萬小芬 王茜琛 王漢秦 康春花

(浙江師范大學心理學院,浙江省兒童青少年心理健康與危機干預智能實驗室,金華 321004)

1 引言

家長教育焦慮是指由社會、學校、家庭等多因素引起,家長在教育子女過程中產生焦慮、緊張、恐慌、不安等不良情緒。成方琪(2019)認為教育焦慮屬于狀態(tài)焦慮(Spielberger,1966),家長教育焦慮一般存在于子女受教育這一特定時間內,當子女脫離教育情境,家長的教育焦慮狀態(tài)可能減輕甚至消失,家長的教育焦慮水平也是多變的,當子女達到預期標準時水平更低。不少學者認為家長教育焦慮主要是對子女學業(yè)的焦慮,包括學習態(tài)度、能力和習慣,表現(xiàn)為對學習成效或學業(yè)成績的擔憂(常秀芹,靳小玲,董偉,2020)。馮博和宋莉莉(2018)通過訪談則發(fā)現(xiàn),家長教育焦慮還包括對子女自我照顧能力、社會適應、人際關系和溝通、性格發(fā)展和身心健康等的擔憂。智課教育聯(lián)合新浪教育發(fā)布的《2018年中國家長教育焦慮指數(shù)調查報告》指出手機成癮、校園安全和家長自身的成長發(fā)展問題已成為家長的新焦慮點。同時,子女的生活習慣、社會交往、就業(yè)、婚戀等方面也是家長教育焦慮的內容(常秀芹 等,2020)。

家長教育焦慮產生的原因可分為外部因素和內部因素。外部因素有優(yōu)質教育資源不足導致的教育公平問題(常秀芹 等,2020)、教育自身功利化價值(Restuccia &Urrutia,2004;周世軍,李清瑤,崔立志,2018)引發(fā)的階層躍遷需求(張濟洲,2015)和社會媒介因素渲染帶來的教育競爭如“劇場效應”(馮博,宋莉莉,2018)等。來自家長的內部因素主要有文化資本不可直接繼承性(Bourdieu,1984)引起的資本轉化風險、對子女過高教育期待與教育結果不匹配致使的落差心理、教育目標偏離激起的攀比心理和“雞娃”行為和家庭教育合作失調誘發(fā)的家庭關系緊張乃至矛盾激化等(耿羽,2021)。

根據焦慮-工作效率理論和家庭系統(tǒng)理論(family systems theory),家長過度的教育焦慮不利于自身的幸福,也不利于子女的成長和發(fā)展。家長的教育焦慮會影響自身的心理健康(何敏琪,何進軍,2020),增加心理壓力(Guajardo,Snyder,& Petersen,2010),降低其生活滿意度(姚本先,石升起,方雙虎,2011)。對子女來說,教育焦慮越高的家長對子女的要求就越高,越有可能導致壓抑的家庭環(huán)境,給子女帶來非常大的壓力(B?gels &Brechman-Toussaint,2006;徐曉曉,2021),最終出現(xiàn)親子關系變差(韓海棠,2018),子女發(fā)展受限(Dollberg,Hanetz Gamliel,& Levy,2021;高亞兵,胡晶晶,周麗華,屠筱青,2023)。此外,教育焦慮是一種狀態(tài)焦慮,會隨著教育情境和外界環(huán)境變化而改變(成方琪,2019)。因此,生活滿意度、親子關系和狀態(tài)焦慮可作為考察家長教育焦慮的效標。

目前研究家長教育焦慮多采用質性研究方法,如通過結構化訪談、半結構式或非結構化訪談來了解家長教育焦慮現(xiàn)狀,綜合分析其焦慮內容、探討焦慮成因和潛在的干預方法(馮博,宋莉莉,2018;常秀芹 等,2020)。雖然訪談能收集到更詳細的資料,對家長教育焦慮有更細致了解,但不便于大樣本的現(xiàn)狀調查。在量化研究方面,李金洲(2021)從狹義教育的范疇出發(fā)聚焦于“學習成績”、“學習態(tài)度”和“升學擇?！?只關注家長在學業(yè)方面的焦慮。在學業(yè)焦慮以外,韓海棠(2018)提出“親子互動”,李琳(2018)與何敏琪和何進軍(2020)都指出“健康焦慮”,何敏琪和何進軍(2020)還補充了“品行焦慮”和“安全焦慮”兩維度,成方琪(2019)提及“對自身教育能力的焦慮”?？v觀已有家長教育焦慮量化研究,研究者對維度的劃分還在探索階段;韓海棠(2018)的研究僅針對中產階層家長,李衍香(2021)的研究對象為小學生母親,缺乏普適性;且韓海棠(2018)與何敏琪和何進軍(2020)均未提供充足的測量學質量驗證指標。

