校归属感对学业自我效能感的积极影响（β=0.069，p＜0.001），即高社区认同感能增强学校归属感对学业自我效能感的提升作用（调节效应见图2）。
为检验中介效应，采用偏差校正的Bootstrap法进行重复抽样（1000次）。结果发现，师生关系在亲子亲密度与学业自我效能感之间的间接效应值为0.067, 95% CI= [0.180, 0.212]；在学校归属感与学业自我效能感之间的间接效应值为0.385，95% CI= [1.879, 2.161]，区间均不含0，表明师生关系在两者之间均起显著的部分中介作用。其中，学校归属感通过师生关系影响学业自我效能感的间接效应尤为突出
总效应分析表明，学校归属感对学业自我效能感的总效应（β=0.586,p<0.001）远大于家庭变量的总效应（β=0.196,p<0.001），表明在学校和家庭两大微观系统中，学校因素对学生学业自我效能感发展的整体影响更大。

表4 结构方程模型结果

路径	非标准化估计值	标准误	95%CI	标准化估计值
直接路径
亲子亲密度→师生关系	0.112***	0.003	[0.106,0.118]	0.144***
学校归属感→师生关系	1.156***	0.006	[1.144,1.168]	0.821***
亲子亲密度→学业自我效能感	0.374***	0.024	[0.327,0.421]	0.129***
学校归属感→学业自我效能感	1.053***	0.085	[0.887,1.219]	0.201***
师生关系→学业自我效能感	1.747***	0.061	[1.628,1.866]	0.469***
亲子亲密度×社区认同感→学业自我效能感	0.113***	0.011	[0.091,0.135]	0.113***
学校归属感×社区认同感→学业自我效能感	0.092***	0.018	[0.057,0.126]	0.069***
间接效应
亲子亲密度→师生关系→学业自我效能感	0.196***	0.008	[0.180,0.212]	0.067***
学校归属感→师生关系→学业自我效能感	2.020***	0.072	[1.879,2.161]	0.385***
总效应
亲子亲密度→学业自我效能感	0.570***	0.023	[0.525,0.615]	0.196***
学校归属感→学业自我效能感	3.072***	0.050	[2.974,3.170]	0.586***

注：*p <.05，***p <.001。

图1 亲子亲密度对学业自我效能感的调节效应

图2 亲子亲密度对学业自我效能感的调节效应

四、讨论

  本研究基于社会认知理论[1]和生物生态系统理论[8]，利用大规模问卷调查系统考察了家庭、学校与社区系统对青少年学业自我效能感的协调影响机制。研究结果不仅验证了各生态系统的独立作用，更重要的是揭示了系统间通过中介和调节路径产生的复杂交互效应。以下将结合研究结果与理论框架进行综合讨论。

（一）生态系统因素的层级影响模式

  分层回归分析结果清晰地呈现了影响ASE的层级结构。人口学变量仅能解释ASE变异的4.9%，而家庭因素的加入使解释力大幅提升至27.9%，这一发现与既往研究结果一致，强调了温暖、支持性的家庭环境是青少年效能信念形成的重要基础[21]。然而，最具决定性的解释增量来自师生关系变量的纳入（ΔR²= 23.5%），最终模型的总解释力达到了53.2%。这表明在学生进入学龄期后，学校微系统（特别是师生关系）对学业自我效能感的影响可能超过家庭微系统，成为更重要的近端环境因素[4]。
值得注意的是，社区认同感在控制其他变量后并未显示出显著的直接效应，这一发现符合生态系统理论的基本假设，即外层系统通常不直接作用于个体，而是通过调节近端系统的影响来实现其作用[8]。

