فصل ۷: انتظارها، آرزوها و پیشرفتِ دانش‌آموزانِ لاتین‌تبارِ خانواده‌هایِ مهاجر

نویسنده: دیک ام. کارپنترِ دوم (Dick M. Carpenter II)

وابستگیِ سازمانی: استادیارِ رهبریِ آموزشی، پژوهش و مبانیِ آموزش در دانشگاهِ کلرادو، کلرادو اسپرینگز.

چکیده: این مطالعه رابطهٔ سنجه‌هایِ گوناگونِ انتظارها و آرزوهایِ والدین و دانش‌آموزان را با پیشرفتِ ریاضیِ دانش‌آموزانِ پایهٔ دوازدهمِ لاتین‌تبارِ دارایِ والدینِ مهاجر، در پایگاهِ مطالعهٔ طولیِ آموزشیِ ۲۰۰۲ (ELS:2002)، بررسی می‌کند. پس از کنترلِ شاخصی از متغیرهایِ هم‌پراش، انتظارها و آرزوهایِ والدین پیش‌بینی‌کنندهٔ معنادارِ پیشرفتِ دانش‌آموز نبودند. انتظارهایِ خودِ دانش‌آموز، هم‌سوییِ انتظارِ والد و دانش‌آموز و برداشتِ دانش‌آموز از آرزوهایِ والدین نیز پیش‌بینی‌کنندهٔ معناداری نبودند. در پرسش‌هایِ فرعی فقط یک رابطهٔ نیرومند میانِ آرزوها، انتظارها و مدتِ اقامتِ والدین در ایالاتِ متحده دیده شد: رابطهٔ میانِ آرزوها و انتظارهایِ والدین.

مقدمه و مرورِ پژوهش‌ها

در تلاشِ همیشگی برایِ شناساییِ متغیرهایی که پیشرفتِ تحصیلی را بهبود می‌دهند، متغیرهایِ برخاسته از خانه از اثرگذارترین عوامل بوده‌اند. به‌گفتهٔ رامبرگر (1995)، «پیشینهٔ خانوادگی به‌طورِ گسترده مهم‌ترین عاملِ موفقیت در مدرسه شناخته می‌شود» (ص. ۵۸۷). پیشینهٔ خانواده را می‌توان به شیوه‌هایِ گوناگونی تعریف کرد؛ از مشارکتِ والدین تا وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی. هر تعریف نیز اندازهٔ متفاوتی از اثر را نشان می‌دهد. بااین‌حال، یکی از عوامل بارها اهمیتِ خود را در پیشرفتِ دانش‌آموز نشان داده است: انتظارهایِ والدین.

بوکاک می‌نویسد: «روشن است کودکانی که پیشرفتِ بالایی دارند، معمولاً از خانواده‌هایی می‌آیند که انتظارهایِ بالایی از آنان دارند» (1972, p. 60). هندرسون (1988) نشان داد این الگو در میانِ پیشینه‌هایِ اجتماعی، اقتصادی و قومیِ گوناگون برقرار است؛ یافته‌ای که مطالعه‌هایِ متعدد در چند دهه نیز تأیید کرده‌اند (Alexander, Entwisle, & Horsey, 1997; Casanova et al., 2005; Frome & Eccles, 1998; Goyette & Xie, 1999; Hao & Bonstead-Bruns, 1998b; Raty, 2006; Seginer, 1983; Singh et al., 1995; Steinberg et al., 1992; Trusty, 2000, 2002; Trusty & Harris, 1999; Vollmer, 1986; Wang & Wildman, 1995; Wright et al., 1997).

انتظارِ والدین معمولاً باورِ والد دربارهٔ سطحِ پیشرفتِ آیندهٔ فرزند تعریف می‌شود. این مفهوم اغلب با پرسش از والد دربارهٔ این‌که انتظار دارد فرزندش تا چه پایه‌ای درس بخواند سنجیده می‌شود؛ گاهی نیز از او دربارهٔ عملکردِ موردِ انتظار در یک درس یا آزمونِ مشخص پرسیده می‌شود. برایِ فهمِ دقیق‌تر باید انتظار را از آرزو جدا کرد: آرزویِ والد خواستهٔ او دربارهٔ سطحِ پیشرفتِ آیندهٔ فرزند است، نه باورش دربارهٔ آنچه فرزند احتمالاً به آن خواهد رسید. پاسخِ این دو پرسش گاهی یکسان است و گاهی تفاوت دارد.

پژوهشگران رابطهٔ انتظارهایِ والدین با پیشرفتِ دانش‌آموز را از مطالعه‌هایِ هم‌بستگیِ کوچک (Sanders, Field, & Diego, 2001) تا تحلیل‌هایِ میان‌فرهنگیِ پیشرفته با مجموعه‌داده‌هایِ بزرگ بررسی کرده‌اند (Tsui, 2005) و در مجموع، یافته‌ها نسبتاً هم‌ساز بوده‌اند. برایِ نمونه، جیکوبز و هاروی (2005) با رگرسیونِ چندگانه رویِ نمونه‌ای از دانش‌آموزانِ استرالیایی دریافتند انتظارِ والدین قوی‌ترین پیش‌بینی‌کنندهٔ موفقیتِ دانش‌آموز است. تراستی، پلاتا و سالازار (2003) با مدل‌سازیِ معادلاتِ ساختاری رویِ پایگاهِ NELS:88 نشان دادند اثرِ والدین ــ در قالبِ انتظارها و مشارکت ــ بیشترین اثر را بر موفقیتِ دانش‌آموز دارد و از عواملی مانندِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، برداشتِ دانش‌آموز از خود و پیشرفتِ قبلی نیرومندتر است.