研究擬在梳理前人研究的基礎上,結合已有質性和量化研究,及相關政策法規(guī),建構家長教育焦慮的內容維度,編制家長教育焦慮問卷,通過多樣本多視角的質量分析途徑,考察問卷的項目和信效度等測量學指標,為家長教育焦慮及家庭教育研究提供合理可用的評估工具。

2 家長教育焦慮問卷編制

2.1 概念界定

結合上述學者觀點,研究將家長教育焦慮定義為:家長在教育子女過程中,對不確定性教育結果的期待與憂愁時,所體驗到的緊張、不安、憂慮、煩惱、恐慌等情緒,其本質屬狀態(tài)焦慮,會隨著教育情境和外界環(huán)境變化而改變。

2.2 維度界定

韓海棠(2018)和李金洲(2021)都提出“學習成績”和“學習態(tài)度”,李琳(2018)提到“考試焦慮”,何敏琪和何進軍(2020)則指出“學業(yè)焦慮”,這些研究均把家長對子女的學業(yè)焦慮歸入家長教育焦慮,其已達成基本共識。因此,研究選取何敏琪和何進軍的“學業(yè)焦慮”表示家長對子女學業(yè)的焦慮。

在與成績相關的升學等未來發(fā)展層面上,不可否認目前家長教育趨于功利,期望子女完成階層躍遷,由此韓海棠(2018)和李金洲(2021)提出“升學擇?！本S度,韓海棠(2018)和何敏琪和何進軍(2020)均提出“未來發(fā)展焦慮”,成方琪(2019)則將李琳(2018)的“考試焦慮”和“就業(yè)焦慮”合并為成就焦慮。家長對子女抱有較高期待,但不確定的教育結果導致家長們有更高教育焦慮,研究將之總結為成就焦慮。

李琳(2018)在訪談中發(fā)現(xiàn),除了學習方面的各種焦慮,家長的焦慮還表現(xiàn)在對子女健康的擔憂,何敏琪和何進軍(2020)的研究同樣提到“身心健康焦慮”和“安全焦慮”,擔心子女身體狀態(tài)、心理條件和環(huán)境安全。研究選取何敏琪和何進軍(2020)的“身心健康焦慮”表示家長對子女的身心健康的焦慮,又稱健康焦慮。

《家庭教育促進法》強調未成年人的家長應針對不同階段的身心發(fā)展特點開展家庭教育,對家長與子女的溝通提出更高要求。韓海棠(2018)的“親子互動”中體現(xiàn)的是親子溝通,對于正處于“叛逆期”的中學生,正確有效地與其溝通成為一個難題。研究結合前人研究將之概括為由教育導致的各種親子沖突引發(fā)的家長與子女之間的溝通焦慮。

很多家長對于子女的人際溝通與交往能力也有不同程度的擔憂。何敏琪和何進軍(2020)的“品行焦慮”包括品德發(fā)展、行為習慣和學壞方面的擔憂,體現(xiàn)出面對青春叛逆期子女時家長擔憂其交到“亂七八糟”的朋友從而誤入歧途。研究將之擴充為人際焦慮,考慮其子女與同輩朋友間以及與老師的關系。

2.3 項目編制

確定了中學生家長教育焦慮的五維度結構后,研究設置了43個條目組成了中學生家長教育焦慮的問卷。因子1:學業(yè)焦慮,指家長擔憂其子女的學業(yè)問題,分別從學習態(tài)度、學習能力、學業(yè)成績等方面設置了11個題目,以X1-X11表示;因子2:成就焦慮,指家長對其子女日后所達成的成就的擔憂,分別從職業(yè)、經濟、地位等方面設置了6個題目,以C1-C6表示;因子3:健康焦慮,家長對于其子女身體健康、心理狀態(tài)以及安全問題的擔憂,分別從身體素質、心理健康、情緒狀態(tài)、明辨外界信息等設置了10個題目,以J1-J10表示。因子4:溝通焦慮,指家長對親子溝通之間的擔憂,分別從親子情緒引導及調試、親子信任與理解,親子沖突等設置了10個題目,以G1-G10表示;因子5:人際焦慮,家長對于其子女人際關系的擔憂,分別從其子女與同輩朋友間的關系、與老師的關系等設置了6個題目,以R1-R6表示;問卷采用李克特量表5級評分制。

3 家長教育焦慮問卷質量驗證

3.1 被試

樣本1:選取200名中學生家長作為被試進行小范圍原始教育焦慮問卷初測,用于初測的項目區(qū)分度分析、探索性因素分析。

樣本2:選取673名不同中學生家長發(fā)布修訂后的正式教育焦慮問卷,用于題目層面的網絡結構分析、驗證性因素分析和信度檢驗。

樣本3:另選取584名中學生家長完成正式教育焦慮問卷、生活滿意度量表、中學生親子關系問卷和狀態(tài)焦慮問卷,用于共同方法偏差檢驗和效標關聯(lián)效度分析。

