李 云，桑青松，凌 晨

（安徽師范大學 教育科學學院，安徽 蕪湖 241000）

家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷的編制

李 云，桑青松，凌 晨

（安徽師范大學 教育科學學院，安徽 蕪湖 241000）

為編制家長參與小學生家庭作業(yè)的動機問卷，依據(jù)前期開放式問卷、訪談以及國內外相關研究結果，篩選得到44個項目的初測問卷。初測問卷施測于429名小學生家長，探索性因素分析顯示家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷由19個項目組成，包括期待積極影響、避免消極影響、家長效能感三個因子。對576名被試進行了正式問卷的測量，驗證性因素分析支持家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷的結構。綜合信度、效度分析的結果，表明家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷符合心理測量學的要求，可用于測評小學生家長參與家庭作業(yè)動機的狀況。

家長參與；家庭作業(yè)；小學生；動機；問卷

1 引言

家庭作業(yè)是學校教師布置給學生，讓他們在課外時間完成的任務[1]。教師布置家庭作業(yè)的初衷是讓學生獨立完成，但因為學生是在家中完成家庭作業(yè)，所以很多家長（包括孩子的父母以及其他監(jiān)護人）參與孩子的家庭作業(yè)，給予他們幫助。對于家長參與家庭作業(yè)的作用，研究最多的是給學生學習成績帶來的影響，但是結果并不一致。Patall、Cooper和Robinson進行的元分析顯示訓練父母參與孩子的家庭作業(yè)能帶來的積極結果包括：家庭作業(yè)的完成率變得更高；家庭作業(yè)暴露出的問題更少；在小學階段還可能提升小學生的學業(yè)表現(xiàn)[2]。而其它的研究則表明家長參與家庭作業(yè)對學生的學業(yè)成績帶來的是負面影響，或者是不存在影響[3-4]。

造成研究結果不一致的原因可能是每個家長采取的參與方式是不一樣的。有些家長采取的參與方式會帶來不利影響，相反如自主支持等參與方式則會產生積極作用[5]。家長參與行為不一致的部分原因是父母決定參與孩子家庭作業(yè)的動機是不一樣的。Hoover-Dempsey、Battiato和Walker等提出父母參與孩子的家庭作業(yè)是基于三個原因：父母認為自己有責任參與其中；自己的參與可以帶來積極的結果；接受邀請（來自學校教師或者孩子）參與孩子的家庭作業(yè)[6]201。對于父母來說，參與孩子的教育是家長的角色使然，是父母的一種責任。很多的父母把培養(yǎng)孩子的認知能力，取得學業(yè)成功作為為人父母的首要任務[7]。當家長認為自己可以提供正確的指導，能夠幫助孩子，提高孩子的學習成績的時候，更有可能參與孩子的家庭作業(yè)。家長參與孩子的家庭作業(yè)有時是因為家長感受到了來自教師和孩子的邀請。很多孩子希望和家長分享學校發(fā)生的事件，也希望家長參與幫助自己完成作業(yè)[8]。如果教師邀請家長，那么家長會更加積極的參與孩子的教育。在不同動機驅動下的家長參與行為也將會是不同的，進而會對學生的學習產生不一樣的影響。例如，集體主義觀念的影響下中國的家長認為孩子的教育不僅僅是個人的責任，孩子的學業(yè)表現(xiàn)代表了其整個家庭的表現(xiàn)[9]。因此，中國父母有很強烈的動機幫助孩子學習?；谝陨显?，本研究在前人理論研究的基礎上，試圖編制具有良好信、效度的中國家長參與家庭作業(yè)動機的問卷，可以用來明確測查小學生家長的參與動機。

2 研究方法

2.1 被試

2.1.1 開放式問卷的被試 為了了解家長參與家庭作業(yè)動機的理論構想與實際情況的符合性，本研究對8名小學生家長、15名小學生、10名小學教師進行了訪談。同時發(fā)放開放式問卷，對安徽省蕪湖市、江蘇省南京市的2所小學的學生家長進行調查。在1-6年級共發(fā)放問卷343份，收回343份，剔除無效問卷36份。得到有效問卷307份。其中男生153人，女生154人。對父、母的受教育水平進行編碼。“小學”、“初中”、“高中及中?！薄ⅰ按髮W（大專、本科）”、“研究生（碩士、博士）”分別賦值為 1、2、3、4、5，將父、母的受教育水平相加[10]。父母的平均受教育水平為6.092（SD=1.787）。

2.1.2 初測被試 在南京市、蕪湖市的4所小學發(fā)放初測問卷共520份，回收502份問卷，最終獲得429份有效數(shù)據(jù)。男生221名，女生202名，缺失數(shù)據(jù)為6名。家長平均受教育水平為 5.687（SD=1.750），缺失數(shù)據(jù)為 7 名。

