نویسندگان: اریک دیرینگ، هالی کرایدر و هدر بی. وایس
اریک دیرینگ، دکتری، وابسته به دانشکدهٔ آموزشِ لینچ در کالجِ بوستون بود؛ هالی کرایدر، دکتریِ آموزش، پژوهشگرِ ارشدِ مؤسسهٔ Sociometrics در سانی‌ویلِ کالیفرنیا بود؛ و هدر وایس، دکتریِ آموزش، به دانشگاهِ هاروارد در کمبریجِ ماساچوست وابستگی داشت. پژوهش با کمک‌هزینهٔ مؤسسهٔ ملیِ سلامتِ کودک و رشدِ انسانی (SR03HD052858-02) پشتیبانی شد. پژوهشگرانِ اصلیِ «مطالعهٔ گذارهایِ مدرسه‌ای» دبورا استیپک، هدر وایس، پنی هاوزرـ‌کرم، والتر سِکادا و جنیفر گرین بودند؛ بخشی از پشتیبانیِ آن مطالعه را بنیادِ جان دی. و کاترین تی. مک‌آرتور، بنیادِ رشدِ کودک و بنیادِ ویلیام تی. گرنت فراهم کردند.
چکیده
این پژوهش، مشارکتِ خانواده در مدرسه، رابطهٔ کودکان با آموزگاران و احساسِ آنان دربارهٔ مدرسه را از مهدکودک تا پایهٔ پنجم، در نمونه‌ای متنوع از نظرِ قومی و کمدرآمد (N = 329) به‌صورتِ طولی بررسی کرد. تحلیل‌هایِ درون‌خانوادگی نشان داد افزایشِ مشارکتِ خانواده در مدرسه با بهبودِ رابطهٔ دانشآموز و معلم همراه است؛ سپس بهبودِ این رابطه با افزایشِ احساسِ شایستگیِ کودک در سوادخواندن و ریاضی و نیز نگرشِ مثبت‌ترِ او به مدرسه ارتباط دارد. نتایج با نظریه‌هایِ سیستمیِ رشدِ کودک سازگارند و به این پرسش پاسخ می‌دهند که چرا مشارکتِ آموزشیِ خانواده برایِ کودکانِ کمدرآمد اهمیت دارد.
مقدمه
مشارکتِ خانواده در آموزشِ فرزندان، بخشِ محوریِ سیاست‌هایِ ملی برایِ بهبودِ پیشرفتِ تحصیلیِ کودکانِ کمدرآمد است. سیاست‌گذاران از پشتوانهٔ تجربیِ گسترده برایِ نقشِ مشارکت در تقویتِ پیشرفتِ کودک سخن گفته‌اند (U.S. Department of Education, 2003). فراتحلیل‌هایِ تازه نیز نشان داده‌اند عملکردِ کودکانی که خانواده‌هایشان مشارکتِ بیشتری دارند، از کودکانی که مشارکتِ خانواده‌هایشان کمتر است بالاتر است (Fan & Chen, 2001; Jeynes, 2003, 2005). پژوهش‌هایِ طولی دربارهٔ خانواده‌هایِ کمدرآمد نیز نشان می‌دهند مشارکتِ زودهنگام در مدرسه، پیامدهایِ آموزشیِ بعدی را پیش‌بینی میکند و افزایشِ مشارکت با بهبودِ پیشرفت همراه است (Dearing, Kreider, Simpkins, & Weiss, 2006; Englund, Luckner, Whaley, & Egeland, 2004; Grolnick, Kurowski, & Gurland, 1999; Izzo, Weissberg, Kasprow, & Fendrich, 1999). بااین‌حال، هنوز روشن نیست مشارکت دقیقاً از چه سازوکاری به کودکانِ کمدرآمد کمک میکند.
هوورـ‌دمپسی و سندلر یادآوری کرده‌اند یکی از پرسش‌هایِ مهمِ پژوهش دربارهٔ مشارکتِ خانواده این است که مشارکت از چه راهی بر کودک اثر می‌گذارد (Hoover-Dempsey & Sandler, 1995). باید از دانستنِ اینکه مشارکت اهمیت دارد فراتر رفت و فهمید چرا اهمیت دارد؛ زیرا پاسخ میتواند به طراحیِ مداخله‌هایی کمک کند که فرایندهایِ سودمندتر برایِ کودک را هدف می‌گیرند. در این حوزه نظریه‌پردازی فراوان است، اما پژوهشِ تجربیِ اندکی سازوکارها را مستند کرده است. مطالعهٔ حاضر رابطهٔ کودک با آموزگار را سازوکارِ احتمالیِ پیوندِ مشارکتِ خانواده در مدرسه با احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه می‌داند و پژوهشِ مشارکتِ خانواده را با نظریه و شواهدِ مربوط به نقشِ رابطهٔ کودک و معلم در تجربهٔ مدرسه ترکیب میکند.
مشارکتِ خانواده در مدرسه
مشارکتِ خانواده در آموزشِ کودک در موقعیت‌هایِ گوناگون رخ میدهد: در خانه، مانندِ کمک به تکلیف؛ در جامعه، مانندِ ارتباطِ والدین با یکدیگر؛ در مدرسه، مانندِ حضور در نشست‌هایِ آشنایی؛ و در پیوندهایِ میانِ این موقعیت‌ها، مانندِ ارتباطِ خانه و مدرسه. هرکدام فرصت‌هایی ویژه اما مکمل برایِ پشتیبانی از موفقیتِ تحصیلی فراهم می‌کنند. مشارکت در مدرسه معمولاً دیدارِ رودررویِ والد و آموزگار و یکی از معدود فرصت‌هایی را فراهم میکند که کودک، والد و آموزگار در کنارِ یکدیگر تعامل کنند. ازاین‌رو، مشارکتِ خانواده در مدرسه ممکن است بیش از گونه‌هایِ دیگرِ مشارکتِ آموزشی برایِ اثرگذاشتن بر رابطهٔ کودک با آموزگار مناسب باشد؛ رابطه‌ای که خود میتواند احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه را شکل دهد.
