情緒是影響人類心理與行為的一個重要變量，學業情緒則是其中一種]。學業情緒是一種產生于學業情境的情感體驗，包括學業活動中產生的情緒和與學習結果直接關聯的情緒，可分為學業消極情緒和學業積極情緒兩類[2。學業情緒會對中學生的心理健康和學習成績產生巨大影響，因此，探究中學生的學業情緒具有重要價值3-。初中處于小學向高中轉換的過渡階段，學生面臨學習任務加重、人際交往矛盾加劇等應激事件的影響，常出現學習困難、學習興趣下降等導致的學業情緒問題。同時，初中生的學業情緒在不同背景因素下呈現多樣性，即受個人品質、學校等影響，呈現多維度、動態性及差異性等特點8-9]。因此，研究初中生學業情緒的影響因素及其機制尤為重要。研究表明，學生的學業情緒不僅受到學校教育和個人因素的影響，還與家庭環境有緊密聯系9-10]。根據情緒感染理論，個體的情緒可以激活他人的情緒，因此，父母的情緒是學生情緒的重要影響因素[]。父母焦慮情緒對孩子情緒存在代際傳遞，并且父母焦慮情緒會增加孩子出現情緒問題的風險[12-15]。雖未有研注：本文通訊作者為趙永萍，E-mail：pinger5@究直接證明父母焦慮情緒對于學生學業情緒的影響，但相關研究表明，父母的焦慮情緒與學生的考試焦慮呈現正向關聯[16-17]。因此，父母焦慮情緒可能會對初中生的學業情緒產生影響。父母焦慮情緒是如何對初中生的學業情緒產生影響的？根據拉扎勒斯[18的壓力應對轉換模型，個體在遭遇壓力后，他們會嘗試去避免或處理這一事件帶來的消極后果，這個過程稱之為應對，也就是嘗試去管理壓力及與之相關的情緒[19]。應對方式包括兩種類型，指向問題應對方式和指向情緒應對方式[2%。根據這一理論，父母的焦慮作為一種壓力源，會影響學生的應對方式。而已有研究表明，學生的應對方式是影響學業情緒的重要因素[21-22]。因此，父母焦慮情緒可能會影響學生所采取的應對方式，從而影響其學業情緒。基于以上分析，我們提出第1個研究問題：父母焦慮情緒如何影響初中生的應對方式和學業情緒，以及三者間的關系。研究提出以下假設，假設1a：父母焦慮情緒可以顯著正向預測學生的學業消極情緒，負向預測學生的學業積極情緒；假設1b：父母焦慮情緒可以分別通過學生指向問題和指向情緒的應對方式預測學生的學業積極情緒和學業消極情緒。第1個研究問題采用以變量為中心的方法，探討父母焦慮情緒、學生的應對方式和學業情緒三者的整體關系，這一分析方法是以個體同質為前提，群體的異質性被忽略[23]。不同焦慮水平的父母對學生的應對方式和學業情緒的影響是否有所不同？本研究將繼續采用以個體為中心的方法，使用潛在剖面分析（latentprofileanalysis）探討父母焦慮情緒的亞群體，以及不同亞群體下的中介效應是否同樣存在。由此提出第2個研究問題：父母焦慮情緒是否存在不同的潛在剖面，且通過學生的應對方式影響學生的學業情緒？研究提出假設2：父母焦慮情緒存在不同亞群體，以父母焦慮情緒的剖面作為自變量，指向問題應對方式和指向情緒應對方式在其與學生的學業情緒之間的相對中介效應成立。一、研究方法（一）研究對象采用紙質問卷填答與在線作答兩種方式收集數據，選取重慶和貴州兩所學校700名初中生及其父母作為研究對象，剔除無效問卷，最終獲得學生及其父母的匹配數據417份，有效率為59.6%。其中，男生231人（55.4%），女生186人（44.6%），平均年齡為13.22±0.58歲；父母平均年齡為41.47±5.89歲。（二）研究工具1.青少年學業情緒問卷采用青少年學業情緒問卷測量學生的學業情緒，包含72個題項。采用5點計分方式，1為“完全不符合”，5為“完全符合”。本研究中，學業積極情緒與學業消極情緒維度的內部一致性系數分別為0.93和0.96，總量表內部一致性系數為0.9002.中學生應對方式量表采用中學生應對方式量表測量學生的應對方式，包含36個題項，分為指向問題應對方式和指向情緒應對方式兩個維度[20。量表采用4點計分方式，1為“不采用”，4為“經常采用”。本研究中，指向問題應對方式和指向情緒應對方式維度的內部一致性系數分別為0.89和0.85，總量表內部一致性系數為0.82。3.焦慮自評量表采用焦慮自評量表測量父母焦慮情緒，包含20個題項[24。采用4點計分方式，1為“沒有或很少有”，4為“絕大部分或全部時間有”。本研究中，總量表內部一致性系數為0（三）數據處理本研究采用SPSS27.0分別對學生和父母數據進行共同方法偏差檢驗、描述性分析、相關分析；采用Hayes編制的PROCESS插件進行中介效應分析；運用Mplus8.3對數據進行潛剖面分析。