秦鑫鑫 沈健

摘? 要： 學(xué)生家長(zhǎng)作為學(xué)生成長(zhǎng)的陪伴者和學(xué)校教育的監(jiān)督者，是影響教育懲戒規(guī)則落地實(shí)施的關(guān)鍵因素。基于S市10所公立中小學(xué)的4345位學(xué)生家長(zhǎng)的問(wèn)卷調(diào)查，經(jīng)過(guò)項(xiàng)目分析、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，構(gòu)建了學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒態(tài)度的四維結(jié)構(gòu)，包括價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可和協(xié)同參與。結(jié)果表明，家長(zhǎng)協(xié)同參與最好，過(guò)程信任和價(jià)值肯定相對(duì)較好，效果認(rèn)可最差。同時(shí)，不同學(xué)生家長(zhǎng)的態(tài)度存在差異。家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒的態(tài)度及其群體差異，應(yīng)該成為中小學(xué)教育懲戒規(guī)則校本化實(shí)施過(guò)程中的關(guān)注重點(diǎn)。

關(guān)鍵詞： 學(xué)生家長(zhǎng);家長(zhǎng)態(tài)度;教育懲戒;四維結(jié)構(gòu);群體差異

一、問(wèn)題提出

教育懲戒是指學(xué)校、教師基于教育目的，對(duì)違規(guī)違紀(jì)學(xué)生進(jìn)行管理、訓(xùn)導(dǎo)或者以規(guī)定方式予以矯治，促使學(xué)生引以為戒、認(rèn)識(shí)和改正錯(cuò)誤的教育行為。1 教師不敢懲戒、不會(huì)懲戒和不當(dāng)懲戒共存的現(xiàn)實(shí)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(xué)教育懲戒規(guī)則（試行）》（以下簡(jiǎn)稱《規(guī)則》）?！兑?guī)則》共20條，涉及教育懲戒背景、適用范圍、實(shí)施主體、實(shí)施原則、懲戒手段、教師權(quán)責(zé)、家校溝通、家長(zhǎng)申訴等內(nèi)容。學(xué)生家長(zhǎng)作為學(xué)生教養(yǎng)與學(xué)校教育的重要利益相關(guān)者，家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒的態(tài)度和支持形塑了教師教育懲戒的實(shí)踐應(yīng)對(duì)，也是未來(lái)教育懲戒能否落地實(shí)施的重要影響力量。就《規(guī)則》來(lái)看，其中11條內(nèi)容涉及學(xué)生家長(zhǎng)，但是當(dāng)前研究成果很少聚焦于學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒的態(tài)度。