رابطهٔ کودک با آموزگار و احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه
موفقیتِ کودک در مدرسه فقط به روش‌هایِ آموزشی وابسته نیست؛ رابطهٔ اجتماعی‌ـ‌هیجانیِ او با آموزگار نیز اهمیت دارد. بر پایهٔ نظریهٔ دلبستگی، صمیمیتِ عاطفی و حمایتِ آموزگار میتواند تصویرِ مثبتی از خود، آموزگار و محیطِ مدرسه در کودک پدید آورد (Baker, 2006; Howes & Hamilton, 1992; Howes & Matheson, 1992). کودکانی که رابطهٔ مثبتی با آموزگار تجربه می‌کنند ممکن است نگرشِ مثبت‌تری به یادگیری و مدرسه پیدا کنند؛ در نتیجه مشارکت و انگیزهٔ تحصیلی و سپس پیشرفتِ آنان بیشتر شود (Birch & Ladd, 1997; Eccles, 1993; Pianta & Steinberg, 1992; Valeski & Stipek, 2001). در پژوهش‌ها، کودکانی که رابطهٔ مثبت‌تری با معلم گزارش کرده‌اند، در کلاس مشارکت و انگیزهٔ بیشتری داشته و در مقایسه با کودکانی که رابطهٔ نامطلوب‌تری گزارش کرده‌اند، پیشرفتِ تحصیلیِ بیشتری نشان داده‌اند (Crosnoe, Johnson, & Elder, 2004; Furrer & Skinner, 2003; Roeser, Eccles, & Sameroff, 2000). این سود برایِ کودکانِ دارایِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ پایین و دیگر کودکانی که در معرضِ خطرِ شکستِ تحصیلی‌اند میتواند بیشتر باشد (Hamre & Pianta, 2005).
برایِ نمونه، بیکر دریافت رابطهٔ مثبت با معلم، رضایتِ بیشترِ کودکانِ کمدرآمد از مدرسه را در دورهٔ دبستان پیش‌بینی میکند (Baker, 1999). والسکی و استیپک نیز در نمونه‌ای از کودکانِ کم‌درآمدِ مهدکودک و پایهٔ اول، رابطهٔ مثبت با معلم را با نگرشِ بهتر به مدرسه و احساسِ شایستگیِ بیشتر در سواد و ریاضی مرتبط یافتند؛ احساسِ مثبت به مدرسه و باورِ کودک به تواناییِ خود نیز با عملکردِ بهتر در سواد و ریاضی همراه بود (Valeski & Stipek, 2001).
پژوهش‌هایِ پیشین بیشتر بر ویژگی‌هایِ کودک و مدرسه‌ای تمرکز کرده‌اند که رابطهٔ مثبتِ دانشآموز و معلم را تقویت یا تضعیف می‌کنند (Crosnoe et al., 2004; Ladd, Birch, & Buhs, 1999; Murray & Murray, 2004; Murray & Greenberg, 2000, 2001; O’Connor & McCartney, 2006). کودکانی که رابطهٔ مثبتی با والدین دارند معمولاً با آموزگاران نیز رابطهٔ مثبت‌تری برقرار می‌کنند؛ همچنین در مدرسه‌هایی با فضایِ اجتماعی‌ـ‌هیجانیِ مثبت، رابطهٔ خوبِ دانشآموز و آموزگار محتمل‌تر است. اثرِ مشارکتِ آموزشیِ خانواده بر رابطهٔ کودک و معلم کمتر به‌صورتِ تجربی بررسی شده، اما نظریه‌هایِ بوم‌شناختی و سیستمیِ خانواده انتظار دارند مشارکت، افزون بر ویژگی‌هایِ کودک و مدرسه، مستقیم یا غیرمستقیم بر این رابطه اثر بگذارد (Bornstein & Sawyer, 2006; Bronfenbrenner & Morris, 1998).
مشارکتِ خانواده و رابطهٔ کودک با آموزگار
پیوندهایِ خانه و مدرسه از عواملِ مهمِ رشدِ کودک‌اند. در یک نظامِ پویا، رابطهٔ کودک، والد و آموزگار به هم وابسته است و هر عضو از تعامل‌هایِ دوجانبه و پیچیدهٔ نظام اثر می‌پذیرد و بر آن اثر می‌گذارد (Bornstein & Sawyer, 2006; Bronfenbrenner & Morris, 1998; Pianta & Rimm-Kaufman, 2006; Sameroff, 1994). مشارکتِ خانواده در مدرسه با وصل‌کردنِ زمینهٔ خانه و مدرسه میتواند بر رابطهٔ کودک و معلم اثر بگذارد. برایِ مثال، والدانی که از راهِ حضور در مدرسه با آموزگاران رابطه می‌سازند، ممکن است با رفتارِ خود اهمیتِ رابطه با آموزگار را به کودک نشان دهند؛ الگوسازی یکی از سازوکارهایِ پیشنهادی برایِ اثرِ مشارکت بر تجربهٔ آموزشیِ کودک است (Hoover-Dempsey & Sandler, 1995). افزون بر آن، حضورِ والد به آموزگار امکان میدهد شناختِ دقیق‌تری از نیازهایِ رشدیِ کودک به دست آورد؛ زیرا والد میتواند اطلاعاتِ بیشتری دربارهٔ فرزندش در اختیارِ آموزگار بگذارد (Connors & Epstein, 1995; Henderson & Mapp, 2002; Hoover-Dempsey & Sandler, 1995; Lawrence-Lightfoot, 2003).
مشارکت در مدرسه همچنین میتواند با تقویتِ تعاملِ مثبتِ خانواده و معلم به رابطهٔ کودک و آموزگار کمک کند. شواهد نشان می‌دهند والدانی که در مدرسهٔ فرزندشان مشارکتِ بیشتری دارند، معمولاً رابطهٔ بهتری با آموزگارِ او برقرار می‌کنند (Izzo et al., 1999). این رابطهٔ مثبت ممکن است از راهِ «سرریز» به رابطهٔ کودک و معلم منتقل شود: گرمی و صمیمیتِ رابطهٔ والد و آموزگار میتواند تواناییِ آموزگار را برایِ حمایت، پاسخ‌گویی و رفتارِ گرم با کودک تقویت کند (Cox, Paley, & Harter, 2001; Katz & Gottman, 1996; Margolin, Oliver, & Medina, 2001). مشارکتِ خانواده همچنین ممکن است به آموزگار نشان دهد خانواده به موفقیتِ تحصیلیِ کودک اهمیت میدهد و نگرشِ مثبتِ آموزگار به کودک را تقویت کند.
مطالعهٔ حاضر
پژوهشگران با تکیه بر دیدگاه‌هایِ بوم‌شناختی و سیستمیِ خانواده، رابطهٔ مشارکتِ خانواده در مدرسه با رابطهٔ کودکانِ کمدرآمد و آموزگارانشان را بررسی کردند. سپس سنجیدند آیا رابطهٔ کودک و معلم سازوکاری است که مشارکتِ خانواده را به احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه پیوند میدهد. روش‌هایِ آماریِ تحلیلِ داده‌هایِ طولی امکان داد تغییرِ مشارکت با تغییرِ رابطهٔ کودک و معلم و تغییرِ احساسِ کودک مقایسه شود.
