學生家長對教育懲戒態度的四維結構與群體差異

秦鑫鑫 沈健

摘? 要： 學生家長作為學生成長的陪伴者和學校教育的監督者，是影響教育懲戒規則落地實施的關鍵因素?；赟市10所公立中小學的4345位學生家長的問卷調查，經過項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析，構建了學生家長對教育懲戒態度的四維結構，包括價值肯定、過程信任、效果認可和協同參與。結果表明，家長協同參與最好，過程信任和價值肯定相對較好，效果認可最差。同時，不同學生家長的態度存在差異。家長對教育懲戒的態度及其群體差異，應該成為中小學教育懲戒規則校本化實施過程中的關注重點。

關鍵詞： 學生家長;家長態度;教育懲戒;四維結構;群體差異

一、問題提出

教育懲戒是指學校、教師基于教育目的，對違規違紀學生進行管理、訓導或者以規定方式予以矯治，促使學生引以為戒、認識和改正錯誤的教育行為。1 教師不敢懲戒、不會懲戒和不當懲戒共存的現實困境，是教育懲戒被廣泛討論并得以立法的重要緣由。2020年12月23日，教育部頒布了《中小學教育懲戒規則（試行）》（以下簡稱《規則》）?！兑巹t》共20條，涉及教育懲戒背景、適用范圍、實施主體、實施原則、懲戒手段、教師權責、家校溝通、家長申訴等內容。學生家長作為學生教養與學校教育的重要利益相關者，家長對教育懲戒的態度和支持形塑了教師教育懲戒的實踐應對，也是未來教育懲戒能否落地實施的重要影響力量。就《規則》來看，其中11條內容涉及學生家長，但是當前研究成果很少聚焦于學生家長對教育懲戒的態度。

從學校教育發展的歷程來講，國家教育權的介入導致懲戒權由家長授予到由國家公權授予的轉變。2然而，即便是教育懲戒的實施不再需要得到家長的授予，家長對教育懲戒所持的態度仍然會影響教育懲戒實施的具體形態和程度?；?034位中小學教師的調查表明，教師認為自己所在班級學生的家長對教師教育懲戒的支持程度不夠，僅有一半左右的家長會支持教師教育懲戒。1 家長對教育懲戒支持與否僅是家長態度的一個方面，家長的態度往往更為復雜且具有群體差異性。在我們對教師和校長的訪談中，不少受訪者表示，很多家長會告訴教師或者班主任一定要嚴格管教自己的孩子，甚至允許教師打罵孩子。然而，部分家長存在“心口不一”現象，當教師或學校管教學生過于嚴格時，家長也會“找麻煩”。究其原因，其一，在人口政策的管制下，我國形成了長輩多、晚輩少的“倒金字塔形”家庭結構。家長的關愛、寵愛甚至溺愛，會導致家長因孩子受懲戒而和學?；蛘呓處煯a生意見沖突。2其二，無論古今中外，體罰都曾經是或依然是一種懲戒形式，是一種否定性的制裁手段。3 但是隨著打罵、體罰等現象在家庭教育中使用頻率的降低，懲戒與體罰或者變相體罰發生混淆，也逐漸不被家長所接受和容忍。其三，在學校教育受到越來越多的行政監督、家長監督和社會輿論監督的當下，個別教師的不當懲戒或者體罰導致教師群體被貼上“負面標簽”并被無限放大。因此，在我國家庭結構、家庭教育理念和學校教育外部問責環境的綜合作用下，當因教育懲戒而產生家校糾紛時，學校和教師往往處于弱勢，教師輕則被要求寫檢討、扣工資，重則被調離崗位，甚至被開除。4 因此，一些教師為了避免麻煩，對學生違反校規的行為視而不見，放任自流。5