潛在剖面模型擬合度的評價主要依據以下指標：AIC、BIC、BIC（aBIC），這三個信息評價指標值越低，表明模型擬合度越高；Entropy值越接近1，則分類的準確性越高；當Entropy?0.8時，分類精確度超過；LMR、BLRT指標的p值顯著，則說明k類模型比k-1類模型更優，且BLRT相較于LMR更能有效降低第一類錯誤，同時分類比例小于2%時應該慎重使用[26-27]二、研究結果（一）共同方法偏差檢驗采用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果表明，學生量表共有23個特征值大于1的因子，第一個因子所解釋的變異量為23.87%父母數據量表共有4個特征值大于1的因子，第一個因子所解釋的變異量為26.144%，均小于40%的臨界標準。因此，本研究數據不存在明顯的共同方法偏差。（二）各變量的描述性統計與相關分析相關分析結果表明（見表1），父母焦慮情緒與學生的指向情緒應對方式及學業消極情緒呈顯著正相關，與指向問題應對方式及學業積極情緒呈顯著負相關；學生指向問題的應對方式與學業積極情緒呈顯著正相關，與學業消極情緒呈顯著負相關；學生指向情緒應對方式與學業消極情緒呈顯著正相關，與學業積極情緒呈顯著負相關。（三）應對方式的中介作用檢驗：以變量為中心的分析以父母焦慮情緒為自變量，學生的指向問題應對方式為中介變量，學業積極情緒和學業消極情緒為因變量，采用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS插件的模型4進行中介作用分析，性別和年級作為控制變量。表1各變量的描述性統計和相關分析注：，，。下同。表2指向問題應對方式的中介效應分析結果發現（見表2），父母焦慮情緒對學業積極情緒的直接效應值為-0.02，95%CI=[-0.1070.062]，包含0，直接效應不顯著；學生的指向問題應對方式的間接效應值為-0.09，95%CI=[-0.133，-0.041]，不包含0，間接效應顯著。結果表明，指向問題應對方式在父母焦慮情緒和學業積極情緒之間起完全中介作用（見圖1）。父母焦慮情緒對學業消極情緒的直接效應值為0.20，95%CI=10.108，0.289]，不包含0，直接效應顯著；學生的指向問題應對方式的間接效應值為0.04，95%CI=10.018，0.069]，不包含0，間接效應顯著。結果表明，指向問題應對方式在父母焦慮情緒和學業消極情緒之間起部分中介作用（見圖2）。圖1指向問題應對方式在父母焦慮情緒與初中生學業積極情緒間的中介效應模型圖2指向問題應對方式在父母焦慮情緒與初中生學業消極情緒間的中介效應模型以父母焦慮情緒為自變量，學生的指向情緒應對方式為中介變量，學業積極情緒和學業消極情緒為因變量進行分析，性別和年級作為控制變量。結果發現（見表3），父母焦慮情緒對學業積極情緒的直接效應值為-0.07，95%CI=1-0.1700.025]，包含0，直接效應不顯著；學生的指向情緒應對方式的間接效應值為-0.04，95%CI=，-0.012]，不包含0，間接效應顯著。結果表明，指向情緒應對方式在父母焦慮情緒和學業積極情緒之間起完全中介作用（見圖3）。表3指向情緒應對方式的中介效應分析圖3指向情緒應對方式在父母焦慮情緒與初中生學業積極情緒間的中介效應模型圖4指向情緒應對方式在父母焦慮情緒與初中生學業消極情緒間的中介效應模型父母焦慮情緒對學業消極情緒的直接效應值為0.13，95%CI=10.048，0.211]，不包含0，直接效應顯著；學生的指向情緒應對方式在父母焦慮情緒和學業消極情緒的中介效應顯著，學生的指向情緒應對方式的間接效應值為0.11，95%CI=10.056T0.162]，不包含0，間接效應顯著。結果表明，指向情緒應對方式在父母焦慮情緒和學業消極情緒之間起部分中介作用（見圖4）。（四）應對方式的中介作用檢驗：以個體為中心的分析采用以個體為中心的分析方法探討父母焦慮情緒的亞群體，以父母的焦慮自評量表各項得分為指標，將父母焦慮情緒類型依次設置為1＼～6類進行潛剖面分析，模型擬合結果參見表4。結合上述指數標準和結果的可解釋性，3類別的剖面比例是最合理的。根據結果將所得三個剖面分別命名為低焦慮組（82.25%）、中焦慮組（13.43%）、高焦慮組（4.32%），潛在剖面圖見圖5。