2.1.3 正式施測的被試 在南京市、蕪湖市的5所小學發(fā)放正式問卷610份，回收問卷601份，得到有效數(shù)據(jù)576份。男生295名，女生274名，性別缺失數(shù)據(jù)為7名。家長的平均受教育水平為5.475（SD=1.762），缺失數(shù)據(jù)為22名。

2.2 問卷編制

2.2.1 質性研究 本研究希望通過開放式問卷和訪談的結合，了解家長參與孩子家庭作業(yè)的動機。自編的《家長參與家庭作業(yè)開放式問卷》包含人口學問題和三個開放式問題。人口學問題分別為學生的性別，年級，父母親的學歷。開放式問題分別為：（1）您為什么會參與孩子的家庭作業(yè)？（2）您認為參與孩子的家庭作業(yè)會給孩子造成什么樣的影響？（好的影響或者壞的影響）（3）什么樣的原因會阻礙到您參與孩子的家庭作業(yè)？ 訪談內容也根據(jù)這三個題目展開。

對開放式問卷調查的結果和訪談內容進行歸納分析，將家長參與動機概括為四類。第一類是家長角色，家長們普遍認為參與家庭作業(yè)是家長應盡的責任與義務，為人父母者，應該關注孩子的教育。第二類是指向效果的動機，家長認為自己的參與行為可以給孩子的學習帶來積極影響，或者家長參與可以讓孩子丟掉一些不良的學習行為，第三類是家長效能感，這是從影響家長參與的因素總結出來的，很多家長認為自己有能力對孩子的家庭作業(yè)行為產生影響。第四類是來自教師或者孩子的邀請，指教師或者孩子主動要求家長參與家庭作業(yè)。很多教師希望家長在家中給予孩子學業(yè)上的幫助，例如監(jiān)督孩子完成家庭作業(yè)等。當孩子在完成家庭作業(yè)時會遇到一些困難，自己解決不了的時候，也很希望得到家長的幫助。

2.2.2 初測項目的形成 本研究根據(jù)質性研究結果和維度構想，進行了問卷的初步編制，5名心理學專業(yè)人員就這些條目進行了評價，并提出修改建議。最終在家長參與小學生家庭作業(yè)動機初測問卷中確定了44個初測題目。采用五點Likert等級量表，分別為“完全不同意”、“比較不同意”、“不確定”、“比較同意”、“完全同意”。

2.3 問卷施測

將問卷交予班主任老師分發(fā)給班級中每個學生，讓學生將問卷帶到家中由家長填寫，次日收回。在正式施測的過程中，有2個班級56名學生要求填寫學號 （缺失數(shù)據(jù)為6名），以便取得他們語文、數(shù)學、英語三科的期末考試成績。

2.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS15.0對初測數(shù)據(jù)進行探索性因素分析；采用AMOS7對正式施測的數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析。

3 結果與分析

3.1 探索性因素分析

在進行探索性因素分析之前，需要對預測問卷進行項目分析。首先，計算各題項與總分之間的相關系數(shù)，判斷標準為 r〈0.2，題項 t2、t3、t4、t5、t7、t9、t11、t12、t16、t17、t25、t26、t37、t38、t40的題總相關沒有達到此標準；第二步，對44個題項的標準差進行鑒別。標準差太低的項目，通常表明被試的得分差異小，也即該題項區(qū)分度不好。標準差低于0.90的題項為 t2、t8、t28、t32、t37、t38。 累計刪除這 18 個項目，其余26個項目具有良好的鑒別能力。

對剩下的26個題項進行初次探索性因素分析，進一步的篩選觀測變量。本研究采用的標準是：因素的最大負荷值lij〈0.40；共同度hi2〈0.16；最大負荷值lij與共同度hi2之比〈0.5；最大兩個負荷值lij之差與共同度hi2之比〈0.25[11]。按照這個標準，刪除不符合的題項t27、t36、t39。

對篩選后剩下的有效題項再次進行因素分析。首先進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗。考察KMO值是否適合進行因素分析，要看KMO值的大小，當KMO值大于0.7時即可進行因素分析。檢驗結果表明，KMO值為0.893，說明樣本大小適合進行因素分析；Bartlett球形檢驗χ2=4075.644，df=253,p〈0.001，達到顯著水平，說明可以對數(shù)據(jù)進行因素分析。