諸多研究肯定了學校懲戒或教師懲戒對學生個體、學生群體、教師和學校的現實價值。但是不可否認教育懲戒是把“雙刃劍”，即便是同一位教師在相同的情形下對不同的學生實施相同的教育懲戒，也會起到差異化甚至是完全相反的效果。同時，教育懲戒雖然可能帶來立竿見影的效果，但是其有可能存在的副作用或“延遲效應”也要求教師謹慎對待。因此，有學者認為教育懲戒的實效性還有待實踐檢驗，呼吁避免陷入“懲戒萬能”的認識誤區。6 相較于學者對教育懲戒實施的態度，學生家長對教育懲戒的落地實施更為敏感，可以說，學生家長的態度是學校和教師在落實《規則》過程中必須要考慮的外部因素。因此，本研究聚焦學生家長對教育懲戒（尤其是狹義層面的教師教育懲戒）的態度，在文獻綜述、教師小組研討、教師訪談和校長訪談的基礎上，編制了學生家長對教師教育懲戒態度的四維度問卷，并通過S市10所公立中小學的4345名家長進行了實證檢驗。

二、研究方法與過程

1.初始題項的選擇

家長態度問卷的初始題項，源自文獻綜述、教師小組研討、教師訪談和校長訪談。其一，從已有研究對教育懲戒價值、意義及教育懲戒效果789 和影響教師教育懲戒權行使的論述中選擇題項。10111213 其二，利用研究者所在單位2019年和2020年教育管理教育碩士暑期課程，結合中小學教師尤其是班主任的實踐經驗，圍繞學生問題行為、師生沖突、家校沖突、校園欺凌和教育懲戒等主題開展小組研討，在此基礎上了解學生家長對教育懲戒態度的復雜性。其三，研究者先后對小學和初中的9位校長及其所在學校的24位教師進行訪談，重點從校長和教師的角度，了解學生家長對待教育懲戒的態度與行動策略。

具體而言，本研究中的家長態度包括：學生家長對教育懲戒價值的肯定（簡稱為價值肯定），對教師實施教育懲戒過程的信任（簡稱為過程信任），對教師實施教育懲戒效果的認可（簡稱為效果認可），家長日常對學生行為的關注和協同教育（簡稱為協同參與）。初始問卷編制后邀請3位中小學教師通讀問卷，通過教師考察家長態度四維度結構各題項是否符合家長的實際情況，進而對題項的表述進行修改。如表1所示，本研究最初形成了由21題項構成的家長態度調查問卷，問卷分為“價值肯定、過程信任、效果認可、協同參與”四維度，各維度分別由若干題項組成。家長態度四維度均采用李克特五點計分，從“1”分到“5”分分別代表“完全不同意”至“完全同意”，其中，價值肯定、過程信任和協同參與的得分越高，說明家長的態度越積極。效果認可維度采用反向計分，即該維度得分越高，表明家長對教師教育懲戒效果認可的程度越低。

2.研究對象

根據學校區位、學段、辦學水平和學生家長背景，選擇S市10所公立中小學進行問卷調查，其中包括3所小學、5所初中和2所高中。根據學校實際，采取整群抽樣或選擇性抽樣的方式選擇班級調研。以班級為單位，通過家長微信群、QQ群和釘釘群發放電子問卷，前后共收集6244份學生家長問卷，刪除隨意填答或填答時間過短的問卷1899份，得到有效問卷4345份，問卷有效率為69.6%。從家長人口學特征來看，父親1286人（占29.6%），母親3059人（占70.4%）。父親比例較少的原因主要在于，學生的教育常常由母親承擔，因此不少父親并沒有加入班級通信群;S市戶籍3473人（占79.9%），外省市戶籍872人（占20.1%）;已婚并同住3990人（占91.8%），其他355人（占8.2%）。從學生人口學特征來看，男生2250人（占51.8%），女生2095人（占48.2%）;小學生2039人（占46.9%），初中生1778人（占40.9%），高中生528人（占12.2%）。

3.數據分析

以學校為單位，將每所學校的家長數據平均分為兩部分，2173份家長數據用于探索性因素分析，2172份家長數據用于驗證性因素分析。第一步，數據清理后對問卷進行項目分析，檢驗各個題項的鑒別度。第二步，利用Mplus8.1進行探索性因素分析，通過競爭模型檢驗并確定家長態度的維度。第三步，仍然利用Mplus8.1進行驗證性因素分析，在驗證各個維度結構效度的基礎上驗證家長態度四維度的結構。最后，將兩部分數據進行合并，分析學生家長態度四維度的現狀與差異。