این روش دو مزیت داشت. نخست، بررسیِ تغییر نشان می‌داد آیا افزایشِ مشارکت، بهبودِ رابطه با معلم و سپس احساسِ بهتر به مدرسه را پیش‌بینی میکند؛ در نتیجه پژوهش از این پرسش که «مشارکتِ کم بد است؟» فراتر می‌رفت و می‌توانست دربارهٔ ارزشِ افزایشِ مشارکت برایِ سیاست و عمل اطلاع بدهد. دوم، برآوردهایِ درون‌خانوادگی امکان می‌داد هر خانواده با خودش مقایسه شود: آیا در دوره‌هایی که خانواده مشارکتِ بیشتری دارد، کودک نسبت به دوره‌هایِ مشارکتِ کمتر رابطهٔ بهتری با آموزگار تجربه میکند؟ این روش تفاوت‌هایِ ثابتِ میانِ خانواده‌ها را به‌عنوانِ منبعِ احتمالیِ سوگیریِ متغیرهایِ حذف‌شده کنترل می‌کرد.
در پژوهش‌هایِ غیرآزمایشی، رابطه‌هایِ برآوردشده ممکن است از ویژگی‌هایِ اندازه‌گیری‌نشدهٔ کودک، خانواده یا محیط اثر بپذیرند. تحلیلِ درون‌خانوادگی همهٔ سوگیری‌ها را برطرف نمی‌کند؛ برایِ نمونه، علیتِ دوسویه همچنان میتواند مسئله‌ساز باشد. اما این روش در برابرِ سوگیریِ ناشی از متغیرهایِ حذف‌شده‌ای که در طولِ زمان ثابت‌اند مفید است. اگر تغییرِ مشارکت درونِ خانواده با تغییرِ رابطهٔ کودک و آموزگار همراه باشد، ویژگی‌هایِ ثابتِ کودک، خانواده و محیط نمی‌توانند توضیحِ جایگزینِ آن رابطه باشند.
سه پرسشِ پژوهش عبارت بودند از: آیا افزایشِ مشارکتِ خانواده در مدرسه، رابطهٔ کودک با آموزگار را بهبود میدهد؟ آیا افزایشِ مشارکت، احساسِ شایستگیِ کودک در سواد و ریاضی و نگرشِ او به مدرسه را بهبود میدهد؟ آیا مشارکت از راهِ بهبودِ رابطهٔ کودک و آموزگار، به‌طورِ غیرمستقیم با شایستگی و نگرشِ کودک ارتباط دارد؟
شرحِ شکلِ ۱: الگویِ مفهومیِ پژوهش سه مرحله را به هم وصل میکند: مشارکتِ خانواده در مدرسه ← رابطهٔ کودک با آموزگار ← احساسِ کودک دربارهٔ سوادخواندن، ریاضی و مدرسه. رابطه با آموزگار در این مدل، میانجیِ احتمالیِ پیوندِ مشارکتِ خانواده با پیامدهایِ کودک است.
روش
شرکت‌کنندگان
داده‌هایِ کودک و خانواده از دو پروژهٔ مرتبط گردآوری شده بودند: ارزیابیِ اثرِ «برنامهٔ جامعِ رشدِ کودک» (CCDP) و مطالعهٔ پیگیریِ «گذارهایِ مدرسه‌ای» (STS). CCDP برنامهای فدرال برایِ مداخلهٔ زودهنگام در زندگیِ کودکانِ کمدرآمد و خانواده‌هایشان بود که در ۲۱ نقطه از آمریکا اجرا شد؛ شرحِ کامل‌ترِ ارزیابی در گزارشِ سنت‌پیر، لی‌زر، گودسن و برنستاین (1999) آمده است. از تولد تا ورود به مهدکودک، برنامه خدماتی برایِ کودک ــ مانندِ پیش‌دبستانیِ باکیفیت ــ و خانواده ــ مانندِ آموزش و مهارت‌آموزیِ شغلی ــ ارائه می‌کرد تا رشدِ کودک و خودکفاییِ اقتصادیِ خانواده را تقویت کند. برایِ ارزیابیِ اثر، حدودِ نیمی از کودکان به‌صورتِ تصادفی خدماتِ مداخله را دریافت کردند و نیمِ دیگر در گروهِ کنترل بودند.
در پاییزِ ۱۹۹۵، هم‌زمان با ورودِ بسیاری از کودکانِ CCDP به مهدکودک، کودکان و خانواده‌هایِ سه محلِ اجرایِ برنامه واردِ STS شدند؛ شرحِ این مطالعه در گزارشِ پروژهٔ پژوهشِ خانوادهٔ هاروارد (2006) و وایس و همکاران (2005) آمده است. هدفِ اصلیِ STS بررسیِ پیامدهایِ رشدیِ زمینهٔ خانواده و مدرسه برایِ کودکانِ کمدرآمد در دورهٔ دبستان بود. سه محل برایِ تنوعِ جغرافیایی و قومی انتخاب شدند: شهری در شمال‌شرق با جمعیتِ عمدتاً آفریقایی‌آمریکایی، شهری کوچک و روستایی در نیوانگلند با جمعیتِ تقریباً تماماً اروپایی‌آمریکایی، و شهری در غرب با جمعیتِ عمدتاً لاتین‌تبار. مطالعهٔ حاضر ۳۲۹ کودک و خانواده‌هایشان را از مهدکودک تا پایهٔ پنجم دنبال کرد و داده‌هایِ هر دو پروژه را به کار برد. اطلاعات به زبانِ انگلیسی یا اسپانیایی و بر اساسِ ترجیحِ زبانیِ کودک و خانواده گردآوری شدند.
