2．幼儿能力知觉量表。
使用哈特( Harter)等人编制的《幼儿能力知觉量表》评价幼儿社会行为的适宜性，共4个项目，4点计分，从“完全不符合”到“完全符合”。由于幼儿的社会行为常表现在同伴交往中，所以本量表由教师填答。本量表对中国被试的使用结果表明信效度良好。本研究间隔6个月的两次施测中，该量表的Cronbach a系数分别为0.72、0.63。
3．同伴提名法。
由主试提问幼儿：“你认识班里所有的小朋友吗？请告诉我哪三个小朋友是你最喜欢的”，主试准确记录幼儿的回答。根据每个被试所得到的“最喜欢”的提名数以班级为单位进行标准化转换，所得分数即是被试同伴积极提名的分数。
4．家庭社会经济地位调查。
以父母职业、父母受教育程度、家庭收入为指标，衡量幼儿的家庭社会经济地位(SES)。参考师保国和申继亮的研究，父母职业分为五类：①临时工、待业、失业人员，非技术人员及农业劳动者（父亲0.7%，母亲7.0%）；②体力劳动工人和个体经营者、技术工及同级工作者(父亲7.0%，母亲2.5 010)；③一般管理者、一般专业技术人员与事务性工作人员（父亲20.4%，母亲28.4%）；④中层管理者、中层专业技术人员与助理专业人员（父亲31.9%，母亲34.7%）；⑤职业高级管理人员、高级专业技术人员与专业主管人员（父亲40.0%，母亲27.4%），分别赋值为1—5。
父母受教育水平分为三类：①高中及以下（父亲9.1010，母亲8.8%）；②大学（本／专科）（父亲60.7%，母亲68.1010）；③研究生及以上（父亲30.2%，母亲23.1010），分别赋值为1~3。家庭年收入分为六类：①3万元以下(2.8%)；②3～5万元(3.2%)；③5—10万元(20.4%)；④10—15万元(26.3%)；⑤15～20万元(18.9%)；⑥20万元以上(28.4%)，分别赋值为1～6。参考“国际学生评估项目(PISA) 2003技术报告”中的算法，将赋值后的上述指标分别标准化，再进行主成分分析，获得各指标的因子载荷，以因子载荷为权重合成家庭SES分数。
（三）研究程序与数据分析
首先，通过园方向父母发放知情同意书，父母知情同意后签字。然后，经过培训的主试向班主任教师说明研究目的及施测注意事项。主试与班主任教师在父母接送孩子时向父母说明问卷填写注意事项，要求儿童主要抚养人在一周内填完并交回。最后，由主试统一回收问卷。教师同时填答问卷，对幼儿进行相应评价。间隔6个月后，经家长同意，对继续参与追踪研究的幼儿使用问卷法和同伴提名法，评价其社会能力。对所有数据，采用spss 16.0统计软件进行统计分析。
三、研究结果与分析
（一）幼儿父母参与的现状
采用重复测量方差分析，分别对家长报告的父母参与的五个维度的得分和教师报告的父母参与的四个维度的得分进行总体比较。结果如表1所示，家长报告的父母参与各维度的得分存在非常显著的总体差异，F(4，258) =1071,74，P<O.OOl；进一步的成对比较表明，五个维度的得分两两间均存在显著差异，五个维度的得分由高到低依次为：父母的学校认可、父母一教师关系、父母参与家庭教育、父母一教师联系、父母参与学校教育。教师报告的父母参与各维度的得分存在非常显著的总体差异，F(3，241) =251.30，P<O.OOl；进一步的成对比较表明，四个维度上的得分两两间均存在显著差异，四个维度的得分由高到低依次为：父母一教师关系、教师感知的父母参与家庭教育、父母一教师联系、父母参与学校教育。可见，无论是家长报告还是教师报告，幼儿父母虽然在父母一教师关系、父母参与家庭教育等方面得分较高，但是在父母一教师联系、父母参与学校教育方面得分较低。