三、研究結果

1.項目分析

項目分析的目的在于檢驗問卷題項的適切或者可靠程度，一般可以通過決斷值檢驗和同質性檢驗來確定題項的刪減與保留。1 將“效果認可”5道反向題進行反向計分后，對所有題項進行分值加總，對總分的前27%和后27%進行分組。結果表明，高分組和低分組在各個題項上的得分差異顯著，各個題項具有較好的鑒別度。因此，項目分析后所有題項得以保留。

2.探索性因素分析

當問卷的理論結構不清晰時，普遍的做法是先使用探索性因素分析，初步確定因子的個數、指標與因子之間的關系，以及因子與因子之間的關系。2 為了探索學生家長態度的結構，對初步形成的21個題項進行探索性分析。結果顯示，Bartlett球型檢驗的卡方值為37963.902，自由度為210，p<0.001，KMO值為0.932，說明適合進行因素分析。后利用Mplus8.1完成探索性因素分析，采用極大似然估計方法提取公因子，在因子旋轉上選擇斜交旋轉。結果表明，家長態度共探索出7個可供選擇的模型，形成從單因子結構到七因子結構不等的模型。一般而言，結構方程模型擬合指數符合χ2/df小于5，RMSEA小于0.08，SRMR小于 0.08，CFI 大于0.9，TLI 大于0.9的要求。3 但是，由于χ2的大小受到樣本量大小的影響，此時模型擬合的判別就不能以卡方值或者卡方值與自由度之比兩個指標作為判斷準則。45 由于本研究的探索性因素分析和驗證性因素分析部分所使用的樣本量均超過2000，因此將RMSEA、CFI、TLI和SRMR作為判別模型擬合優度的標準，不將χ2/df小于5作為判別標準。

如表2所示，單因子模型、兩因子模型和三因子模型的擬合指數均未達到模型擬合的要求，四因子、五因子、六因子和七因子的模型擬合指數得到改善并達到模型擬合的要求，這說明家長態度最少包括四個因子。對比四因子、五因子、六因子和七因子可以發現，家長支持的因子越多，模型擬合的指數越好，因此需要對因子載荷情況進行進一步探究。

如表3所示，四因子的結構較為清晰，除Q13和Q18的因子載荷低于0.6之外，其余均在0.65以上，說明四因子結構較符合最初的設想。反觀五因子模型的因子結構并不清晰，由于六因子和七因子模型的因子結構更為混亂，因此不再呈現。結合探索性因素分析的模型擬合指數、因子結構和因子載荷，本研究選擇四因子模型，F1命名為“價值肯定”，F2命名為“過程信任”，F3命名為“效果肯定”，F4命名為“協同參與”。

3.驗證性因素分析

通過項目分析和探索性因素分析，初始設計的21個題項被探索出四個維度。為了驗證四維度的結構，本研究對剩下的2172份家長問卷進行驗證性因素分析，探索家長態度四維度的結構效度。首先，分別對四維度進行驗證性因素分析。結果表明，四維度中的價值肯定、過程信任和效果認可的模型擬合指數中的RMSEA高于0.08，這表明三個維度內部個別題項之間具有共線性。根據王孟成的建議，驗證性因素分析時，可以根據MI指數的高低進行題項刪減。1 因此，本研究結合各個題項的實際內涵、因子載荷和MI指數，共刪除5個題項。其中，“價值肯定”維度刪除Q01、Q02和Q07，“過程信任”維度刪除Q08，“效果認可”維度刪除Q16，形成四維度16題項的家長態度問卷。其次，對刪減題項后的四維度模型進行驗證性因素分析。結果表明，家長態度四維模型擬合較好，其中χ2為541.928，df為113，RMSEA為0.042，CFI為0.984，TLI為0.981，SRMR為0.033，均達到模型擬合的要求。