اثرِ انتظارهایِ والدین در پژوهشِ دانش‌آموزانِ دبستانی (Gill & Reynolds, 1999) تا دورهٔ متوسطهٔ دوم (Raty, 2006) و در روش‌هایِ کمّی (Ma, 2001) و کیفی (Lara-Alecio et al., 1997) گزارش شده است. گروهِ دوم با والدین، آموزگاران و کودکان مصاحبه کردند تا رفتارها یا شیوه‌هایِ والدینیِ مهم برایِ موفقیت را مشخص کنند؛ انتظارهایِ بالا در میانِ سه عاملِ اصلی قرار داشت.

رابطهٔ خطیِ انتظارِ والدین با پیشرفت از مسیرِ دانش‌آموز می‌گذرد، اما شمارِ کمی از پژوهش‌ها برداشتِ خودِ دانش‌آموز از انتظار یا آرزویِ والدین را سنجیده‌اند (Gill & Reynolds, 1999). پژوهش‌هایی که این موضوع را بررسی کرده‌اند نشان می‌دهند برداشتِ کودکان از انتظارهایِ والدین بر موفقیتِ مدرسه‌ایِ آنان اثر دارد (Alexander et al., 1994; Jacobs, 1991; Parsons et al., 1982) و این برداشت از تعاملِ والد و فرزند تأثیر می‌پذیرد (Chin & Kameoka, 2002; Yan & Lin, 2005).

محدودیتِ دیگر، ترکیبِ نمونه‌هاست: بخشِ زیادی از این پژوهش‌ها با کودکانِ سفیدپوستِ طبقهٔ متوسط انجام شده و مطالعه دربارهٔ گروه‌هایِ قومیِ متنوع کمتر بوده است. ازاین‌رو، شماری از پژوهشگران گفته‌اند اثرِ انتظارهایِ والدین در جمعیت‌هایِ قومی و نژادیِ متنوع هنوز روشن نیست (Elliott et al., 2001; Mau, 1995; Yan & Lin, 2005)؛ این مسئله به‌ویژه دربارهٔ جمعیتِ لاتین‌تبار صدق می‌کند (Okagaki & Frensch, 1998). پژوهش‌هایِ مربوط به گروه‌هایِ متنوع نیز بیشتر تفاوتِ سفیدپوستان، آسیایی‌تباران و/یا آفریقایی‌آمریکایی‌ها را سنجیده‌اند و خانواده‌هایِ لاتین‌تبار سهمِ اندکی در مطالعه‌ها داشته‌اند؛ با آن‌که جامعهٔ لاتین‌تبارِ ایالاتِ متحده به‌سرعت رشد کرده است. شمارِ بسیار کمی از این پژوهش‌ها از نمونهٔ ملی، تحلیلِ طولی، نمونه‌گیریِ تصادفی یا روش‌هایِ پیشرفتهٔ دیگر استفاده کرده‌اند (Trusty et al., 2003).

بااین‌حال، در پژوهش‌هایِ جمعیتِ لاتین‌تبار نیز رابطهٔ انتظارهایِ والدین و پیشرفتِ دانش‌آموز، کمابیش با یافته‌هایِ گروه‌هایِ دیگر هم‌خوان بوده است. فیشر و پادماویدجاجا (1999) در مصاحبه با دانشجویانِ مکزیکی‌آمریکایی دریافتند انتظارهایِ بالایِ والدین بر رشدِ آموزشی و شغلیِ آنان اثری نیرومند و ماندگار داشته است. راموس و سانچز (1995) با دانش‌آموزانِ مکزیکی‌آمریکاییِ یک دبیرستان در شمالِ کالیفرنیا دربارهٔ انتظارشان برایِ ادامهٔ تحصیل مصاحبه کردند و دریافتند گزارشِ دانش‌آموزان از انتظارِ تحصیلیِ والدین بر انتظارهایِ خودِ آنان اثرِ معنادار دارد. هائو و بونستدـ‌برونز (1998a) نیز دریافتند هم‌سوییِ انتظارهایِ والد و فرزند در پیشرفتِ خانواده‌هایِ مکزیکی اهمیت دارد؛ هم‌سوییِ کم، حتی پس از کنترلِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ والدین، با پیشرفتِ کمتر همراه بود.

پژوهشی برجسته از گلدنبرگ و همکاران (2001) انتظارهایِ والدین و پیشرفتِ تحصیلی را مشخصاً در خانواده‌هایِ مهاجرِ لاتین‌تبار بررسی کرد؛ موضوعی که با توجه به الگوهایِ مهاجرت اهمیتِ عملی دارد. هرچند شمارِ دقیقِ مهاجران روشن نبود، برآوردها از ورودِ بیش از یک‌میلیون مهاجر در سال به ایالاتِ متحده حکایت می‌کردند و بسیاری از آنان لاتین‌تبار بودند (Dillin, 2001). برخی پژوهشگران والدینِ مهاجر را در واقع «بهترین دوستانِ مدرسه» می‌دانستند؛ زیرا این والدین برایِ گسترشِ فرصت‌هایِ تحرکِ اجتماعیِ فرزندان، انتظارهایِ بالایی دارند (Henderson, 1988; Sue & Okazaki, 1990). بر این مبنا، انتظار می‌رفت فرزندانِ خانواده‌هایِ مهاجر پیشرفتِ تحصیلیِ بیشتری نشان دهند.