應用主成分法進行因素分析，進行極大方差旋轉。雖然在現(xiàn)實生活中很少存在完全獨立的兩個因素，但是“斜交旋轉中因子之間的相關程度上很小的，因為沒有人會接受兩個高度相關的公因子”[12]。所以在本項研究中最終決定采用正交極大方差旋轉。結果得到特征根大于1的因子5個，可以解釋總方差的60.376%。其中第4個因子、第5個因子各只有一個題目，故決定刪除這2個題項t44、t6。另外，題項t1、t19所表述內容與歸為同一因子的其它題項含義明顯不同，決定刪除。再次進行因素分析，得出最終的因素負荷矩陣。確定了3個因素，保留了19個題項，構成家長動機正式問卷。根據(jù)項目內容對3個因素命名：F1包含的題目表達的意思是家長認為自己的參與可以帶來良好的作用，命名為期待積極影響；F2則傳達的意思是家長擔心孩子沒有能力獨立完成作業(yè)，因而促使自己去參與孩子的家庭作業(yè)，所以命名為避免消極影響；F3傳遞的意思是家長相信自己有能力幫助孩子的學習，所以命名為家長效能感。這三個因素分別有9、6、4個題項。探索性因素分析結果見表1。

表1 家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷的因素結構

通過表1可以看出，家長參與小學生家庭作業(yè)動機是由期待積極影響；避免消極影響；家長效能感三個維度構成。從探索性因素分析的結果可以看到，每個項目在對應的因素上的負荷都較高；三個因素累計解釋了56.490%的變異，所以可以認為此份問卷的結構和內容是可以接受的。

3.2 驗證性因素分析

根據(jù)探索性因素分析的結果編制出正式問卷。對正式問卷施測的數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析。結果發(fā)現(xiàn)模型擬合比較理想，相關參數(shù)見表2。

表2 家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷驗證性因素分析模型的擬合指數(shù)

3.3 信度指標

本研究以問卷的內部一致性系數(shù)、分半信度作為信度指標，各因子及總問卷的信度系數(shù)見表3。由表中可以看出，各因子和總問卷的Cronbach α系數(shù)在0.752—0.879之間，表明其具有良好的內部一致性；分半信度在0.743—0.855之間，表明分半信度較好。

表3 家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷信度系數(shù)

3.4 效度指標

3.4.1 內容效度 在已有理論研究的基礎上提出了問卷內容的初步構想。根據(jù)開放式問卷對初步構想的維度進行了刪選，編制了初測問卷的條目。請心理學專家、碩士研究生以及小學教師、學生家長對問題的適合性進行了評價。然后通過對兩次調查的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，篩選和修改了題項，編制了正式問卷。研究中以這些方法用來保證問卷的內容效度。

3.4.2 結構效度

為了考察本問卷的結構效度，計算了各因子之間的相關以及各個因子與總分之間的相關（見表4）。從表4可以看出，各因子間相關系數(shù)中等偏低，在0.05水平上顯著。這表明問卷各維度方向一致，具有一定的獨立性；而各因子與總分之間相關系數(shù)中等偏高，達到了顯著水平，表示各維度與整體構念之間比較一致，較好地反映了問卷所要測查的內容。以上結果說明問卷具有良好的結構效度。

表4 各因子及其與總分之間的相關

3.4.3 相關分析

由于缺乏同類的動機問卷，在研究中使用學生的學業(yè)成績來考察效標效度。在家庭作業(yè)上花費的時間量與學業(yè)成績是負相關，學業(yè)成績越低，學生可能存在更多的不良習慣，花在作業(yè)上的時間要比成績高的學生多[13]，所以家長會更擔心孩子不能順利完成作業(yè)。那么學習成績較差的學生家長避免消極影響這個因子的得分應該會過高。相關分析表明，語文、英語的成績與避免消極影響呈顯著負相關。（r語文=-0.337,p〈0.05；r英語=-0.339,p〈0.05）

另外，在父母參與的預測因素研究中強調家庭社會經濟地位的重要作用[14]。而家長受教育水平可以在一定程度上預測家庭的社會經濟地位。不同受教育水平的家長其參與效能感有很大差異[15]514。家長的受教育水平較低時，家長效能感也會更低，反之亦然。研究結果發(fā)現(xiàn)，家長受教育水平與家長效能感呈顯著正相關（r=0.212,p〈0.01）。這些相關研究的結果為問卷的區(qū)分效度和效標效度提供了證據(jù)。

3.5 小學生家長參與動機的特點

不同性別的學生家長，在避免消極影響這個因素上呈現(xiàn)顯著差異（t=4.102,df=567,p〈0.01），男生家長的避免消極影響這個因子得分更高。

將小學 1、2年級視為低年級，3、4年級為中年級，5、6年級為高年級，方差分析結果表明期待積極結果這個因子存在顯著的年級差異，F(xiàn)(2,563)=3.636，p〈0.05。（年級變量存在10份缺失數(shù)據(jù)）進一步分析表明，在小學低、中年級階段，家長對于積極結果的期待沒有顯著差異，但是高年級學生的家長在期待積極結果這一因子上得分顯著高于中年級的家長。