從學(xué)校教育發(fā)展的歷程來(lái)講，國(guó)家教育權(quán)的介入導(dǎo)致懲戒權(quán)由家長(zhǎng)授予到由國(guó)家公權(quán)授予的轉(zhuǎn)變。2然而，即便是教育懲戒的實(shí)施不再需要得到家長(zhǎng)的授予，家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒所持的態(tài)度仍然會(huì)影響教育懲戒實(shí)施的具體形態(tài)和程度?；?034位中小學(xué)教師的調(diào)查表明，教師認(rèn)為自己所在班級(jí)學(xué)生的家長(zhǎng)對(duì)教師教育懲戒的支持程度不夠，僅有一半左右的家長(zhǎng)會(huì)支持教師教育懲戒。1 家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒支持與否僅是家長(zhǎng)態(tài)度的一個(gè)方面，家長(zhǎng)的態(tài)度往往更為復(fù)雜且具有群體差異性。在我們對(duì)教師和校長(zhǎng)的訪談中，不少受訪者表示，很多家長(zhǎng)會(huì)告訴教師或者班主任一定要嚴(yán)格管教自己的孩子，甚至允許教師打罵孩子。然而，部分家長(zhǎng)存在“心口不一”現(xiàn)象，當(dāng)教師或?qū)W校管教學(xué)生過(guò)于嚴(yán)格時(shí)，家長(zhǎng)也會(huì)“找麻煩”。究其原因，其一，在人口政策的管制下，我國(guó)形成了長(zhǎng)輩多、晚輩少的“倒金字塔形”家庭結(jié)構(gòu)。家長(zhǎng)的關(guān)愛(ài)、寵愛(ài)甚至溺愛(ài)，會(huì)導(dǎo)致家長(zhǎng)因孩子受懲戒而和學(xué)?；蛘呓處煯a(chǎn)生意見沖突。2其二，無(wú)論古今中外，體罰都曾經(jīng)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(xiàn)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(fā)生混淆，也逐漸不被家長(zhǎng)所接受和容忍。其三，在學(xué)校教育受到越來(lái)越多的行政監(jiān)督、家長(zhǎng)監(jiān)督和社會(huì)輿論監(jiān)督的當(dāng)下，個(gè)別教師的不當(dāng)懲戒或者體罰導(dǎo)致教師群體被貼上“負(fù)面標(biāo)簽”并被無(wú)限放大。因此，在我國(guó)家庭結(jié)構(gòu)、家庭教育理念和學(xué)校教育外部問(wèn)責(zé)環(huán)境的綜合作用下，當(dāng)因教育懲戒而產(chǎn)生家校糾紛時(shí)，學(xué)校和教師往往處于弱勢(shì)，教師輕則被要求寫檢討、扣工資，重則被調(diào)離崗位，甚至被開除。4 因此，一些教師為了避免麻煩，對(duì)學(xué)生違反校規(guī)的行為視而不見，放任自流。5

諸多研究肯定了學(xué)校懲戒或教師懲戒對(duì)學(xué)生個(gè)體、學(xué)生群體、教師和學(xué)校的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。但是不可否認(rèn)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(duì)不同的學(xué)生實(shí)施相同的教育懲戒，也會(huì)起到差異化甚至是完全相反的效果。同時(shí)，教育懲戒雖然可能帶來(lái)立竿見影的效果，但是其有可能存在的副作用或“延遲效應(yīng)”也要求教師謹(jǐn)慎對(duì)待。因此，有學(xué)者認(rèn)為教育懲戒的實(shí)效性還有待實(shí)踐檢驗(yàn)，呼吁避免陷入“懲戒萬(wàn)能”的認(rèn)識(shí)誤區(qū)。6 相較于學(xué)者對(duì)教育懲戒實(shí)施的態(tài)度，學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒的落地實(shí)施更為敏感，可以說(shuō)，學(xué)生家長(zhǎng)的態(tài)度是學(xué)校和教師在落實(shí)《規(guī)則》過(guò)程中必須要考慮的外部因素。因此，本研究聚焦學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒（尤其是狹義層面的教師教育懲戒）的態(tài)度，在文獻(xiàn)綜述、教師小組研討、教師訪談和校長(zhǎng)訪談的基礎(chǔ)上，編制了學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教師教育懲戒態(tài)度的四維度問(wèn)卷，并通過(guò)S市10所公立中小學(xué)的4345名家長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

二、研究方法與過(guò)程

1.初始題項(xiàng)的選擇

家長(zhǎng)態(tài)度問(wèn)卷的初始題項(xiàng)，源自文獻(xiàn)綜述、教師小組研討、教師訪談和校長(zhǎng)訪談。其一，從已有研究對(duì)教育懲戒價(jià)值、意義及教育懲戒效果789 和影響教師教育懲戒權(quán)行使的論述中選擇題項(xiàng)。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(jié)合中小學(xué)教師尤其是班主任的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，圍繞學(xué)生問(wèn)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(chǔ)上了解學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒態(tài)度的復(fù)雜性。其三，研究者先后對(duì)小學(xué)和初中的9位校長(zhǎng)及其所在學(xué)校的24位教師進(jìn)行訪談，重點(diǎn)從校長(zhǎng)和教師的角度，了解學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)待教育懲戒的態(tài)度與行動(dòng)策略。