بااین‌حال، رابطهٔ انتظارها و پیشرفت در خانواده‌هایِ مهاجر یکدست نیست. برایِ نمونه، هائو و بونستدـ‌برونز (1998a) رابطه‌ای معنادار میانِ انتظارِ والدین و پیشرفتِ دانش‌آموز یافتند، اما والدینِ مهاجرِ آسیایی انتظارهایِ بالاتری از همتایانِ لاتین‌تبار داشتند و دانش‌آموزانِ آسیایی نیز به‌طورِ معناداری از همتایانِ اسپانیایی‌تبارِ خود پیشی گرفتند. یافتهٔ گلدنبرگ و همکاران نیز این تصویر را پیچیده‌تر کرد: با آن‌که والدینِ مطالعه انتظارها و آرزوهایِ بالایی داشتند، این موارد به عملکردِ تحصیلیِ بالاتر منجر نشدند.

این نتیجه به‌دلیلِ محدودیت‌هایِ پژوهش به بررسیِ بیشتر نیاز داشت. نمونه فقط ۸۱ کودکِ لاتین‌تبار در لس‌آنجلس را در بر می‌گرفت؛ نمونه‌هایِ بزرگ‌تر، ترجیحاً ملی، می‌توانند شناختِ این رابطه را گسترش دهند. پژوهش، افزون بر انتظارِ والدین، برداشتِ دانش‌آموز از انتظارها، انتظارهایِ خودِ او و میزانِ توافقِ والد و فرزند را نسنجیده بود و فقط دانش‌آموزانِ دبستانی را شامل می‌شد؛ بنابراین بررسیِ نوجوانان و دانش‌آموزانِ بزرگ‌تر نیز لازم بود.

مطالعهٔ حاضر این کار را گسترش می‌دهد و با داده‌هایِ ELS:2002، انتظارهایِ والدین و پیشرفتِ دانش‌آموزانِ دبیرستانیِ لاتین‌تبارِ دارایِ والدِ مهاجر را بررسی می‌کند. پس از کنترلِ شاخصی از متغیرهایِ هم‌پراش، انتظارها و آرزوهایِ والدین پیش‌بینی‌کنندهٔ معنادارِ پیشرفت نبودند؛ انتظارِ خودِ دانش‌آموز، توافقِ انتظارِ والد و دانش‌آموز و برداشتِ دانش‌آموز از آرزوهایِ والدین نیز چنین نبودند. در پرسش‌هایِ فرعی تنها رابطهٔ نیرومند، میانِ آرزوها و انتظارهایِ والدین بود؛ باقیِ هم‌بستگی‌ها از رابطه‌ای متوسط رو به ضعیف فراتر نرفتند.

روش

پرسش‌هایِ اصلیِ پژوهش این‌ها بودند: ۱) انتظارِ والدین چه رابطه‌ای با پیشرفتِ دانش‌آموزِ لاتین‌تبارِ دارایِ دست‌کم یک والدِ مهاجر دارد؟ ۲) انتظارِ خودِ دانش‌آموز چه رابطه‌ای با پیشرفت دارد؟ ۳) آرزوهایِ والدین چه رابطه‌ای با پیشرفت دارند؟ ۴) برداشتِ دانش‌آموز از آرزوهایِ والدین چه رابطه‌ای با پیشرفت دارد؟ ۵) آیا پیشرفتِ دانش‌آموز بر اساسِ میزانِ توافقِ انتظارهایِ والد و دانش‌آموز تفاوتِ معناداری دارد؟

پرسش‌هایِ فرعی نیز رابطهٔ انتظارِ والد با انتظارِ دانش‌آموز، رابطهٔ آرزویِ والد با برداشتِ دانش‌آموز از آرزویِ والد، رابطهٔ مدتِ اقامتِ والدینِ مهاجر در ایالاتِ متحده با انتظارهایشان و رابطهٔ آرزو و انتظارِ والد را بررسی می‌کردند.

داده‌ها و نمونه

داده‌ها از پایگاهِ مطالعهٔ طولیِ آموزشیِ ELS:2002 گرفته شدند. این مطالعه چهارمین مورد از مجموعه‌مطالعه‌هایِ طولیِ مرکزِ ملیِ آمارِ آموزشِ ایالاتِ متحده (NCES) بود. گردآوریِ داده‌ها در سالِ ۲۰۰۲ با نمونهٔ ملیِ ۱۵٬۳۶۲ دانش‌آموزِ پایهٔ دهم در ۷۵۲ مدرسهٔ دولتی و خصوصی آغاز شد و قرار بود اطلاعاتِ این شرکت‌کنندگان طیِ ده سال گردآوری شود. در زمانِ انجامِ این پژوهش، داده‌هایِ پایهٔ دهم ــ سالِ پایه (BY) ــ و پایهٔ دوازدهم ــ نخستین پیگیری (F1) ــ در دسترس بود.