متغیرهایِ کنترلِ کودک، خانواده و مدرسه
اطلاعاتِ جمعیت‌شناختی هنگامِ ورود به CCDP و در مهدکودک گردآوری شدند: قومیت، جنسیت، وزنِ کم هنگامِ تولد، فرزندِ اول‌بودن، نوجوان‌بودنِ مادر هنگامِ زایمان، تحصیلاتِ مادر، وضعیتِ همسر/شریکِ مادر، زبانِ اصلیِ خانواده، درآمدِ خانواده، عضویت در گروهِ مداخله یا کنترل و محلِ مطالعه. مدیرانِ مدرسه نیز ویژگی‌هایِ مدرسه را گزارش کردند. تحلیلِ عاملیِ پاسخ‌ها سه بُعد را آشکار کرد: توانایی‌هایِ کودک و خانواده، حمایت‌ها و خدماتِ مدرسه، و سرمایه‌گذاریِ کارکنان و جامعه. این سه بُعد با یکدیگر هم‌بستگی داشتند؛ بنابراین برایِ سنجشِ کلیِ کیفیتِ مدرسه، میانگینِ امتیازهایِ پرسش‌نامه در هر سه بُعد محاسبه شد؛ امتیازِ بیشتر نشان‌دهندهٔ کیفیتِ متوسطِ بالاتر بود.
جدولِ ۱. آمارِ توصیفیِ نمونه
| شاخص | میانگین (انحرافِ معیار) یا درصد |
|---|---|
| قومیتِ آفریقایی‌آمریکایی | ۳۴٫۳٪ |
| قومیتِ لاتین‌تبارِ آمریکایی | ۲۲٫۸٪ |
| جنسیتِ مذکر | ۴۹٫۲٪ |
| وزنِ کم هنگامِ تولد | ۱۵٫۲٪ |
| فرزندِ اول‌بودن | ۳۵٫۳٪ |
| مادر در زمانِ زایمان نوجوان بود | ۲۸٫۹٪ |
| مادر شریکِ زندگیِ ساکنِ خانه داشت | ۵۵٫۰٪ |
| زبانِ اصلیِ خانواده انگلیسی بود | ۷۹٫۹٪ |
| مادر شاغل بود | ۱۳٫۸٪ |
| تحصیلاتِ مادر | ۴٫۱۵ (۱٫۴۳)ᵃ |
| عضویت در گروهِ آزمایشیِ CCDP | ۴۹٫۸٪ |
| درآمدِ کلِ خانواده | ۴٫۷۲ (۲٫۲۰)ᵇ |
| محلِ مطالعهٔ ۱ | ۳۵٫۹٪ |
| محلِ مطالعهٔ ۲ | ۲۵٫۹٪ |
| برداشتِ مدیر از کیفیتِ مدرسه | ۰٫۲۶ (۰٫۲۵) |
ᵃ تحصیلاتِ مادر در مقیاسی هشت‌درجه‌ای، از ۱ (بدونِ تحصیلاتِ رسمی) تا ۸ (تحصیلاتِ تکمیلی) سنجیده شد. پاورقیِ منبع میانگین را ۴٫۲۳ می‌نویسد، درحالی‌که ردیفِ جدول ۴٫۱۵ (با انحرافِ معیارِ ۱٫۴۳) درج کرده است؛ این اختلافِ خودِ منبع حفظ می‌شود. ᵇ درآمدِ خانواده در مقیاسی ده‌درجه‌ای سنجیده شد؛ میانگینِ ۴٫۷۲ نشان می‌داد درآمدِ سالانهٔ متوسطِ نمونه بیش از ۱۵٬۰۰۰ و کمتر از ۲۰٬۰۰۰ دلار بوده است. SD یعنی انحرافِ معیار.
مشارکتِ خانواده در مدرسه
مادران در مهدکودک و پایه‌هایِ سوم و پنجم، مشارکتِ خانواده در مدرسه را گزارش کردند. هشت پرسشِ بله/خیر می‌سنجید که آیا خانواده طیِ سال در نشستِ والد و آموزگار شرکت کرده، به کلاسِ کودک سر زده، در اجرایِ مدرسه حاضر شده، در رویدادِ اجتماعیِ مدرسه شرکت کرده، همراهِ دانشآموز به بازدیدِ آموزشی رفته، در جلسه‌هایی مانندِ انجمنِ اولیا و مربیان حضور یافته، در روزِ بازدیدِ کلاس شرکت کرده یا در کلاس داوطلب شده است. میانگینِ این هشت مورد در سه زمان، شاخصی از صفر تا یک می‌ساخت؛ امتیازِ بیشتر به‌معنایِ مشارکتِ بیشتر بود. پایاییِ درونیِ این شاخص در پایه‌هایِ مختلف متوسط تا خوب بود (α = .65 تا .73).
احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه
در مهدکودک و پایه‌هایِ سوم و پنجم، کودکان پرسش‌نامهٔ خودگزارشیِ «احساس دربارهٔ مدرسه» (FAS) را تکمیل کردند. این ابزار چهار حوزه را می‌سنجید: رابطه با آموزگار، احساسِ شایستگی در سوادخواندن، احساسِ شایستگی در ریاضی و نگرشِ کلی به مدرسه (Wigfield et al., 1997). پاسخ‌ها با مقیاسِ پنج‌درجه‌ای ثبت می‌شدند و امتیازِ بالاتر به‌معنایِ احساسِ مثبت‌تر و شایستگیِ ادراک‌شدهٔ بیشتر بود. اعتبارِ گزارشِ کودکان دربارهٔ رابطه با معلم با گزارشِ آموزگاران و اعتبارِ احساسِ شایستگی و نگرشِ کلی با سنجشِ مهارت‌هایِ تحصیلی و ارزیابیِ معلمان بررسی شده بود (Valeski & Stipek, 2001). پایاییِ درونیِ چهار حوزه عموماً متوسط تا خوب بود (α = .59 تا .79)؛ دو استثنا داشت: نگرشِ کلی به مدرسه در مهدکودک α = .51 و رابطه با معلم در پایهٔ پنجم α = .41.
برنامهٔ تحلیل
برایِ بررسیِ ثبات و تغییرِ مشارکت و احساسِ کودک و نیز رابطه‌هایِ مستقیم و غیرمستقیم، از مدل‌هایِ چندسطحی استفاده شد (Raudenbush & Bryk, 2002; Singer & Willett, 2003). نخست، مدل‌هایِ رشدِ بدونِ شرط میانگینِ وضعیت در مهدکودک و نرخِ خطیِ تغییر تا پایهٔ پنجم را برایِ مشارکت و چهار حوزهٔ احساسِ کودک برآورد کردند. سپس مدل‌هایِ دوسطحی مشارکتِ خانواده در مدرسه را پیش‌بینِ متغیری دانستند که در طولِ زمان تغییر میکند تا روشن شود افزایش یا کاهشِ مشارکت با بهبود یا افتِ رابطهٔ کودک و آموزگار، شایستگیِ ادراک‌شده و نگرشِ کلی به مدرسه همراه است.