如圖1所示，“價值肯定”維度的信度為0.863，效度為0.935，各題項的標準因子載荷在0.850至0.902之間，組成信度為0.937，平均方差萃取量為0.787?！斑^程信任”維度的信度為0.856，效度為0.933，各題項的標準化因子載荷在0.794至0.933之間，組成信度為0.935，平均方差萃取量為0.783?！靶ЧJ可”維度的信度為0.798，效度為0.847，各題項的標準化因子載荷在0.568至0.892之間，組成信度為0.853，平均方差萃取量為0.598?！皡f同參與”維度的信度為0.800，效度為0.839，各題項的標準化因子載荷在0.565至0.851之間，組成信度為0.854，平均方差萃取量為0.600?？梢钥闯?，家長態度四維度對應測量變量的因子載荷均高于0.55，各個題項對所屬維度的解釋率較大，具有很好的建構效度。各維度的組成信度均超過0.7，說明模型具有很好的結構效度。四維度的平均方差抽取量均大于0.5，具有良好的收斂效度。

4.四維模型的應用

經項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析，形成了四維度16題項的家長態度問卷，各維度均由4個題項構成。將兩部分樣本合并后，檢驗家長態度的現狀及群體差異?？傮w來看，“效果認可”均值為3.06，標準差為0.93，這說明家長對教育懲戒存在普遍的擔憂情況，害怕懲戒對孩子的自尊心等方面造成傷害。此外，“價值肯定”和“過程信任”得分均超過4.0分，這表明不少家長不認可教育懲戒的價值，同時擔憂在教師實施教育懲戒的時候存在不足。不過可喜的是，家長“協同參與”得分較高，說明家長在日常教養中比較注重學生行為的發展及相應的家校合作。

對家長態度四維度各個題項加總后進行差異性檢驗，考察家長態度的群體差異。其一，相對于母親，父親的“價值肯定”（M父親=4.10，M母親=4.01，t=3.33，p=0.001）和“效果認可”均顯著高于母親（M父親=3.12，M母親=3.04，t=2.81，p=0.005），“過程信任”和“協同參與”不存在顯著性差異，這與家庭教養中的“嚴父慈母”傳統相一致。其二，其他省市家長的“價值肯定”（MS市=4.02，M其他省市=4.09，t=-2.19，p=0.029）、“過程信任”（MS市=4.15，M其他省市=4.23，t=-2.78，p=0.005）和“效果認可”（MS市=3.02，M其他省市=3.22，t=-5.52，p=0.000）均顯著高于S市家長，兩類家長的“協同參與”不存在顯著性差異，這可能與S市家長的高文化水平和低嚴格家庭教養有關。其三，已婚并同住家長的“過程信任”（M已婚并同住=4.18，M其他=4.05，t=3.12，p=0.002）和“協同參與”（M已婚并同住=4.50，M其他=4.40，t=3.61，p=0.000）顯著高于其他婚姻狀況的家長，兩類家長的“價值肯定”和“效果認可”不存在顯著性差異，這可能因為已婚并同住的家長和學校、教師日?；虞^多，能夠在更多的家校交往中建立信任機制。其四，男孩家長和女孩家長、獨生子女家長和多個子女家長的“價值肯定、過程信任、效果認可、協同參與”均不存在顯著性差異，這可能是因為家長群體在子女的教育中持平等觀念，家長在教育懲戒這一問題上的態度不因子女性別和子女數量而變化。其五，不同學段家長的“價值肯定”（M小學=3.98，M初中=4.06，M高中=4.16，F=10.21，p=0.000）、“過程信任”（M小學=4.11，M初中=4.21，M高中=4.24，F=10.02，p=0.000）、（M小學=2.99，M初中=3.12，M高中=3.12，F=10.02，p=0.000）和“協同參與”（M小學=4.47，M初中=4.50，M高中=4.56，F=6.35，p=0.002）存在顯著性差異?？傮w而言，高中生家長態度的四個維度均高于小學生家長，說明隨著學生學段提高、學生身心發展成熟度增加，家長對教育懲戒的“價值認可、過程信任、效果認可”相應提高。同時，高中生的學業壓力遠高于小學生和初中生，家校溝通和協作的意愿和頻率更高，因此高中生家長的協同參與更好。其六，子女學業表現越好，家長的“價值肯定”（M中等以下=3.98，M中等=4.02，M中等偏上=4.08，F=4.97，p=0.007）、“過程信任”（M中等以下=4.09，M中等=4.17，M中等偏上=4.21，F=8.73，p=0.000）、效果認可（M中等以下=3.00，M中等=3.07，M中等偏上=3.09，F=3.16，p=0.043）和“協同參與”（M中等以下=4.37，M中等=4.48，M中等偏上=4.57，F=55.04，p=0.000）越好。其七，子女日常行為表現越好，家長“過程信任”（M中等以下=4.10，M中等=4.12，M中等偏上=4.19，F=5.28，p=0.005）、“效果認可”（M中等以下=3.00，M中等=3.07，M中等偏上=3.09，F=3.16，p=0.043）和“協同參與”（M中等以下=4.32，M中等=4.41，M中等偏上=4.54，F=45.02，p=0.000）越高，但是子女日常行為表現與家長價值認可不存在顯著差異。這表明學生的學業成就和日常行為表現與家長態度存在密切聯系，但其中的互動機制有待探討。