مدرسه‌ها از میانِ حدودِ ۲۵ هزار مدرسهٔ دولتی و خصوصی انتخاب شدند. برایِ ۷۵۲ مدرسهٔ نمونه که پایهٔ دهم داشتند و پذیرفتند در ELS:2002 شرکت کنند، فهرستِ کاملِ دانش‌آموزانِ پایهٔ دهم تهیه شد. سپس به‌طورِ میانگین حدودِ ۲۵ دانش‌آموز از هر مدرسه به‌صورتِ تصادفی انتخاب شدند؛ دانش‌آموزانِ آسیایی‌تبار و لاتین‌تبار با نرخِ بالاتری نمونه‌گیری شدند.

در نخستین سالِ گردآوریِ داده‌ها، پیشرفتِ دانش‌آموزان در خواندن و ریاضی سنجیده و اطلاعاتی دربارهٔ نگرش‌ها و تجربه‌هایشان جمع‌آوری شد. دانش‌آموزانی که در مدرسهٔ سالِ پایهٔ خود ماندند، در پایهٔ دوازدهم دوباره ــ فقط در ریاضی ــ آزمون دادند و به پرسش‌نامه پاسخ گفتند. برایِ آن‌که نمونه در پایهٔ دوازدهم نمایندهٔ دانش‌آموزانِ سالِ آخرِ دبیرستان در بهارِ ۲۰۰۴ باشد، دانش‌آموزانی نیز به نمونه افزوده شدند که در پایهٔ دهم فرصتِ انتخاب‌شدن نداشتند؛ برایِ مثال، خارج از کشور بودند یا در توالیِ معمولِ پایه‌ها قرار نداشتند. این «تازه‌سازیِ نمونه» برایِ پژوهشِ مقطعی زمینهٔ رایجِ مدرسه‌ها، مانندِ رفتن و بازگشتنِ دانش‌آموز میانِ پایه‌ها، را بهتر بازتاب می‌داد. اما تحلیلِ طولی باید دانش‌آموزانی را نگه می‌داشت که در همهٔ موج‌ها حضور داشتند؛ بنابراین افرادِ تازه‌افزوده‌شده حذف شدند و نمونهٔ پنلیِ این پژوهش فقط دانش‌آموزانِ حاضر در هر دو پایهٔ دهم و دوازدهم را در بر گرفت.

ELS:2002 از والدین، آموزگاران و مدیرانِ مدرسه ــ مدیر و مسئولِ مرکزِ رسانه‌ایِ کتابخانه ــ نیز اطلاعات گرد آورد. برایِ دانش‌آموزانی که به مدرسهٔ دیگری منتقل شدند، آموزشِ خانگی را برگزیدند، زودتر فارغ‌التحصیل شدند یا ترکِ تحصیل کردند، پرسش‌نامهٔ متناسب با وضعیتِ آنان در پیگیریِ نخست به کار رفت. مدیرانِ مدرسه نیز دوباره پرسش‌نامه را تکمیل کردند. شرحِ بیشتر در Burns et al. (2003) آمده است.

نمونهٔ این پژوهش ۱٬۰۵۰ دانش‌آموزِ لاتین‌تبار با دست‌کم یک والدِ مهاجر را شامل می‌شد که در هر دو پایهٔ دهم و دوازدهم حضور داشتند. پس از اعمالِ وزن‌هایِ نمونه‌گیری، این گروه نمایندهٔ ۲۶۰٬۳۲۰ دانش‌آموز بود.

ابزارها و متغیرها

ابزارهایِ ELS:2002 پرسش‌نامه و آزمونِ دانش‌آموز را شامل می‌شدند؛ همهٔ ابزارها پیش از اجرا در میدان آزمایش شدند. پرسش‌نامه‌ها برایِ پاسخ‌گوییِ مستقل طراحی شده بودند و اطلاعاتِ متنوعی دربارهٔ علاقه‌هایِ دانش‌آموز، نحوهٔ گذراندنِ وقت، مشارکت در فعالیت‌ها و مواردِ دیگر می‌گرفتند. پرسش‌نامه‌هایِ آموزگار، والد و مدیر نیز اطلاعاتِ توصیفیِ مربوط به حوزهٔ نقش و اثرگذاریِ آنان را گردآوری می‌کردند.

آزمون‌هایِ شناختی، پیشرفتِ خواندن و ریاضی را در پایهٔ دهم و پیشرفتِ ریاضی را در پایهٔ دوازدهم می‌سنجیدند. آزمونِ ریاضی چند صورت با دشواری‌هایِ متفاوت داشت تا با توانایی‌هایِ گوناگونِ دانش‌آموزان سازگار باشد. این طراحیِ چندسطحی می‌خواست از اثرِ سقف و کف جلوگیری کند؛ اثری که ممکن است وقتی آزمون چند سالِ تحصیلی را پوشش می‌دهد رخ دهد. آزمون‌ها ترکیبی از پرسش‌هایِ چندگزینه‌ای و پاسخِ باز داشتند و مهارت‌هایِ سادهٔ ریاضی، درکِ مفهوم‌ها و تواناییِ حلِ مسئله را می‌سنجیدند. برخی پرسش‌هایِ پاسخِ باز از دانش‌آموز می‌خواستند فرمولی تنظیم کند، معادله‌ای حل کند یا توضیحی بنویسد.