3.2 工具

3.2.1 自編中學生家長教育焦慮問卷

該問卷最初由43個自編題目構成,包含學業(yè)、成就、健康、溝通、人際五個測量維度。采用Likert 5點計分法,分別記為1-5分,部分題目反向計分。該問卷的得分越高,說明家長的教育焦慮越高。

3.2.2 中學生親子關系問卷(家長作答版)

該量表由吳繼霞等(2011)編制,研究使用家長作答版的親子關系問卷,共26個項目用來測量家長與中學生之間的關系,包含四個維度,即理解溝通、苛責干涉、喜愛尊重、成長寬容,部分題目反向計分。采用Likert5點評分,分數(shù)越高親子關系質量越高。此問卷α系數(shù)為0.871,擬合指數(shù):χ2/df=1.779,GFI=0.88,CFI=0.89,RMSEA=0.052,問卷具有較好的信效度。

3.2.3 生活滿意度量表(SWLS)

該量表由Diener等(Diener &Suh,1999)編制,由5個問題組成,7級評分制,量表總分越高生活滿意度越強。此量表的α系數(shù)為0.78,擬合指數(shù):χ2/df=6.71,GFI=0.97,CFI=0.96,RMSEA=0.071(熊承清,許遠理,2009)。國內外多項研究也表明此量表信效度較好(Diener &Suh,1999;邱林,鄭雪,2005)。

3.2.4 狀態(tài)焦慮問卷(S-AI)

采用由Speilberger等人編制、李文利和錢銘怡(1995)修訂的狀態(tài)-特質焦慮量表(STAI)的分量表:狀態(tài)焦慮量表(S-AI)。該分量表共20個項目,采用4點計分法,分數(shù)越高說明狀態(tài)焦慮水平越高。在以往關于狀態(tài)焦慮的研究中,該分量表具有良好的心理測量學特征(唐凱晴 等,2015)。

3.3 研究程序

首先,將自編原始家長教育焦慮問卷作為初測問卷,在樣本1中進行小范圍初測,回收的數(shù)據用于項目區(qū)分度分析和探索性因素分析,根據分析結果進行項目篩選,編制正式的家長教育焦慮施測問卷;其次,將正式家長教育焦慮施測問卷在樣本2中發(fā)布,回收的數(shù)據用于題目層面的網絡結構分析、驗證性因素分析和內部一致性系數(shù)信度分析;最后,在樣本3中發(fā)放正式的中學生家長教育焦慮問卷和三個效標量表(學生親子關系問卷(家長作答版)、生活滿意度量表(SWLS)和狀態(tài)焦慮問卷(S-AI)),回收的數(shù)據用于共同方法偏差檢驗和效標關聯(lián)效度檢驗。

3.4 數(shù)據分析

采用SPSS19.0進行項目分析、探索性因素分析和信度檢驗;使用Amos24對數(shù)據進行驗證性因素分析以及效標關聯(lián)效度分析;使用R 4.1.1對數(shù)據進行題目層面的網絡結構分析。

3.5 研究結果

3.5.1 共同方法偏差檢驗

使用Harman單因子法進行共同方法偏差檢驗。對樣本3(N=584)中使用的所有問卷項目進行探索性因素分析,結果顯示特征值大于1的因子共13個,第一個因素解釋的方差變異為17.63%,小于40%的臨界值,說明共同方法偏差不顯著。

3.5.2 項目區(qū)分度分析

使用樣本1的數(shù)據(N=200)進行項目區(qū)分度分析,驗證每道題目的區(qū)分度。依據決斷值(CR)從低到高對樣本的得分進行排序,將前27%編為低分組,后27%編為高分組,進行獨立樣本t檢驗對比高分組和低分組上在各題目上的差異。如表1結果顯示:除G4外的其他題目均具有較好的區(qū)分度,將G4這個鑒別力不好的題目予以刪除。

表1 家長教育焦慮問卷的項目分析結果

3.5.3 探索性因素分析

使用刪去G4后的樣本1的數(shù)據(N=200)進行探索性因素分析(EFA)。Bartlett球形檢驗結果顯示,χ2=5651.613(p<0.001),KMO=.861,說明該數(shù)據適合進行因素分析。EFA采用主成分分析法,使用最大方差法進行正交旋轉,結果發(fā)現(xiàn)9個特征值大于1的因子,《教育研究的方法與工具》(董艷,2015)中指出,題目的因子載荷低于0.5或交叉載荷高于0.4時應刪除此題。所以,X10、X11、R1、G9、J1、J4需刪除;根據確定因素數(shù)的依據,各維度不能少于3個題目,因此因子6、7、8、9所包含的題目予以刪除。