四、結論與展望

1.四維模型建構的科學性分析

基于已有文獻、教師小組研討、教師訪談和校長訪談，本研究形成了四維度21題項的家長懲戒態度問卷。通過對S市10所公立中小學的4345位家長的數據分析，最初選擇的21個題項經項目分析后得以保留。對2173份家長問卷進行探索性因素分析，綜合競爭模型擬合指數、因子分布和因子載荷系數，表明原來設想的四維度模型符合預期。對另外2172份家長數據進行驗證性因素分析，在刪除5個題項后，“價值肯定、過程信任、效果認可、協同參與”各個維度模型擬合較好，家長態度四維結構也具有良好的模型擬合指數?；诖?，本研究形成的四維度16題項的家長態度問卷是科學的，既可以應用于后續理論研究，也可供中小學管理者和教師用于家長態度調查。

2.學生家長態度的群體差異

基于全樣本4345位家長數據，“協同參與”的均值最好，表明家長普遍認為在學生日常行為習慣方面的家校合作較好，不僅能夠在學校之外關注學生行為習慣，而且還會配合學校一起規范和教育學生?；谥袊逃粉櫿{查的數據表明，學生父母的行為參與、情感參與、監管參與水平越高，青少年不良行為水平則越顯著下降。1 此外，學生學段越高、學生學業成績和學生日常行為表現越好，家長的協同參與程度越高。雖然高協同參與高學業成績、高行為表現之間的因果關系并不明晰，但是可以明確的是，對于學生學業成績不好和日常行為不好的學生家長而言，與教師和學校加強溝通并開展合作是十分必要的。

家長“價值肯定、過程信任、效果認可”三維度的現狀與群體差異，呈現出兩個比較突出的特點：一方面，家長的“價值肯定”和“過程信任”遠高于“效果認可”，這說明家長群體相對于教育懲戒的效果而言，更為認同其價值，同時信任教育懲戒的實施過程。這說明，家長群體在教育懲戒實施上存在矛盾心態，即不少家長在意識到教育懲戒價值的同時，對教育懲戒的效果持懷疑態度。有學者認為，家長是教師行使懲戒權的一大“阻礙”，認為家長由于過度保護而阻礙教師對學生開展懲戒教育。1 但是本研究的結果表明，家長對教育懲戒“阻礙”的原因可能在于，家長對教育懲戒效果的不認可或者隱憂，害怕教育懲戒對學生造成不良影響。另一方面，家長的“價值肯定、過程信任、效果認可”均在學段等方面存在顯著差異，不同學段家長態度的差異應該成為教育懲戒實施中比較關注的因素。綜合來看，學生家長在教育懲戒的“價值肯定、過程信任、效果認可、協同參與”方面的群體差異，應該在教育懲戒校本化實施中予以重視。

3.研究展望

當前，教育懲戒大討論中的諸多爭議因《規則》的出臺而消失，但不可否認的是，學生家長作為學生成長的陪伴者和學校教育的監督者，他們對教育懲戒的態度依然會以不同形式，并在不同程度上影響教育懲戒的校本化實施。正如學者所言，再精細的立法或規則都無法完全消除權利或權力行使的異化空間，最終還有賴于行政或管理過程中的體制機制、參與者的良好素養、群體影響、倫理認知等。2 因此，如何在了解家長對教育懲戒態度的基礎上形成家?！捌跫s關系”，是每一所學校的管理者、班主任和任課教師應該關注的重點和難點問題。