چون فقط ریاضی در هر دو پایه سنجیده شده بود، متغیرِ وابستهٔ این پژوهش نمرهٔ ریاضیِ ELS با شناسهٔ FITXMIIR بود. نمره‌هایِ خامِ آزمون‌هایی با دشواریِ میانگینِ متفاوت قابلِ مقایسه نیستند؛ ازاین‌رو برایِ ساختنِ سنجه‌ای مشترک، از نظریهٔ پاسخ به گویه (IRT) استفاده شد. مجموعه‌ای از گویه‌هایِ مشترک میانِ صورت‌هایِ مختلفِ آزمون امکانِ ایجادِ مقیاسِ واحد را فراهم کرد. IRT با توجه به پاسخ‌هایِ درست، نادرست و حذف‌شدهٔ دانش‌آموز و دشواری و قدرتِ تمایزِ هر گویه، جایگاهِ او را رویِ مقیاسی پیوسته از توانایی قرار می‌دهد. سپس می‌توان نمره‌ای برآورد کرد که دانش‌آموز در هر زیرمجموعهٔ دلخواه از گویه‌هایِ کالیبره‌شده رویِ این مقیاس می‌گرفت.

متغیرهایِ مستقل شاملِ انتظارِ والد، آرزویِ والد، انتظارِ دانش‌آموز، برداشتِ دانش‌آموز از آرزویِ والد و میزانِ توافقِ انتظارهایِ والد و دانش‌آموز بودند. انتظار و آرزو با مقیاسی ترتیبی سنجیده شدند که از ۱ ــ تمام‌نکردنِ دبیرستان ــ تا ۷ ــ مدرکِ دکتری، پزشکی یا معادلِ آن ــ گسترده بود. توافق نیز با تبدیلِ پاسخ‌هایِ والد و دانش‌آموز دربارهٔ انتظار به متغیریِ دوحالتیِ بله/خیر ساخته شد.

با اتکا به پژوهش‌هایِ پیشین و چارچوبِ نظریِ مطالعه، چهارده متغیرِ هم‌پراش در تحلیل گنجانده شد: وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ خانواده، پیشرفتِ پیشین در ریاضی، جنسیتِ دانش‌آموز، مدتِ اقامتِ والدین در ایالاتِ متحده، علاقهٔ دانش‌آموز به مدرسه، ساعت‌هایِ هفتگیِ صرف‌شده برایِ تکلیف، بردنِ فرزندان از سویِ والدین به فعالیت‌هایِ آموزشی/فرهنگی، تعدادِ خواهر و برادرها، تعاملِ والد و فرزند، تعدادِ والدین یا سرپرستانِ حاضر در خانه، مذهبِ والدین، میزانِ تسلطِ والدین به انگلیسی، دولتی یا خصوصی‌بودنِ مدرسه و شهری/حومه‌ای/روستایی‌بودن و موقعیتِ جغرافیاییِ مدرسه.

پنج متغیرِ کنترلی ــ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، پیشرفتِ پیشین، زمانِ انجامِ تکلیف، مدتِ اقامتِ والدین در آمریکا و شمارِ خواهر و برادرها ــ پیوسته یا ترتیبی بودند؛ بقیه مقوله‌ای بودند.

منابعِ ذکرشده برایِ این سنجه‌ها عبارت بودند از: وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ خانواده (Chen & Lan, 1998; Chin & Kameoka, 2002; Der-Karabetian, 2004; Gill & Reynolds, 1999; Hao & Bonstead-Bruns, 1998a; Smith-Maddox, 1998; Trusty et al., 2003; Tsui, 2005; Yan & Lin, 2005)؛ پیشرفتِ پیشین در ریاضی (Bandura, 1982, 1995; Gill & Reynolds, 1999; Trusty et al., 2003)؛ جنسیتِ دانش‌آموز (Chen & Lan, 1998; Der-Karabetian, 2004; Gill & Reynolds, 1999; Hao & Bonstead-Bruns, 1998a; Raty, 2006; Yan & Lin, 2005)؛ علاقه به مدرسه (Goldenberg et al., 2001)؛ ساعتِ تکلیف و همراهیِ والدین در فعالیت‌هایِ آموزشی/فرهنگی (Smith-Maddox, 1998)؛ شمارِ خواهر و برادرها و تعاملِ والد و فرزند (Gill & Reynolds, 1999; Hao & Bonstead-Bruns, 1998a)؛ و مدتِ اقامتِ والدین در آمریکا، شمارِ والدین/سرپرستانِ خانه، مذهب و تسلطِ والدین به انگلیسی، نوع، موقعیتِ شهری و منطقهٔ جغرافیاییِ مدرسه (Hao & Bonstead-Bruns, 1998a).

جدولِ ۱. کدگذاریِ متغیرهایِ مقوله‌ای

همهٔ تحلیل‌ها با نرم‌افزارِ AM مؤسسهٔ پژوهشیِ آمریکایی انجام شدند؛ این نرم‌افزار مشخصاً برایِ تحلیلِ طرح‌هایِ نمونه‌گیریِ پیچیده در مجموعه‌داده‌هایِ NCES، مانندِ ELS:2002، طراحی شده است. پرسش‌هایِ اصلی با روشِ ورودِ هم‌زمانِ متغیرها در رگرسیونِ چندگانه تحلیل شدند. برایِ هر متغیرِ مستقل تحلیلِ جداگانه‌ای اجرا شد، اما متغیرِ وابسته و مجموعهٔ متغیرهایِ کنترل ثابت ماندند. پرسش‌هایِ فرعی با هم‌بستگی‌هایِ ساده بررسی شدند. برایِ مقایسه، همین تحلیل‌ها رویِ نمونه‌ای از دانش‌آموزانِ غیرلاتین‌تبارِ دارایِ دست‌کم یک والدِ مهاجر نیز اجرا شد (N = 2,150). مقایسهٔ دو گروه هدفِ اصلیِ مقاله نبود، اما برایِ فهمِ نتایجِ گروهِ لاتین‌تبار مرجعِ مفیدی فراهم می‌کرد.