4 討論

班杜拉認為效能感是指家長對自己所能做的事情的一種信念、判斷，他強調了效能感與指向結果的動機之間的區(qū)別[16]。而Hoover-Dempsey等人的理論中，則混淆了這兩點，他們認為家長效能感是指家長認為自己有能力帶來積極的結果[6]201。所以綜合質性研究結果，我們將家長效能感與指向結果的動機區(qū)分開來。跨文化研究指出中國家長參與孩子家庭作業(yè)的動機是十分強烈的，導致在初測問卷中關于家長角色的題目的回答都集中于高分端，沒有區(qū)分度，最終決定刪除這個因子。同時因為過于強烈的動機的影響，家長不僅僅期待積極結果，避免消極結果的動機也很強烈。孩子的邀請參與可以部分解釋家長參與的動機[17]?；谝陨纤伎?，研究中刪除了“教師或者孩子的邀請”這個因子，最終形成了正式問卷的三個維度，符合中國家長的參與動機。

在家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷的編制過程中，首先，我們從既有的理論研究中設定家長參與動機問卷的理論構想，再結合開放式問卷和訪談等質性研究結果，確定了初測問卷。這樣可以確保問卷的內容效度。其次，通過對初測問卷的探索性因素分析，最終確定家長參與動機的三個維度。最后，通過重新取樣，對家長參與小學生家庭作業(yè)動機問卷進行了驗證性因素分析。結果表明，模型的擬合指數(shù)達到了可接受的標準，說明問卷的結構效度較好。結合各項信度系數(shù)，說明此份問卷符合心理測量學的各項標準，可以作為測查家長參與小學生家庭作業(yè)動機的工具使用。

在正式施測所得出的結果中，語文、英語成績較低的學生，其家長避免消極動機越強烈，但是學生的數(shù)學成績則沒有產生影響，可能是因為4年級學生數(shù)學成績都比較高，影響了相關研究的結果。從另外一個角度來解釋，父母避免消極結果這個動機，表明家長對孩子能力的不信任，這樣的家長參與方式不受的孩子歡迎，會破壞孩子對于獨立自主的需求，最終會干擾到他們的學習[18]。男孩家長避免消極影響的動機更強烈，可能是因為學生的性別可以調節(jié)他們的家庭作業(yè)行為，研究表明女生對家庭作業(yè)投入的精力更多，她們更能獨立地完成家庭作業(yè)[19]。男孩子在完成作業(yè)的過程更有可能分心，所以他們也不受家長信任。最后，高年級學生有了升學壓力，父母更加重視學生的學業(yè)成績，他們期待積極影響的動機更加強烈，希望通過完成高質量的家庭作業(yè)取得好成績的動機更加明顯。

家長受教育水平是影響家長效能感的重要因素之一，這與前人的研究結果也是一致的[15]518。擁有不同人口學變量的家長展現(xiàn)出了不同的參與方式，優(yōu)勢群體家長的參與方式與學業(yè)成績有最強的相關。這些愿意參與，或者說更可能參與孩子教育的家長是那些具有較高社會經濟地位的家長。來自非優(yōu)勢群體的家長很少參與教育[20]。

動機激發(fā)人類的活動，家長持有不同的參與動機，他們所采取的參與行為也將是不同的。所以準確理解家長的參與動機是如何形成的，受到哪些因素的影響，怎樣激發(fā)、轉變家長的參與動機，這些都是值得進一步深入研究的問題。

5 結論

（1）家長參與小學生家庭作業(yè)的動機結構包括三個因素：期待積極影響；避免消極影響；家長效能感。

（2）本次研究編制的家長參與小學生家庭作業(yè)問卷具有良好的理論構想、信度和效度指標，可用于測評小學生家長參與家庭作業(yè)動機的狀況。

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G449

A

1674-1102(2011)02-0155-04

2010-11-16

教育部人文社科項目（09YJAXLX001）。

李云（1986-），女，江蘇南京人，安徽師范大學教育科學學院碩士研究生，研究方向為教育心理學；桑青松（1972-），男，安徽合肥人，安徽師范大學教育科學學院教授、碩士生導師，主要從事教育心理學研究；凌晨（1986-），女，安徽合肥人，安徽師范大學教育科學學院碩士研究生，研究方向為教育心理學。

[責任編輯：束仁龍]