برایِ سنجشِ میانجی‌گری، بررسی شد آیا رابطهٔ کودک و معلم پیوندِ غیرمستقیمِ مشارکت با شایستگی و نگرش است: انتظار می‌رفت مشارکتِ بیشتر رابطهٔ کودک و معلم را بهبود دهد و رابطهٔ بهتر نیز شایستگی و نگرش را تقویت کند. اثرهایِ غیرمستقیم و خطاهایِ استانداردشان با روش‌هایِ مناسبِ میانجی‌گری در مدل‌هایِ چندسطحی محاسبه شدند (Krull & MacKinnon, 1999, 2001; Goodman, 1960; Sobel, 1982). در گامِ سوم، ترتیب‌هایِ جایگزینِ پیش‌بین، میانجی و پیامد نیز آزموده شدند تا مشخص شود نتایج بیشتر با مدلِ نظریِ پژوهش سازگارند یا با مسیرهایِ جایگزین.
در مدل‌هایِ چندسطحی، پیش‌بین‌هایِ زمان‌متغیر مانندِ مشارکت درونِ هر خانواده مرکزدهی شدند؛ بنابراین برآوردها رابطهٔ تغییرِ پیش‌بین با تغییرِ پیامد را در همان خانواده نشان می‌دادند (Raudenbush & Bryk, 2002; Singer & Willett, 2003). به‌دلیلِ ماهیتِ طولیِ مطالعه، در بسیاری از شاخص‌ها دادهٔ گمشده وجود داشت. برایِ نمونه، دربارهٔ مشارکتِ خانواده، ۴۹٫۸ درصدِ کودکان دادهٔ کامل در هر سه زمان داشتند؛ برایِ ۲۶٫۱ درصد یک مشاهده، برایِ ۱۵٫۲ درصد دو مشاهده و برایِ ۸٫۸ درصد هر سه مشاهده گمشده بود. روش‌شناسان برایِ بسیاری از پژوهش‌هایِ دارایِ ریزشِ نمونه، برآوردِ چندگانه را بر حذفِ کاملِ موارد یا جایگزینیِ میانگین ترجیح می‌دهند (Schafer & Graham, 2002). پژوهشگران با روشِ معادله‌هایِ زنجیره‌ای (MICE) پنج مجموعه‌دادهٔ کامل ساختند و مدل‌هایِ چندسطحی را برآورد کردند؛ سپس نتایج را با یکدیگر ترکیب کردند (Royston, 2004; Raudenbush & Bryk, 2002).
یافته‌ها
مدل‌هایِ رشدِ بدونِ شرط
در آغاز، مدل‌هایِ رشدِ بدونِ شرط برایِ مشارکتِ خانواده در مدرسه و رابطهٔ کودک با معلم، احساس دربارهٔ سوادخواندن، احساس دربارهٔ ریاضی و نگرش به مدرسه برآورد شدند. خانواده‌ها در مهدکودک به‌طورِ میانگین در حدودِ ۵۸ درصد از فعالیت‌هایِ مشارکت شرکت می‌کردند؛ یعنی کمی بیش از چهار فعالیت از هشت فعالیت. بااین‌حال، تفاوتِ میانِ خانواده‌ها معنادار بود: خانواده‌ای که یک انحرافِ معیار بالاتر از میانگین بود در حدودِ ۷۵ درصدِ فعالیت‌ها (شش مورد از هشت) شرکت می‌کرد؛ خانواده‌ای که یک انحرافِ معیار پایین‌تر بود حدودِ ۴۱ درصد (سه مورد از هشت) را انجام می‌داد. میانگینِ مشارکت از مهدکودک تا پایهٔ پنجم تقریباً ثابت ماند، اما تفاوتِ مسیرِ خانواده‌ها معنادار بود: خانواده‌هایِ یک انحرافِ معیار بالاتر مشارکتشان را حدودِ ۱۵ درصد افزایش دادند و خانواده‌هایِ یک انحرافِ معیار پایین‌تر حدودِ ۱۵ درصد کاهش دادند.
میانگینِ امتیازِ کودکان در مهدکودک، بسته به حوزه، از ۳٫۷۲ برایِ احساسِ سوادخواندن تا ۴٫۳۸ برایِ نگرشِ کلی به مدرسه متغیر بود. در هر چهار حوزه تفاوت‌هایِ معناداری میانِ کودکان وجود داشت. به‌طورِ میانگین نگرشِ کلی به مدرسه در طولِ زمان کاهش می‌یافت و احساسِ سوادخواندن افزایش پیدا می‌کرد؛ اما در هر چهار مقیاس، برخی کودکان بهبود و برخی افت داشتند.
جدولِ ۲. مشارکتِ خانواده در مدرسه و احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه: وضعیت در مهدکودک و نرخِ تغییر تا پایهٔ پنجم
| پیامد و زمان | ضریبِ اثرِ ثابت (خطایِ معیار) | انحرافِ معیارِ اثرِ تصادفی | χ² |
|---|---|---|---|
| مشارکتِ خانواده در مدرسه | |||
| وضعیت در مهدکودک | ۰٫۵۸*** (۰٫۰۲) | ۰٫۱۷ | ۵۸۲٫۴۴*** |
| نرخِ تغییر از مهدکودک تا پایهٔ پنجم | ۰٫۰۰ (۰٫۰۱) | ۰٫۰۳ | ۴۰۹٫۲۱** |
| رابطه با آموزگار | |||
| وضعیت در مهدکودک | ۴٫۳۴*** (۰٫۰۷) | ۰٫۷۷ | ۶۳۱٫۷۱*** |
| نرخِ تغییر از مهدکودک تا پایهٔ پنجم | ۰٫۰۳ (۰٫۰۲) | ۰٫۲۴ | ۷۱۴٫۲۹*** |
| احساس دربارهٔ سوادخواندن | |||
| وضعیت در مهدکودک | ۳٫۷۲*** (۰٫۰۶) | ۰٫۷۲ | ۷۱۰٫۸۰*** |
| نرخِ تغییر از مهدکودک تا پایهٔ پنجم | ۰٫۰۷*** (۰٫۰۲) | ۰٫۱۸ | ۵۹۷٫۳۵*** |
| احساس دربارهٔ ریاضی | |||
| وضعیت در مهدکودک | ۴٫۰۰*** (۰٫۰۹) | ۰٫۸۵ | ۸۲۸٫۰۵*** |
| نرخِ تغییر از مهدکودک تا پایهٔ پنجم | ۰٫۰۰ (۰٫۰۲) | ۰٫۲۱ | ۶۵۷٫۹۲*** |
| نگرش به مدرسه | |||
| وضعیت در مهدکودک | ۴٫۳۸*** (۰٫۰۶) | ۰٫۶۰ | ۶۰۱٫۱۳*** |
| نرخِ تغییر از مهدکودک تا پایهٔ پنجم | −۰٫۰۶*** (۰٫۰۱) | ۰٫۱۵ | ۵۲۷٫۳۰*** |
اثرهایِ ثابت میانگینِ برآوردشدهٔ نمونه برایِ وضعیت در مهدکودک و نرخِ تغییر تا پایهٔ پنجم‌اند؛ خطاهایِ معیار در پرانتز آمده‌اند. اثرهایِ تصادفی، پراکندگیِ برآوردشده پیرامونِ میانگینِ نمونه را نشان می‌دهند. K یعنی مهدکودک، SD انحرافِ معیار و SE خطایِ معیار است. * p < ۰٫۰۵؛ ** p < ۰٫۰۱؛ *** p < ۰٫۰۰۱.