یافته‌ها

جدولِ ۲ آمارِ توصیفیِ دو نمونهٔ لاتین‌تبار و غیرلاتین‌تبار را ارائه می‌کند. در نمونهٔ لاتین‌تبار، میانگینِ برخی متغیرها با یافته‌هایِ پیشین ناسازگار بود: دانش‌آموزانی که به مدرسه علاقه نشان می‌دادند میانگینِ نمرهٔ ریاضیِ پایین‌تری داشتند (۳۹٫۹۵ در برابرِ ۴۲٫۱۷ برایِ دانش‌آموزانی که علاقه نشان نداده بودند). همچنین دانش‌آموزانی که با والدین تعامل داشتند میانگینِ پایین‌تری (۴۰٫۲۹) از کسانی داشتند که گاهی (۴۲٫۲۱) یا به‌ندرت (۴۴٫۴۲) با والدین تعامل می‌کردند.

در مقابل، برخی تفاوت‌ها با انتظارِ پژوهشگران هم‌خوان بود. دانش‌آموزانی که والدینشان را در فعالیت‌هایِ آموزشی/فرهنگی همراهی می‌کردند عملکردِ ریاضیِ بالاتری داشتند (۴۲٫۱۲ در برابرِ ۳۸٫۵۲). همین الگو دربارهٔ دانش‌آموزانی دیده شد که والدینشان تسلطِ بیشتری به انگلیسی داشتند (تسلطِ خوب: ۴۳٫۹۷؛ تسلطِ ضعیف: ۳۸٫۶۱). همچنین دانش‌آموزانِ مدرسه‌هایِ خصوصی (۵۱٫۹۱) از دانش‌آموزانِ مدرسه‌هایِ دولتی (۴۰٫۱۳) نمرهٔ بالاتری داشتند و دانش‌آموزانِ خانه‌هایِ دووالد (۴۰٫۷۳) اندکی از دانش‌آموزانِ خانه‌هایِ تک‌والد (۳۹٫۹۰) پیش‌تر بودند.

در نمونهٔ غیرلاتین‌تبار تقریباً بیشترِ همین الگوها دیده شد. تفاوتِ قابلِ توجه به تسلطِ والدین به انگلیسی مربوط بود: در میانِ غیرلاتین‌تباران، دانش‌آموزانی که والدینشان تسلطِ بالایی به انگلیسی نداشتند نمرهٔ ریاضیِ اندکی بالاتری (۵۴٫۵۱) از دانش‌آموزانِ والدینِ انگلیسی‌دان (۵۴٫۰۵) داشتند. میانگینِ کلیِ نمرهٔ ریاضیِ دانش‌آموزانِ لاتین‌تبار (۴۰٫۵۴) به‌طورِ معناداری از هم‌سالانِ غیرلاتین‌تبار (۵۱٫۳۸) پایین‌تر بود، ‎t(2770) = −12.40, p = .000.

جدولِ ۲. آمارِ توصیفیِ متغیرهایِ مقوله‌ای در نمونه‌هایِ لاتین‌تبار و غیرلاتین‌تبار

در هر نمونه، M میانگین و SD انحرافِ معیارِ نمرهٔ ریاضی است.

برایِ پاسخ به پرسش‌هایِ اصلی، نویسنده هر متغیرِ مستقل را جداگانه در مدلِ رگرسیون وارد کرد و مجموعهٔ متغیرهایِ کنترل را ثابت نگه داشت. در میانِ دانش‌آموزانِ لاتین‌تبار، انتظارِ والد پیش‌بینی‌کنندهٔ معنادارِ پیشرفتِ ریاضی نبود (‎B = .148, p = .51). پیشرفتِ قبلی (‎B = 1.04, p < .001)، ساعت‌هایِ انجامِ تکلیف در هفته (‎B = .709, p = .007) و شمارِ خواهر و برادرها (‎B = −.430, p = .03) معنادار بودند؛ مدل ۷۹ درصدِ واریانس را توضیح می‌داد (‎R² = .79).

آرزویِ والد نیز پیش‌بینی‌کنندهٔ معناداری نبود (‎B = .416, p = .07). در این مدل پیشرفتِ قبلی (‎B = 1.03, p < .001)، ساعت‌هایِ تکلیف (‎B = .695, p = .01) و تعدادِ خواهر و برادرها (‎B = −.419, p = .02) معنادار بودند و مدل ‎R² = .79 داشت. انتظارِ خودِ دانش‌آموز هم ارتباطِ معناداری با پیشرفت نشان نداد (‎B = −.015, p = .95)؛ پیشرفتِ قبلی (‎B = 1.03, p < .001) و ساعت‌هایِ تکلیف (‎B = .792, p = .009) معنادار بودند، اما تعدادِ خواهر و برادرها نبود (‎R² = .78).