具體而言，本研究中的家長(zhǎng)態(tài)度包括：學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒價(jià)值的肯定（簡(jiǎn)稱為價(jià)值肯定），對(duì)教師實(shí)施教育懲戒過(guò)程的信任（簡(jiǎn)稱為過(guò)程信任），對(duì)教師實(shí)施教育懲戒效果的認(rèn)可（簡(jiǎn)稱為效果認(rèn)可），家長(zhǎng)日常對(duì)學(xué)生行為的關(guān)注和協(xié)同教育（簡(jiǎn)稱為協(xié)同參與）。初始問(wèn)卷編制后邀請(qǐng)3位中小學(xué)教師通讀問(wèn)卷，通過(guò)教師考察家長(zhǎng)態(tài)度四維度結(jié)構(gòu)各題項(xiàng)是否符合家長(zhǎng)的實(shí)際情況，進(jìn)而對(duì)題項(xiàng)的表述進(jìn)行修改。如表1所示，本研究最初形成了由21題項(xiàng)構(gòu)成的家長(zhǎng)態(tài)度調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷分為“價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”四維度，各維度分別由若干題項(xiàng)組成。家長(zhǎng)態(tài)度四維度均采用李克特五點(diǎn)計(jì)分，從“1”分到“5”分分別代表“完全不同意”至“完全同意”，其中，價(jià)值肯定、過(guò)程信任和協(xié)同參與的得分越高，說(shuō)明家長(zhǎng)的態(tài)度越積極。效果認(rèn)可維度采用反向計(jì)分，即該維度得分越高，表明家長(zhǎng)對(duì)教師教育懲戒效果認(rèn)可的程度越低。

2.研究對(duì)象

根據(jù)學(xué)校區(qū)位、學(xué)段、辦學(xué)水平和學(xué)生家長(zhǎng)背景，選擇S市10所公立中小學(xué)進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，其中包括3所小學(xué)、5所初中和2所高中。根據(jù)學(xué)校實(shí)際，采取整群抽樣或選擇性抽樣的方式選擇班級(jí)調(diào)研。以班級(jí)為單位，通過(guò)家長(zhǎng)微信群、QQ群和釘釘群發(fā)放電子問(wèn)卷，前后共收集6244份學(xué)生家長(zhǎng)問(wèn)卷，刪除隨意填答或填答時(shí)間過(guò)短的問(wèn)卷1899份，得到有效問(wèn)卷4345份，問(wèn)卷有效率為69.6%。從家長(zhǎng)人口學(xué)特征來(lái)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(xué)生的教育常常由母親承擔(dān)，因此不少父親并沒(méi)有加入班級(jí)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(xué)生人口學(xué)特征來(lái)看，男生2250人（占51.8%），女生2095人（占48.2%）;小學(xué)生2039人（占46.9%），初中生1778人（占40.9%），高中生528人（占12.2%）。

3.數(shù)據(jù)分析

以學(xué)校為單位，將每所學(xué)校的家長(zhǎng)數(shù)據(jù)平均分為兩部分，2173份家長(zhǎng)數(shù)據(jù)用于探索性因素分析，2172份家長(zhǎng)數(shù)據(jù)用于驗(yàn)證性因素分析。第一步，數(shù)據(jù)清理后對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行項(xiàng)目分析，檢驗(yàn)各個(gè)題項(xiàng)的鑒別度。第二步，利用Mplus8.1進(jìn)行探索性因素分析，通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)模型檢驗(yàn)并確定家長(zhǎng)態(tài)度的維度。第三步，仍然利用Mplus8.1進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，在驗(yàn)證各個(gè)維度結(jié)構(gòu)效度的基礎(chǔ)上驗(yàn)證家長(zhǎng)態(tài)度四維度的結(jié)構(gòu)。最后，將兩部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行合并，分析學(xué)生家長(zhǎng)態(tài)度四維度的現(xiàn)狀與差異。