具體來說，低焦慮組的父母各項指標得分相對較低，中焦慮組則處于中等水平，而高焦慮組的各項得分處于高水平。以父母焦慮情緒的剖面分析類別作為自變量，學生的指向情緒和指向問題應對方式為中介變量，學業消極情緒和學業積極情緒為因變量，進行多類別自變量的相對中介效應檢驗，將性別和年級作為控制變量[2。整體中介效應檢驗的95%的Bootstrap置信區間為[0.0006，0.036]，不包括0，表明2個相對中介效應不全為0，因此有必要做進一步的相對中介分析。相對中介分析結果顯示，以低焦慮組為參照，中焦慮組相比低焦慮組的相對中介的95%CI=[0.0227，0.3496]，不包括0，表明相對中介效應顯著（a1=0.35，b=0.52，），即父母屬于中焦慮組的學生采用指向情緒應對方式要比低焦慮組高0.35，學業消極情緒也相應更高。相對直接效應顯著（，plt;0.001），表明排除中介作用后，父母屬于中焦慮組的學生的學業消極情緒要比父母屬于低焦慮組的學生高0.37，相對總效應顯著（c1=0.55，plt;0.001），相對中介效應a1×6的效果量為32.73%（。表4父母焦慮情緒的潛在剖面分析結果注：模型1＼～6分別表示將父母分為1＼～6類時的擬合情況。圖5父母焦慮情緒的潛在剖面同理，以低焦慮組為參照，高焦慮低焦慮組的相對中介的95%CI=10.04930.6101]，不包括0，表明相對中介效應顯著（a2=0.63！b=0.52，），即父母屬于高焦慮組的學生采用指向情緒應對方式要比低焦慮組高0.63，相應的學業消極情緒也更高。相對直接效應不顯著（，p=0.29），相對總效應顯著（c2=0.51，plt;0.05），相對中介效應a2×b的效果量為64.71%（0.33/0.51），中介效應影響路徑見圖6。（其他以指向情緒和問題應對方式為中介變量的組合形式結果均不顯著，因此不予呈現。）三、討論（一）父母焦慮情緒影響初中生學業情緒的路徑：以變量為中心的分析父母焦慮情緒顯著正向預測學生的學業消極情緒，負向預測學生的學業積極情緒，假設1a得到驗證。這一結果與情緒感染理論中學者提出的聯想一學習機制一致，即在他人情緒誘發下，個體會展現出與他人相似的情緒[29]。可能是由于父母焦慮情緒和學業消極情緒都屬于負向情緒，所以父母焦慮情緒更容易引發學生的學業消極情緒；相反，學業積極情緒為正向情緒，當父母焦慮情緒越高時，學生積極學業情緒的誘發則越少。圖6指向情緒應對方式的相對中介效應模型（以“低焦慮”為參照）父母焦慮情緒可以通過學生的應對方式（指向情緒應對和指向問題應對）正向預測學業消極情緒，負向預測學業積極情緒，假設1b得到驗證。首先，父母焦慮情緒正向預測學生指向情緒的應對方式，負向預測學生指向問題的應對方式。這可能是因為父母焦慮情緒會使得父母產生消極教養的可能性提高，而消極的教養方式會使得學生更多使用指向情緒的應對方式，更少使用指向問題的應對方式，這與以往的研究方向一致[30。其次，指向情緒應對方式正向預測學業消極情緒，負向預測學業積極情緒。可能是因為當學生采取指向情緒應對方式時，關注點在減輕情緒痛苦，而實際上產生痛苦的問題并沒有得到解決。因此，越多使用指向情緒的應對方式可能會積累越多的學業消極情緒。相反，指向問題應對方式正向預測學業積極情緒，負向預測學業消極情緒。其原因可能是，指向問題應對方式側重于面對并解決問題本身，從根本上擺脫問題的困擾，從而提高了學業積極情緒，降低了學業消極情緒。這與以往研究發現結果一致，不成熟應對方式（自責、退避、幻想）可以正向預測學業消極情緒，成熟型應對方式（解決問題、求助）可以正向預測學業積極情緒[22]。（二）父母焦慮情緒影響初中生學業情緒的路徑：以個體為中心的分析研究結果發現，父母焦慮情緒的潛在剖面可以分為3類，即低焦慮組、中焦慮組、高焦慮組。根據相對中介檢驗的結果，以父母的低焦慮組為參照，只有通過指向情緒應對方式對學業消極情緒的相對中介效應成立，假設2得到部分驗證。根據第2個研究問題的結果，以低焦慮組為參照，父母中焦慮組和高焦慮組通過學生指向情緒的應對方式正向預測學生的學業消極情緒。相比父母屬于低焦慮組的學生來說，父母屬于中焦慮組的學生采用指向情緒應對方式要比低焦慮組高0.35，父母屬于高焦慮組的學生采用指向情緒應對方式則要高0.63，相應的學業消極情緒也更高，進一步證實了父母焦慮情緒通過指向情緒應對方式對學生學業消極情緒的影響。（三）教育啟示本研究的結果表明，父母焦慮情緒是一