برداشتِ دانش‌آموز از آرزویِ مادر (‎B = −.018, p = .94) و پدر (‎B = −.140, p = .64) نیز پیش‌بینی‌کنندهٔ معناداری نبود. پیشرفتِ قبلی (‎B = 1.05, p < .001) و ساعت‌هایِ تکلیف (‎B = 1.01, p = .003) معنادار بودند و مدل ‎R² = .81 داشت. در مدلِ توافقِ انتظارِ والد و دانش‌آموز نیز توافق پیش‌بینی‌کنندهٔ معناداری نبود (‎B = .049, p = .781)؛ پیشرفتِ قبلی (‎B = 1.03, p < .001) و ساعت‌هایِ تکلیف (‎B = .747, p = .014) معنادار بودند و مدل ‎R² = .78 داشت.

در گروهِ مقایسهٔ غیرلاتین‌تبار، تنها آرزویِ والد از میانِ متغیرهایِ اصلی پیش‌بینی‌کنندهٔ معنادار بود (‎B = .776, p = .01). سایر متغیرهایِ اصلی معنادار نبودند. مدل‌ها در این گروه نیز بخشِ زیادی از واریانس را توضیح می‌دادند؛ افزون بر آن، وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، مدتِ اقامتِ مادر در آمریکا و تسلطِ والدین به انگلیسی در برخی مدل‌ها معنادار بودند.

جدولِ ۳. آرزوها، انتظارها و هم‌پراش‌هایِ معنادار در تحلیل‌هایِ رگرسیونِ نمونهٔ غیرلاتین‌تبار

در هر خانه، مقدارِ نخست B و مقدارِ دوم p است. برایِ برداشتِ دانش‌آموز از آرزویِ والد، اثرِ مربوط به مادر و پدر جداگانه گزارش شده است.

در پرسش‌هایِ فرعی، قوی‌ترین رابطه در گروهِ لاتین‌تبار میانِ آرزو و انتظارِ والدین بود (‎r = .70). رابطهٔ انتظارِ والد و انتظارِ دانش‌آموز ضعیف تا متوسط بود (‎r = .33). دیگر هم‌بستگی‌هایِ بررسی‌شده ــ از جمله رابطهٔ مدتِ حضورِ والدین در آمریکا با انتظارها و آرزوها ــ ضعیف بودند؛ برایِ نمونه، هم‌بستگیِ انتظارِ والد با سال‌هایِ اقامتِ مادر ‎r = −.05 و با سال‌هایِ اقامتِ پدر ‎r = −.06 بود. در گروهِ غیرلاتین‌تبار نیز آرزو و انتظارِ والدین رابطهٔ نیرومندی داشتند (‎r = .67) و انتظارِ والد با سال‌هایِ اقامتِ مادر (‎r = .008) یا پدر (‎r = .07) رابطهٔ آشکاری نداشت. پیوندِ انتظارِ والد و دانش‌آموز در گروهِ غیرلاتین‌تبار قوی‌تر از گروهِ لاتین‌تبار بود (به‌ترتیب ‎r = .46 و ‎r = .33).

جدولِ ۴. هم‌بستگیِ انتظارها، آرزوها و مدتِ اقامت در ایالاتِ متحده؛ دانش‌آموزانِ لاتین‌تبار

جدولِ ۵. هم‌بستگیِ انتظارها، آرزوها و مدتِ اقامت در ایالاتِ متحده؛ دانش‌آموزانِ غیرلاتین‌تبار

بحث

این مطالعه رابطهٔ چند سنجهٔ انتظار و آرزویِ والد و دانش‌آموز را با پیشرفتِ ریاضیِ دانش‌آموزانِ پایهٔ دوازدهمِ لاتین‌تبارِ خانواده‌هایِ مهاجر بررسی کرد. برخلافِ نتیجهٔ بسیاری از پژوهش‌هایِ پیشین، پس از کنترلِ متغیرهایِ هم‌پراش، انتظار و آرزویِ والد پیش‌بینی‌کنندهٔ معنادارِ پیشرفت نبودند؛ انتظارِ دانش‌آموز، توافقِ انتظارهایِ والد و فرزند و برداشتِ دانش‌آموز از آرزویِ والدین نیز معنادار نشدند. در پرسش‌هایِ فرعی، تنها رابطهٔ نیرومند میانِ آرزو و انتظارِ خودِ والدین دیده شد؛ سایرِ رابطه‌ها ضعیف بودند.

از میانِ متغیرهایِ کنترل، پیشرفتِ قبلی و زمانِ صرف‌شده برایِ تکلیف به‌طورِ پیوسته معنادار بودند؛ شمارِ خواهر و برادرها فقط در بعضی مدل‌ها معنادار شد. وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، نوعِ مدرسه و شهری‌بودنِ محل، با وجودِ اثرگذاری در پژوهش‌هایِ دیگر، در این تحلیل پیش‌بینی‌کنندهٔ معناداری نبودند.