三、研究結(jié)果

1.項(xiàng)目分析

項(xiàng)目分析的目的在于檢驗(yàn)問(wèn)卷題項(xiàng)的適切或者可靠程度，一般可以通過(guò)決斷值檢驗(yàn)和同質(zhì)性檢驗(yàn)來(lái)確定題項(xiàng)的刪減與保留。1 將“效果認(rèn)可”5道反向題進(jìn)行反向計(jì)分后，對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行分值加總，對(duì)總分的前27%和后27%進(jìn)行分組。結(jié)果表明，高分組和低分組在各個(gè)題項(xiàng)上的得分差異顯著，各個(gè)題項(xiàng)具有較好的鑒別度。因此，項(xiàng)目分析后所有題項(xiàng)得以保留。

2.探索性因素分析

當(dāng)問(wèn)卷的理論結(jié)構(gòu)不清晰時(shí)，普遍的做法是先使用探索性因素分析，初步確定因子的個(gè)數(shù)、指標(biāo)與因子之間的關(guān)系，以及因子與因子之間的關(guān)系。2 為了探索學(xué)生家長(zhǎng)態(tài)度的結(jié)構(gòu)，對(duì)初步形成的21個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行探索性分析。結(jié)果顯示，Bartlett球型檢驗(yàn)的卡方值為37963.902，自由度為210，p<0.001，KMO值為0.932，說(shuō)明適合進(jìn)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(jì)方法提取公因子，在因子旋轉(zhuǎn)上選擇斜交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果表明，家長(zhǎng)態(tài)度共探索出7個(gè)可供選擇的模型，形成從單因子結(jié)構(gòu)到七因子結(jié)構(gòu)不等的模型。一般而言，結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)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(shí)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(gè)指標(biāo)作為判斷準(zhǔn)則。45 由于本研究的探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析部分所使用的樣本量均超過(guò)2000，因此將RMSEA、CFI、TLI和SRMR作為判別模型擬合優(yōu)度的標(biāo)準(zhǔn)，不將χ2/df小于5作為判別標(biāo)準(zhǔn)。

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(shù)均未達(dá)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(shù)得到改善并達(dá)到模型擬合的要求，這說(shuō)明家長(zhǎng)態(tài)度最少包括四個(gè)因子。對(duì)比四因子、五因子、六因子和七因子可以發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)支持的因子越多，模型擬合的指數(shù)越好，因此需要對(duì)因子載荷情況進(jìn)行進(jìn)一步探究。

如表3所示，四因子的結(jié)構(gòu)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(shuō)明四因子結(jié)構(gòu)較符合最初的設(shè)想。反觀五因子模型的因子結(jié)構(gòu)并不清晰，由于六因子和七因子模型的因子結(jié)構(gòu)更為混亂，因此不再呈現(xiàn)。結(jié)合探索性因素分析的模型擬合指數(shù)、因子結(jié)構(gòu)和因子載荷，本研究選擇四因子模型，F(xiàn)1命名為“價(jià)值肯定”，F(xiàn)2命名為“過(guò)程信任”，F(xiàn)3命名為“效果肯定”，F(xiàn)4命名為“協(xié)同參與”。

3.驗(yàn)證性因素分析

通過(guò)項(xiàng)目分析和探索性因素分析，初始設(shè)計(jì)的21個(gè)題項(xiàng)被探索出四個(gè)維度。為了驗(yàn)證四維度的結(jié)構(gòu)，本研究對(duì)剩下的2172份家長(zhǎng)問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，探索家長(zhǎng)態(tài)度四維度的結(jié)構(gòu)效度。首先，分別對(duì)四維度進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果表明，四維度中的價(jià)值肯定、過(guò)程信任和效果認(rèn)可的模型擬合指數(shù)中的RMSEA高于0.08，這表明三個(gè)維度內(nèi)部個(gè)別題項(xiàng)之間具有共線性。根據(jù)王孟成的建議，驗(yàn)證性因素分析時(shí)，可以根據(jù)MI指數(shù)的高低進(jìn)行題項(xiàng)刪減。1 因此，本研究結(jié)合各個(gè)題項(xiàng)的實(shí)際內(nèi)涵、因子載荷和MI指數(shù)，共刪除5個(gè)題項(xiàng)。其中，“價(jià)值肯定”維度刪除Q01、Q02和Q07，“過(guò)程信任”維度刪除Q08，“效果認(rèn)可”維度刪除Q16，形成四維度16題項(xiàng)的家長(zhǎng)態(tài)度問(wèn)卷。其次，對(duì)刪減題項(xiàng)后的四維度模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果表明，家長(zhǎng)態(tài)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(dá)到模型擬合的要求。