اثرهایِ مستقیم و غیرمستقیمِ تغییرِ مشارکت
افزایشِ مشارکتِ خانواده در مدرسه با بهبودِ رابطهٔ کودک و آموزگار رابطهٔ مثبت و معنادار داشت (ضریب .50). به‌طورِ مشخص، افزایشِ مشارکت به گزارشِ کودک از رابطهٔ بهتر با آموزگار همراه بود و کاهشِ مشارکت با افتِ این رابطه. اندازهٔ اثر نیز از نظرِ عملی قابلِ توجه بود: اگر خانواده طیِ سال در دو فعالیتِ مشارکتیِ بیشتر شرکت می‌کرد، تغییرِ برآوردشده در رابطهٔ کودک و معلم .13 امتیاز بود؛ افزایشی نزدیک به نیمِ انحرافِ معیارِ تغییرِ سالانهٔ میانگین. اندازهٔ اثرِ مشارکت (هم‌بستگیِ جزئی .15) از اثرِ متغیرهایِ کنترلِ کودک، خانواده و مدرسه بزرگ‌تر بود.
در مدلِ مستقیم، مشارکتِ خانواده پیش‌بینی‌کنندهٔ معنادارِ احساسِ سوادخواندن، احساسِ ریاضی یا نگرشِ کلی به مدرسه نبود. بااین‌حال، پژوهشگران مسیرِ غیرمستقیم را آزمودند؛ ممکن است اثرِ یک پیش‌بینِ دورتر فقط زمانی آشکار شود که فرایندِ میانجیِ نزدیک‌تری در نظر گرفته شود. تغییرِ رابطهٔ کودک با آموزگار با تغییرِ مثبت و معنادار در احساسِ سوادخواندن (ضریب .16)، احساسِ ریاضی (.16) و نگرشِ کلی به مدرسه (.24) همراه بود. اثرهایِ غیرمستقیمِ مشارکت از راهِ رابطهٔ کودک و معلم نیز برایِ سوادخواندن (.08)، ریاضی (.08) و نگرشِ مدرسه (.12) معنادار بودند. بنابراین مشارکتِ بیشتر با بهبودِ رابطهٔ کودک و معلم همراه شد و این رابطهٔ بهتر، به نوبهٔ خود، با احساسِ شایستگی و نگرشِ مثبت‌تر به مدرسه پیوند داشت؛ الگویِ معکوسِ کاهشِ مشارکت نیز با افتِ این پیامدها همراه بود.
جدولِ ۳. اثرهایِ مستقیم و غیرمستقیمِ تغییرِ مشارکتِ خانواده بر تغییرِ احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه
| مدل / پیش‌بین | رابطه با آموزگار | احساس دربارهٔ سوادخواندن | احساس دربارهٔ ریاضی | نگرش به مدرسه |
|---|---|---|---|---|
| مدلِ ۱ | ||||
| مشارکتِ خانواده در مدرسه | ۰٫۵۰*** (۰٫۱۸) | −۰٫۱۱ (۰٫۱۹) | ۰٫۱۹ (۰٫۱۸) | ۰٫۳۳ (۰٫۲۰) |
| مدلِ ۲ | ||||
| مشارکتِ خانواده در مدرسه | — | ۰٫۰۵ (۰٫۱۹) | ۰٫۱۳ (۰٫۱۸) | −۰٫۲۳ (۰٫۱۸) |
| رابطه با آموزگار | — | ۰٫۱۶*** (۰٫۰۴) | ۰٫۱۶** (۰٫۰۴) | ۰٫۲۴** (۰٫۰۷) |
| اثرِ غیرمستقیمِ مشارکت با میانجی‌گریِ رابطه | — | ۰٫۰۸* (۰٫۰۳) | ۰٫۰۸* (۰٫۰۴) | ۰٫۱۲* (۰٫۰۴) |
خطاهایِ معیار و آماره‌هایِ آزمونِ اثرهایِ غیرمستقیم با برآوردِ واریانسِ بدونِ اریب محاسبه شده‌اند؛ همان روشی که برایِ نمونهٔ این مطالعه در مدل‌هایِ چندسطحی پیشنهاد شده است. اثرهایِ غیرمستقیم با روش‌هایِ رایجِ دیگر برایِ محاسبهٔ خطایِ معیارِ αβ نیز معنادار باقی ماندند. * p < ۰٫۰۵؛ ** p < ۰٫۰۱؛ *** p < ۰٫۰۰۱.
پژوهشگران تأکید می‌کنند داده‌هایِ غیرآزمایشی اجازهٔ نتیجه‌گیریِ قطعیِ علّی نمی‌دهند. برایِ نمونه، ممکن است رابطهٔ بهترِ کودک و معلم به افزایشِ مشارکتِ خانواده منجر شود، نه فقط برعکس. ازاین‌رو مدل‌هایِ جایگزین نیز بررسی شدند. تغییرِ رابطهٔ کودک و معلم به‌طورِ معنادار تغییرِ مشارکت را پیش‌بینی نکرد؛ تغییرِ احساسِ سواد، ریاضی و مدرسه نیز فارغ از اینکه پیش‌بین یا پیامد در نظر گرفته می‌شدند، مستقیماً با تغییرِ مشارکت ارتباط نداشتند. هیچ‌یک از اثرهایِ میانجیِ مسیرهایِ جایگزین معنادار نبود. در نتیجه، هرچند علیت اثبات نشد، داده‌ها بیش از همه با این مسیر سازگار بودند: تغییرِ مشارکتِ خانواده با تغییرِ رابطهٔ کودک و معلم همراه است و تغییرِ رابطه نیز با تغییرِ احساسِ کودک دربارهٔ سواد، ریاضی و مدرسه ارتباط دارد.