（二）师生关系的中介作用

  结构方程模型的分析结果进一步深化了我们对变量间作用机制的认识。师生关系在亲子亲密度与ASE之间（间接效应β= 0.067）以及在学校归属感与ASE之间（间接效应β= 0.385）均起显著的部分中介作用。这一发现具有重要的理论意义：首先，它验证了社会认知理论的观点，即师生互动是学生获得能力信息（如口头说服、替代性经验）最直接的渠道[1]。家庭所提供的情感支持，需要通过促进积极的师生互动，才能更有效地转化为学生对自身学业能力的信念。其次，学校归属感通过师生关系影响ASE的间接效应尤为突出，这表明积极的学校氛围和归属感需要转化为具体的、支持性的师生互动，才能有效提升学生的学业自我效能感。这一中介机制的发现，为理解学校环境如何影响个体心理发展提供了具体的路径解释。

（三）社区认同感的强化调节效应

  本研究还发现了社区认同感的调节作用，结果显示，社区认同感显著强化了亲子亲密度对ASE的促进作用(β= 0.113)，同时，社区认同感也强化了学校归属感对ASE的积极影响(β= 0.069)。这种双路径强化模式（强化家庭和学校因素的作用）支持了生态系统理论的假设，即外层系统通过调节近端系统的作用强度来影响个体发展轨迹[8]。

（四）研究的教育启示

一是实现从分散支持到关系联动的干预范式转型[22]。本研究证实师生关系在家庭、学校系统与学业自我效能感之间发挥关键中介作用。这一发现提示我们，未来教育干预的重点应从各自为政的"分散支持"转向注重系统间互动的"关系联动"。具体而言，任何旨在提升学业自我效能感的学校干预项目，不应仅停留在改善校园硬件设施或课程设置等宏观层面，而应将核心置于构建积极、支持性的师生互动关系上。教师需要被赋能成为学生效能信念的关键"塑造者"，通过日常教育互动中给予学生更多的信任支持、积极鼓励和个性化的学术指导，将家庭的情感支持与学校的环境资源有效转化为对学生学业能力的确信。正如社会认知理论所强调的，师生互动是学生获得能力信息最直接的渠道，教育实践应充分重视这一关系纽带的关键作用。
二是推行差异化的协同育人实施策略。研究发现社区认同感对家庭和学校因素的影响均产生强化作用，这启示我们协同育人实践需要摒弃"一刀切"的思路，转而采取更具针对性的差异化策略。对于校内适应良好、学校归属感高的学生群体，应着重增强家庭、学校与社区资源的一致性，通过三者间的同向发力强化其积极体验；而对于校内归属感相对较低的学生，教育工作者则需要主动识别并有效链接社区资源，如社区学习中心、课外辅导项目、良师益友（mentorship）计划等，充分发挥社区环境的补偿性支持功能，为这类学生构建多元化的社会支持安全网。这种基于学生需求的差异化策略，能够最大程度发挥家校社协同育人的效能。
三是构建系统化的家校社协同机制[23]。为保障上述干预策略的有效实施，需要建立系统化的长效协同机制。学校应充分发挥核心枢纽作用，建立与家庭和社区之间定期、制度化的沟通渠道。具体形式可包括：定期专题家长会、社区教育开放日、教师-家长-社区工作者联席会议等。通过这些机制，各方能够及时共享学生的积极表现与成长需求，确保家庭、学校与社区三个微系统所传递的教育期望与支持信息保持高度一致、相互强化，从而形成育人合力。这种制度化的沟通协作机制，是实现家校社有效协同的重要保障，也是将本研究发现转化为实践成效的关键路径。

（五）研究局限与未来展望

本研究存在一些局限。首先，横断面数据难以确立变量间的因果时序。未来研究可采用纵向追踪设计，以更清晰地揭示各生态因素随时间变化的动态影响过程。其次，所有数据均来自学生自我报告，未来可纳入教师评价、家长报告等多元数据源，以提高结果的客观性。最后，社区因素的测量相对宏观，未来可进一步细化，探究社区安全、资源可及性、邻里社会资本等不同维度具体如何调节家校影响。

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注：本文系2024年度厦门市教育信息技术研究课题《基于大数据的学业自我效能感提升策略研究》（课题编号XMKT2402）阶段性研究成果