如圖1所示，“價(jià)值肯定”維度的信度為0.863，效度為0.935，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)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^(guò)程信任”維度的信度為0.856，效度為0.933，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)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。“效果認(rèn)可”維度的信度為0.798，效度為0.847，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)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(xié)同參與”維度的信度為0.800，效度為0.839，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)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(zhǎng)態(tài)度四維度對(duì)應(yīng)測(cè)量變量的因子載荷均高于0.55，各個(gè)題項(xiàng)對(duì)所屬維度的解釋率較大，具有很好的建構(gòu)效度。各維度的組成信度均超過(guò)0.7，說(shuō)明模型具有很好的結(jié)構(gòu)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(yīng)用

經(jīng)項(xiàng)目分析、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，形成了四維度16題項(xiàng)的家長(zhǎng)態(tài)度問(wèn)卷，各維度均由4個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成。將兩部分樣本合并后，檢驗(yàn)家長(zhǎng)態(tài)度的現(xiàn)狀及群體差異?？傮w來(lái)看，“效果認(rèn)可”均值為3.06，標(biāo)準(zhǔn)差為0.93，這說(shuō)明家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒存在普遍的擔(dān)憂情況，害怕懲戒對(duì)孩子的自尊心等方面造成傷害。此外，“價(jià)值肯定”和“過(guò)程信任”得分均超過(guò)4.0分，這表明不少家長(zhǎng)不認(rèn)可教育懲戒的價(jià)值，同時(shí)擔(dān)憂在教師實(shí)施教育懲戒的時(shí)候存在不足。不過(guò)可喜的是，家長(zhǎng)“協(xié)同參與”得分較高，說(shuō)明家長(zhǎng)在日常教養(yǎng)中比較注重學(xué)生行為的發(fā)展及相應(yīng)的家校合作。