نبودِ رابطهٔ معنادار برایِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی احتمالاً تا اندازه‌ای به همگنیِ نمونهٔ مهاجرِ لاتین‌تبار از نظرِ این شاخص مربوط است. میانگینِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ گروهِ لاتین‌تبار ‎M = −.655 (‎SD = .668) و گروهِ غیرلاتین‌تبار ‎M = .117 (‎SD = .773) بود؛ تفاوت معنادار بود، ‎t(3025) = −18.84, p < .001. بااین‌حال، توزیعِ گروهِ لاتین‌تبار به‌شدت به‌سویِ مقادیرِ پایین متمایل بود و تغییرپذیریِ کمتری داشت. در مقابل، انتظارهایِ والدین در دو گروه تقریباً یکسان بود: در هر دو گروه ‎M = 5.27؛ تفاوت معنادار نبود، ‎t(2615) = −1.06, p = .288. بنابراین هم‌بستگیِ ضعیفِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی و انتظارِ والد در گروهِ لاتین‌تبار (‎r = .09) ممکن است بازتابِ محدودبودنِ دامنهٔ اقتصادیِ نمونه باشد، نه بی‌ثباتیِ انتظارهایِ والدین.

شکلِ ۱. توزیعِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی در خانواده‌هایِ لاتین‌تبار و غیرلاتین‌تبار: نمودار دو هیستوگرام را همراه با منحنیِ توزیع مقایسه می‌کند. توزیعِ گروهِ لاتین‌تبار به مقادیرِ پایین‌تر متمایل و چولگیِ مثبت دارد؛ توزیعِ گروهِ غیرلاتین‌تبار پیرامونِ میانگینِ بالاتر، گسترده‌تر و به شکلِ زنگوله‌ای نزدیک‌تر است.

انتظارها و آرزوهایِ والدین در این نمونه بالا بود: ۴۶ درصد انتظار داشتند فرزندشان مدرکِ چهارسالهٔ دانشگاهی بگیرد و ۲۵ درصد انتظارِ مدرکِ دکتری، پزشکی یا معادلِ آن را داشتند. در سنجهٔ آرزو نیز این ارقام به‌ترتیب ۴۵ و ۳۰ درصد بود. بااین‌حال، داده‌هایِ این مطالعه نشان ندادند که این انتظارها و آرزوها به‌تنهایی پیشرفتِ تحصیلیِ بیشتر را پیش‌بینی می‌کنند.

شکلِ ۲. توزیعِ انتظارهایِ والدینِ لاتین‌تبار و غیرلاتین‌تبار: دو هیستوگرامِ جداگانه، فراوانیِ پاسخ‌ها را در مقیاسِ ۱ تا ۷ نشان می‌دهند. شکلِ کلیِ دو توزیع و تمرکزِ پاسخ‌ها در سطح‌هایِ بالاتر به هم نزدیک است؛ این تصویر با میانگینِ تقریباً یکسانِ دو گروه هم‌خوانی دارد.

یافتهٔ مربوط به توافقِ والد و دانش‌آموز نیز با برخی دیدگاه‌هایِ پیشین تفاوت داشت. با توجه به رابطهٔ نسبتاً ضعیفِ انتظارهایِ والد و دانش‌آموز (‎r = .33)، معنادارنبودنِ اثرِ توافق در مدلِ پیش‌بینیِ پیشرفت چندان دور از انتظار نبود. همچنین فرضیهٔ کاهشِ انتظارِ تحصیلی بر اثرِ تسلطِ کمتر به انگلیسی، تجربهٔ احتمالیِ تبعیض یا گذشتِ زمان از مهاجرت در این داده‌ها تأیید نشد.

این نتایج نباید به این معنا تعبیر شوند که عواملِ خانوادگی هیچ اثری ندارند. آمارِ توصیفی تفاوت‌هایی را بر پایهٔ بعضی ویژگی‌هایِ والدین نشان می‌داد؛ اما پس از کنترلِ عواملِ دیگر، این متغیرها پیش‌بینی‌کنندهٔ مستقل و معناداری نبودند. نویسنده احتمال می‌دهد سنِ دانش‌آموزان ــ ۱۶ تا ۱۸ سال ــ در این الگو نقش داشته باشد: در اواخرِ نوجوانی رابطهٔ والد و فرزند تغییر می‌کند و استقلالِ نوجوان افزایش می‌یابد؛ در نتیجه، اثرِ والدین ممکن است غیرمستقیم‌تر از رابطهٔ سادهٔ «انتظارِ والد ــ عملکردِ فرزند» باشد.

نتیجه‌گیری

پژوهش‌هایِ آینده باید رابطه‌هایِ غیرمستقیمِ احتمالی را در خانواده‌هایِ مهاجرِ لاتین‌تبار و گروه‌هایِ دیگر بررسی کنند؛ برایِ مثال، ممکن است انتظارِ والد از راهِ متغیرهایی مانندِ پیشرفتِ قبلی یا عادتِ انجامِ تکلیف با موفقیت ارتباط پیدا کند. بررسیِ پیامدهایی فراتر از نمرهٔ آزمون ــ مانندِ سطحِ تحصیلاتی که فرد در نهایت به آن دست می‌یابد ــ نیز لازم است. نویسنده تأکید می‌کند که برایِ شناختِ عواملی که پیشرفت را در خانواده‌هایِ مهاجرِ لاتین‌تبار پیش‌بینی می‌کنند، باید مدل‌هایِ متنوع‌تری ساخته و سپس در نمونه‌ها و جمعیت‌هایِ دیگر آزمود؛ مطالعهٔ حاضر کاربردِ چارچوب‌هایِ پیشین بر یک نمونهٔ ملی و تصادفی از این دانش‌آموزان بود و هنوز پژوهشِ اکتشافیِ گسترده‌ای برایِ ساخت و آزمونِ مدل‌هایِ متناسب با این گروه انجام نشده بود.