شرحِ شکلِ ۲: شکل پنج ترتیبِ جایگزین برایِ رابطهٔ مشارکتِ خانواده، رابطهٔ کودک و آموزگار و احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه را در برابرِ مسیرِ فرض‌شدهٔ شکلِ ۱ قرار میدهد؛ از جمله مسیرهایِ معکوسی که در آن رابطهٔ کودک و معلم یا احساسِ کودک، تغییرِ مشارکتِ خانواده را پیش‌بینی میکند و مسیرهایی که پیامدهایِ کودک را پیش از رابطه با آموزگار قرار می‌دهند. آزمونِ این الگوها برایِ سنجیدنِ توضیح‌هایِ رقیب بود، نه اثباتِ علیت.
بحث
در نمونه‌ای از کودکانِ کمدرآمد که از مهدکودک تا پایهٔ پنجم پیگیری شدند، دو یافتهٔ اصلی به دست آمد. نخست، افزایشِ مشارکتِ خانواده در مدرسه با بهبودِ رابطهٔ ادراک‌شدهٔ کودک با آموزگار همراه بود و کاهشِ مشارکت با بدترشدنِ این رابطه. دوم، رابطهٔ کودک و معلم میانجیِ پیوندِ مشارکت با تغییرِ احساسِ کودک دربارهٔ سوادخواندن، ریاضی و مدرسه بود. این پژوهش از نخستین شواهدی را فراهم می‌کرد که نشان می‌داد افزایشِ مشارکتِ خانواده در مدرسه میتواند برایِ رابطهٔ کودکانِ کمدرآمد با معلمانشان سود داشته باشد و از این راه به احساسِ شایستگی و تجربهٔ مدرسه کمک کند.
تحلیلِ درون‌خانوادگی با نظریه‌هایِ مشارکت و نظام‌هایِ پویایِ رشد سازگار بود: وقتی والدین مشارکتشان را افزایش می‌دادند، کودکان رابطهٔ بهتری با آموزگار گزارش می‌کردند؛ وقتی مشارکت کاهش می‌یافت، گزارشِ کودک نیز از رابطه افت می‌کرد. اثرِ مشارکت از نظرِ اندازه از اثرِ متغیرهایِ کنترلِ کودک، خانواده و مدرسه بزرگ‌تر بود. در تحلیل‌هایِ نخست، مشارکت مستقیماً شایستگیِ ادراک‌شده یا نگرشِ کلی را پیش‌بینی نمی‌کرد؛ اما مسیرِ غیرمستقیم نشان می‌داد مشارکت با تقویتِ رابطهٔ کودک و معلم میتواند به احساسِ بهتر دربارهٔ سواد و ریاضی و نگرشِ مثبت‌تر به مدرسه بینجامد. رابطه با آموزگار ممکن است یکی از سازوکارهایی باشد که توضیح میدهد چرا مشارکت برایِ تجربهٔ تحصیلیِ کودکانِ کمدرآمد اهمیت دارد.
این یافته‌ها با الگوسازیِ اهمیتِ رابطه با آموزگار و با این دیدگاه سازگارند که مشارکت فرصتِ انتقالِ شناختِ والد دربارهٔ نیازهایِ رشدیِ کودک را به آموزگار فراهم میکند. حضور در مدرسه یکی از معدود فرصت‌هایی است که کودک، خانواده و معلم با هم تعامل می‌کنند. همچنین ممکن است کیفیتِ رابطهٔ والد و معلم به رابطهٔ کودک و معلم سرریز کند. این سازوکار هنوز مستقیماً در مطالعه سنجیده نشده است و پژوهشِ آینده باید مشارکت، رابطهٔ والد و آموزگار و رفتارِ حمایتی و پاسخ‌گویانهٔ معلم با کودک را هم‌زمان بررسی کند.
قوت‌ها، محدودیت‌ها و پیامدها
دو نقطهٔ قوتِ روش‌شناختی در مطالعه برجسته بود. نخست، اثرِ پیش‌بینی‌کنندهٔ تغییرِ مشارکت پس از کنترلِ روندِ رشدیِ رابطهٔ کودک و معلم از مهدکودک تا پایهٔ پنجم و نیز چندین ویژگیِ کودک، خانواده و مدرسه همچنان دیده شد. بعضی رابطه‌ها با افزایشِ سن بهتر، بعضی بدتر و بعضی تقریباً ثابت می‌شدند؛ اثرِ مشارکت مستقل از این تفاوت‌هایِ زمانی برآورد شد. دوم، مقایسهٔ هر خانواده با خودش کمک کرد تفاوت‌هایِ ثابتِ میانِ کودکان، خانواده‌ها و مدرسهها منبعِ سوگیریِ نتایج نباشند. پژوهشگران خانواده‌هایِ مشارکت‌گرتر را با خانواده‌هایِ کم‌مشارکت‌تر مقایسه نکردند؛ اثرِ مشارکتِ بیشتر یا کمتر را درونِ هر خانواده سنجیدند.
چندین مدلِ جایگزین نیز آزموده شدند و فقط مسیرِ میانجیِ موردِ انتظار ــ مشارکت، رابطهٔ کودک و معلم، احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه ــ با داده‌ها سازگار بود. بااین‌حال، به‌دلیلِ غیرآزمایشی‌بودنِ داده‌ها نمیتوان علت و معلول را قطعی دانست. متغیرهایِ اندازه‌گیری‌نشده‌ای که در طولِ زمان تغییر می‌کنند، مانندِ تغییرِ آموزگار، کلاس یا شرایطِ مدرسه و خانواده، همچنان می‌توانند بخشی از رابطه را توضیح دهند.
پژوهشِ حاضر فقط مشارکت در مدرسه را بررسی کرد؛ مطالعهٔ اثرِ تغییر در شکل‌هایِ دیگرِ مشارکت، مانندِ افزایشِ همراهی در خانه، میتواند دانشِ این حوزه را گسترش دهد. بااین‌حال، مشارکت در مدرسه هدفی امیدوارکننده برایِ مداخله است: با ارتباط‌گیریِ مدرسه و آموزگار می‌توان آن را تغییر داد و تغییرِ بیشترِ آن با پیامدهایِ بهتر همراه بود. افزایشِ مشارکتِ والدینِ کمدرآمد محدودیت‌هایی عملی دارد که از اختیارِ آموزگار فراتر است؛ برایِ مثال، بسیاری از والدین در شغل‌هایی کار می‌کنند که برایِ فعالیت‌هایِ مدرسه در ساعاتِ کاری انعطاف ندارند. اشتغالِ تمام‌وقت میتواند مانعِ حضور در مدرسه شود، حتی اگر آموزگار و مدرسه برایِ مشارکت دعوت کنند. سیاست‌هایی که به کارفرمایان انگیزه دهند برایِ مشارکتِ والدین در آموزشِ فرزندانشان زمانِ مرخصی فراهم کنند، ممکن است لازم باشند.