以家庭SES分数的上下27%作为分组标准，将家庭SES分为高、中、低三组，然后分别以父母参与家长报告的五个维度和教师报告的四个维度为因变量，进行3( SES)*3（年级）的多元方差分析。结果如表l所示，SES主效应不显著，年级主效应显著(Wilks´s γ=0.56，F(18，480)=9.10，P<O.OOl)，SES和年级的交互作用不显著。单变量F检验显示，在家长报告的参与学校教育、参与家庭教育两个维度以及教师报告的四个维度上，均存在显著的年级差异。事后检验表明，在家长报告的参与学校教育维度上，大班家长的得分显著高于中、小班家长；在参与家庭教育维度上，三个年级均存在显著差异。在教师报告的父母一教师联系维度上，小班家长得分显著高于中、大班家长；在父母一教师关系维度上，大班家长得分显著低于中小班家长；在参与学校教育维度上，小班家长得分显著低于中大班得分；在教师感知的父母参与家庭教育维度上，中班家长得分显著高于小班和大班家长。
（二）父母参与对幼儿社会能力的预测
由表2可知，家长报告的父母参与各维度之间的相关均达到了显著性水平；教师报告的父母参与各维度中父母一教师联系与参与学校教育两维度相关极其显著，父母一教师关系与参与家庭教育两维度的相关极其显著。家长报告的父母参与家庭教育、教师报告的父母一教师关系以及参与家庭教育与幼儿的社会能力显著正相关；教师报告的父母一教师联系和参与学校教育与幼儿的社会能力显著负相关；家长报告的父母参与家庭教育与幼儿的同伴积极提名显著正相关。
如表3所示，分别以第一次施测中幼儿的社会能力和6个月后幼儿的社会能力、同伴积极提名为因变量，采用分层回归分析考察父母参与各维度对幼儿社会能力的影响。第一层将年级作为控制变量，第二层进入回归方程的是家长和教师报告的父母参与的各维度，结果表明对于第一次施测，在控制了第一层人口学变量（年级）后，父母参与能有效预测幼儿的社会能力，解释率达到了17%。父母和教师报告的参与家庭教育能显著正向预测教师报告的社会能力，教师报告的参与学校教育则能显著负向预测幼儿的社会能力。
在父母参与对6个月之后幼儿社会能力的预测中，在控制了第一层人口学变量（年级）后，父母参与依然能有效预测幼儿的社会能力，解释率达到了12%。教师感知到的父母参与家庭教育能显著正向预测6个月之后幼儿的社会能力；家长报告的父母参与家庭教育能显著正向预测6个月之后的同伴积极提名；教师报告的父母参与学校教育则能显著负向预测6个月之后的同伴积极提名。
四、讨论
（一）幼儿父母参与的现状
本研究发现，无论是家长报告还是教师报告的父母参与，均表现为父母一教师关系、父母参与家庭教育等维度得分较高，父母一教师联系、父母参与学校教育等维度得分较低。可见，目前幼儿的父母参与主要表现为父母参与家庭教育较多，而对学校教育参与比较少。这与香港早期的研究结果基本一致。美国的相关研究也发现，与白人家长相比，亚裔家长不喜欢参加学校活动和去学校当义工。不过，他们虽然不积极参与子女的学校教育，却愿意花时间陪子女温习功课，对子女进行家庭教育。上述研究结果反映出我国家长倾向于与幼儿园保持一种“分工”关系，他们十分认可学校的教育方式（父母的学校认可这一维度均分高达4.24），与教师保持良好的关系（父母一教师关系这一维度均分也达到了3.66），尊重教师的专业性与权威性，从而更多地选择参与子女的家庭教育。 幼儿父母参与现状呈现上述特点，可能是因为我国的很多家长和教师对待父母参与的态度是问题取向的，即只有当孩子表现不好时，家长才会加强与教师的联系，了解孩子在幼儿园的情况，期望得到教师的帮助与建议。同样，教师也是因为幼儿表现出了不良行为，才与家长联系或会晤，希望得到家长的配合。可见，在我国，不论家长还是教师都应彻底转变观念，不要以问题取向参与幼儿教育，而应主动发展家庭和幼儿园之间的积极沟通，构建父母参与的良性循环。此外，幼儿园发起的父母参与活动较少、参与途径有限等也可能是父母参与学校教育较少的原因。我国以往研究也表明，家长与教师进行联系的途径较为单一，主要是通过家长会、家长学校和家园联系册等，其他诸如家访、校访、发邮件等形式运用得较少。而家长会一般是在开学之初或期末放假之前进行，以教师向家长报告幼儿在一学期的主要表现为主要内容；家长在家长学校也基本上是以观察及听众的身份参与幼儿园教育。可见，在我国父母参与中，幼儿园和家长都没有充分发挥各自的主动性、积极性，使得父母参与的途径有限、参与程度不深，这在一定程度上是对家庭教育资源的浪费。