對(duì)家長(zhǎng)態(tài)度四維度各個(gè)題項(xiàng)加總后進(jìn)行差異性檢驗(yàn)，考察家長(zhǎng)態(tài)度的群體差異。其一，相對(duì)于母親，父親的“價(jià)值肯定”（M父親=4.10，M母親=4.01，t=3.33，p=0.001）和“效果認(rèn)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(guò)程信任”和“協(xié)同參與”不存在顯著性差異，這與家庭教養(yǎng)中的“嚴(yán)父慈母”傳統(tǒng)相一致。其二，其他省市家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定”（MS市=4.02，M其他省市=4.09，t=-2.19，p=0.029）、“過(guò)程信任”（MS市=4.15，M其他省市=4.23，t=-2.78，p=0.005）和“效果認(rèn)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(zhǎng)，兩類家長(zhǎng)的“協(xié)同參與”不存在顯著性差異，這可能與S市家長(zhǎng)的高文化水平和低嚴(yán)格家庭教養(yǎng)有關(guān)。其三，已婚并同住家長(zhǎng)的“過(guò)程信任”（M已婚并同住=4.18，M其他=4.05，t=3.12，p=0.002）和“協(xié)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(zhǎng)，兩類家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定”和“效果認(rèn)可”不存在顯著性差異，這可能因?yàn)橐鸦椴⑼〉募议L(zhǎng)和學(xué)校、教師日?；?dòng)較多，能夠在更多的家校交往中建立信任機(jī)制。其四，男孩家長(zhǎng)和女孩家長(zhǎng)、獨(dú)生子女家長(zhǎng)和多個(gè)子女家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”均不存在顯著性差異，這可能是因?yàn)榧议L(zhǎng)群體在子女的教育中持平等觀念，家長(zhǎng)在教育懲戒這一問(wèn)題上的態(tài)度不因子女性別和子女?dāng)?shù)量而變化。其五，不同學(xué)段家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定”（M小學(xué)=3.98，M初中=4.06，M高中=4.16，F(xiàn)=10.21，p=0.000）、“過(guò)程信任”（M小學(xué)=4.11，M初中=4.21，M高中=4.24，F(xiàn)=10.02，p=0.000）、（M小學(xué)=2.99，M初中=3.12，M高中=3.12，F(xiàn)=10.02，p=0.000）和“協(xié)同參與”（M小學(xué)=4.47，M初中=4.50，M高中=4.56，F(xiàn)=6.35，p=0.002）存在顯著性差異?？傮w而言，高中生家長(zhǎng)態(tài)度的四個(gè)維度均高于小學(xué)生家長(zhǎng)，說(shuō)明隨著學(xué)生學(xué)段提高、學(xué)生身心發(fā)展成熟度增加，家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒的“價(jià)值認(rèn)可、過(guò)程信任、效果認(rèn)可”相應(yīng)提高。同時(shí)，高中生的學(xué)業(yè)壓力遠(yuǎn)高于小學(xué)生和初中生，家校溝通和協(xié)作的意愿和頻率更高，因此高中生家長(zhǎng)的協(xié)同參與更好。其六，子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)越好，家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定”（M中等以下=3.98，M中等=4.02，M中等偏上=4.08，F(xiàn)=4.97，p=0.007）、“過(guò)程信任”（M中等以下=4.09，M中等=4.17，M中等偏上=4.21，F(xiàn)=8.73，p=0.000）、效果認(rèn)可（M中等以下=3.00，M中等=3.07，M中等偏上=3.09，F(xiàn)=3.16，p=0.043）和“協(xié)同參與”（M中等以下=4.37，M中等=4.48，M中等偏上=4.57，F(xiàn)=55.04，p=0.000）越好。其七，子女日常行為表現(xiàn)越好，家長(zhǎng)“過(guò)程信任”（M中等以下=4.10，M中等=4.12，M中等偏上=4.19，F(xiàn)=5.28，p=0.005）、“效果認(rèn)可”（M中等以下=3.00，M中等=3.07，M中等偏上=3.09，F(xiàn)=3.16，p=0.043）和“協(xié)同參與”（M中等以下=4.32，M中等=4.41，M中等偏上=4.54，F(xiàn)=45.02，p=0.000）越高，但是子女日常行為表現(xiàn)與家長(zhǎng)價(jià)值認(rèn)可不存在顯著差異。這表明學(xué)生的學(xué)業(yè)成就和日常行為表現(xiàn)與家長(zhǎng)態(tài)度存在密切聯(lián)系，但其中的互動(dòng)機(jī)制有待探討。

四、結(jié)論與展望

1.四維模型建構(gòu)的科學(xué)性分析

基于已有文獻(xiàn)、教師小組研討、教師訪談和校長(zhǎng)訪談，本研究形成了四維度21題項(xiàng)的家長(zhǎng)懲戒態(tài)度問(wèn)卷。通過(guò)對(duì)S市10所公立中小學(xué)的4345位家長(zhǎng)的數(shù)據(jù)分析，最初選擇的21個(gè)題項(xiàng)經(jīng)項(xiàng)目分析后得以保留。對(duì)2173份家長(zhǎng)問(wèn)卷進(jìn)行探索性因素分析，綜合競(jìng)爭(zhēng)模型擬合指數(shù)、因子分布和因子載荷系數(shù)，表明原來(lái)設(shè)想的四維度模型符合預(yù)期。對(duì)另外2172份家長(zhǎng)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，在刪除5個(gè)題項(xiàng)后，“價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”各個(gè)維度模型擬合較好，家長(zhǎng)態(tài)度四維結(jié)構(gòu)也具有良好的模型擬合指數(shù)。基于此，本研究形成的四維度16題項(xiàng)的家長(zhǎng)態(tài)度問(wèn)卷是科學(xué)的，既可以應(yīng)用于后續(xù)理論研究，也可供中小學(xué)管理者和教師用于家長(zhǎng)態(tài)度調(diào)查。