پیشنهادهایی برایِ پژوهشِ آینده
پژوهش‌هایِ آینده باید شکل‌هایِ دیگرِ مشارکتِ آموزشی، از جمله افزایشِ مشارکت در خانه، و پیامدهایِ آن را برایِ کودکانِ کمدرآمد بررسی کنند. همچنین دو مسیرِ پژوهشی پیشنهاد می‌شود. نخست، کیفیتِ رابطهٔ والد و آموزگار باید مستقیماً سنجیده شود. هرچند نویسندگان حدس می‌زنند یکی از علت‌هایِ بهبودِ رابطهٔ کودک و معلم، بهترشدنِ رابطهٔ والد و آموزگار است، بررسیِ مستقیمِ رابطهٔ تغییرِ مشارکت با تغییرِ رابطهٔ والد و معلم و سپس پیامدِ آن برایِ رابطهٔ کودک و معلم ضروری است.
دوم، باید مشخص شود افزایشِ مشارکت در چه شرایطی بیشترین اثرِ مثبت را بر رابطهٔ کودک و آموزگار و زندگیِ کودکانِ کمدرآمد دارد. در الگوهایِ بوم‌شناختی، اثرِ هر فرایندِ رشدی به ویژگی‌هایِ کودک و زمینه‌ای بستگی دارد که فرایند در آن رخ میدهد. برایِ نمونه، کیفیتِ رابطهٔ والد و فرزند میتواند ارزشِ مشارکتِ آموزشی را تغییر دهد؛ کودکانی که رابطهٔ باکیفیت‌تری با والدین دارند ممکن است سودِ بیشتری از مشارکت ببرند. ویژگی‌هایِ آموزگار، کلاس و مدرسه نیز احتمالاً اثرِ مشارکت بر رابطهٔ کودک و معلم و نگرشِ کودک به مدرسه را تعدیل می‌کنند. شناختِ این تفاوت‌ها به هدف‌گیریِ بهترِ مداخله‌ها کمک میکند.
نتیجه‌گیری
فراتحلیل‌ها نشان داده‌اند پیشرفتِ کودکانی که خانواده‌هایشان مشارکتِ بیشتری دارند از کودکانی که مشارکتِ خانواده‌هایشان کمتر است بالاتر است. پژوهش‌هایِ خانواده‌هایِ کمدرآمد نیز نشان داده‌اند افزایشِ مشارکت در دورهٔ دبستان با بهبودِ پیامدهایِ پیشرفت همراه است. مطالعهٔ حاضر به این دانش می‌افزاید و دربارهٔ چراییِ اهمیتِ مشارکت برایِ کودکانِ کمدرآمد شواهد ارائه میکند.
یادداشت‌هایِ فصل
۱. بیشترِ نظریه‌ها و پژوهش‌هایِ سرریز، پیوندِ رابطهٔ میانِ والدین با رابطهٔ والد و کودک را بررسی کرده‌اند؛ برایِ نمونه، اینکه تعارضِ میانِ والدین چگونه به رابطهٔ آنان با فرزند سرایت میکند. بااین‌حال، چون نظریه‌هایِ نظامِ خانواده و نظامِ بوم‌شناختی بر پیوندِ رابطه‌ها میانِ خانه و مدرسه تأکید دارند، نویسندگان احتمال می‌دهند سرریز در نظامِ رابطه‌ایِ کودک، والد و آموزگار نیز رخ دهد.
۲. برایِ محاسبهٔ اثرِ میانجی یا غیرمستقیم، ضریبِ رابطهٔ پیش‌بین با میانجی در ضریبِ رابطهٔ میانجی با پیامد ضرب می‌شود؛ ضریبِ دوم زمانی برآورد می‌شود که رابطهٔ پیش‌بین با پیامد نیز در مدل کنترل شده باشد. برایِ نمونه، در مسیرِ فرض‌شده از مشارکتِ خانواده در مدرسه به رابطهٔ کودک با آموزگار و سپس احساسِ کودک دربارهٔ سوادخواندن، ضریبِ مشارکت در مدلِ اول (۰٫۵۰) در ضریبِ رابطهٔ کودک و آموزگار در مدلِ دوم (۰٫۲۴) ضرب می‌شود؛ حاصل ۰٫۱۲ است. آمارهٔ آزمون از تقسیمِ این حاصل‌ضرب بر خطایِ استانداردِ آن به دست می‌آید. روشِ محاسبهٔ خطایِ استانداردِ حاصل‌ضربِ ضرایب در مدل‌هایِ چندسطحی در پژوهش‌هایِ Krull و MacKinnon (1999, 2001) شرح داده شده است.
تحلیلِ طولیِ درون‌خانوادگی، از مهدکودک تا پایهٔ پنجم و در نمونه‌ای متنوع از کودکانِ کمدرآمد، نشان داد تغییرِ رابطهٔ کودک و آموزگار میانجیِ ارتباطِ تغییرِ مشارکتِ خانواده در مدرسه با تغییرِ احساسِ کودک دربارهٔ مدرسه است. مشارکتِ بیشتر با رابطهٔ بهتر با معلم همراه بود و رابطهٔ بهتر نیز با شایستگیِ ادراک‌شدهٔ بیشتر در سواد و ریاضی و نگرشِ کلیِ مثبت‌تر به مدرسه ارتباط داشت. این یافته‌ها نشان می‌دهند افزایشِ مشارکتِ خانواده در مدرسه میتواند راهی مؤثر برایِ بهبودِ فرصت‌هایِ زندگیِ کودکانِ کمدرآمد باشد. برایِ افزایشِ مشارکت، دعوتِ فعالِ آموزگاران و فراهم‌کردنِ محیطِ پذیرا در مدرسه ضروری است؛ اما سیاست‌هایی نیز لازم‌اند تا والدین بتوانند از این دعوت‌ها استفاده کنند، بی‌آنکه امنیتِ شغلی یا وضعیتِ مالیِ خود را به خطر اندازند.