2.學(xué)生家長(zhǎng)態(tài)度的群體差異

基于全樣本4345位家長(zhǎng)數(shù)據(jù)，“協(xié)同參與”的均值最好，表明家長(zhǎng)普遍認(rèn)為在學(xué)生日常行為習(xí)慣方面的家校合作較好，不僅能夠在學(xué)校之外關(guān)注學(xué)生行為習(xí)慣，而且還會(huì)配合學(xué)校一起規(guī)范和教育學(xué)生?；谥袊?guó)教育追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)表明，學(xué)生父母的行為參與、情感參與、監(jiān)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(xué)生學(xué)段越高、學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)和學(xué)生日常行為表現(xiàn)越好，家長(zhǎng)的協(xié)同參與程度越高。雖然高協(xié)同參與高學(xué)業(yè)成績(jī)、高行為表現(xiàn)之間的因果關(guān)系并不明晰，但是可以明確的是，對(duì)于學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)不好和日常行為不好的學(xué)生家長(zhǎng)而言，與教師和學(xué)校加強(qiáng)溝通并開展合作是十分必要的。

家長(zhǎng)“價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可”三維度的現(xiàn)狀與群體差異，呈現(xiàn)出兩個(gè)比較突出的特點(diǎn)：一方面，家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定”和“過(guò)程信任”遠(yuǎn)高于“效果認(rèn)可”，這說(shuō)明家長(zhǎng)群體相對(duì)于教育懲戒的效果而言，更為認(rèn)同其價(jià)值，同時(shí)信任教育懲戒的實(shí)施過(guò)程。這說(shuō)明，家長(zhǎng)群體在教育懲戒實(shí)施上存在矛盾心態(tài)，即不少家長(zhǎng)在意識(shí)到教育懲戒價(jià)值的同時(shí)，對(duì)教育懲戒的效果持懷疑態(tài)度。有學(xué)者認(rèn)為，家長(zhǎng)是教師行使懲戒權(quán)的一大“阻礙”，認(rèn)為家長(zhǎng)由于過(guò)度保護(hù)而阻礙教師對(duì)學(xué)生開展懲戒教育。1 但是本研究的結(jié)果表明，家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒“阻礙”的原因可能在于，家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒效果的不認(rèn)可或者隱憂，害怕教育懲戒對(duì)學(xué)生造成不良影響。另一方面，家長(zhǎng)的“價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可”均在學(xué)段等方面存在顯著差異，不同學(xué)段家長(zhǎng)態(tài)度的差異應(yīng)該成為教育懲戒實(shí)施中比較關(guān)注的因素。綜合來(lái)看，學(xué)生家長(zhǎng)在教育懲戒的“價(jià)值肯定、過(guò)程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”方面的群體差異，應(yīng)該在教育懲戒校本化實(shí)施中予以重視。

3.研究展望

當(dāng)前，教育懲戒大討論中的諸多爭(zhēng)議因《規(guī)則》的出臺(tái)而消失，但不可否認(rèn)的是，學(xué)生家長(zhǎng)作為學(xué)生成長(zhǎng)的陪伴者和學(xué)校教育的監(jiān)督者，他們對(duì)教育懲戒的態(tài)度依然會(huì)以不同形式，并在不同程度上影響教育懲戒的校本化實(shí)施。正如學(xué)者所言，再精細(xì)的立法或規(guī)則都無(wú)法完全消除權(quán)利或權(quán)力行使的異化空間，最終還有賴于行政或管理過(guò)程中的體制機(jī)制、參與者的良好素養(yǎng)、群體影響、倫理認(rèn)知等。2 因此，如何在了解家長(zhǎng)對(duì)教育懲戒態(tài)度的基礎(chǔ)上形成家?！捌跫s關(guān)系”，是每一所學(xué)校的管理者、班主任和任課教師應(yīng)該關(guān)注的重點(diǎn)和難點(diǎn)問(wèn)題。