再次進行因素分析,Bartlett球形檢驗結果顯示,χ2=4918.388(p<0.001),KMO=0.866,表明數(shù)據適合做因素分析。第二次因素分析提取了六個主成分,比預先構想的維度多一個,結果見表2?；乜磫柧戆l(fā)現(xiàn)因子5與因子6均為家長對其子女人際關系的擔憂,故將其合并為一個維度,為人際焦慮;由此,正式的中學生家長教育焦慮問卷包括5個因子,分別為:因子1學業(yè)焦慮(X1-X9),因子2溝通焦慮(G1-G3、G5-G8、G10),因子3健康焦慮(J2、J5-J10),因子4成就焦慮(C1-C2、C4-C6),因子5人際焦慮(R2-R5),累計解釋率為69.401%。

表2 第二次因素分析結果

3.5.4 題目層面的網絡結構

將以上題目整理成正式問卷,面對符合要求的中學生家長發(fā)放,本次數(shù)據的收集采用線上問卷的形式,共收回有效數(shù)據673份,即使用樣本2的數(shù)據(N=673)進行題目層面的網絡結構分析。該中學生家長樣本的教育焦慮網絡如圖1所示。從圖中可以看出,家長教育焦慮各維度的內部題目相關性都較高,說明家長教育焦慮題目的劃分能夠在一定程度上反應其所屬特質,此網絡結構分析結果與家長教育焦慮理論結構一致。相關穩(wěn)定性系數(shù)(CS)代表可刪除樣本的最大比例,可用來量化網絡中心性指數(shù)的穩(wěn)定性,一般來說,CS>0.25可接受,CS>0.5表明網絡穩(wěn)定性較好(Epskamp,Borsboom,& Fried,2018)。家長教育焦慮問卷完整樣本的強度中心度的相關穩(wěn)定性系數(shù)為0.672,表明該結構穩(wěn)定性較好。

圖1 家長教育焦慮GGM網絡

3.5.5 驗證性因素分析

對樣本2(N=673)的收回數(shù)據用Amos軟件進行驗證性因素分析,為進一步驗證問卷的結構,結果如表3所示。

表3 驗證性因素分析結果

結果發(fā)現(xiàn):χ2/df為3.392<5,CFI、TLI、IFI均超過0.9,GFI接近0.9,RMSEA為0.060<0.08,模型擬合各項指標均符合測量學標準,證明問卷具有較好的結構效度。

3.5.6 信度分析

研究選用的信度指標是內部一致性系數(shù)。結果顯示,該問卷的α系數(shù)為 0.904,學業(yè)焦慮、成就焦慮、人際焦慮、溝通焦慮、健康焦慮各維度的α系數(shù)分別為0.956、0.843、0.870、0.903、0.878,問卷總信度以及各維度信度均大于0.8,表明問卷具有較好的信度。

3.5.7 效標關聯(lián)效度分析

研究選取親子關系、生活滿意度和狀態(tài)焦慮作為效標關聯(lián)效度指標,使用Amos對樣本3(N=584)問卷數(shù)據構建如圖2中的模型,擬合指數(shù)如表4所示:χ2/df為4.434<5,CFI、TLI、IFI、GFI均超過0.9,RMSEA為0.077<0.08,該模型擬合各項指標均符合測量學標準。結果發(fā)現(xiàn):教育焦慮負向預測親子關系和生活滿意度,且與狀態(tài)焦慮相關,因此該問卷具有較好的效標關聯(lián)效度。其中,教育焦慮對親子關系的影響效應最大為-0.92,生活滿意度其次為-0.61,與狀態(tài)焦慮的相關系數(shù)為0.59,以上數(shù)據均顯著。教育焦慮程度越重,親子關系越差,生活滿意度越低,同時教育焦慮與狀態(tài)焦慮相關顯著,為強相關。

表4 效標關聯(lián)效度分析結構模型的擬合指數(shù)

4 討論

隨著社會對教育的高度重視,越來越多的教育負擔導致家長普遍存在教育焦慮,浮躁的社會和焦慮的父母導致了“空心”的孩子?？紤]到家長教育焦慮問題的嚴峻,有必要分析家長教育焦慮的本質、內容及產生原因,真正重視家長教育焦慮的存在。

Amy Morin(2014)指出內心強大的父母絕不讓恐懼支配自己的選擇,絕不苛求完美,絕不凡事都往壞處想。父母不要總是關注孩子飛得高不高,要關注孩子飛得累不累,要幫孩子塑造強大的內心,而不是要他擅長所有的事,一個內心強大的孩子,就算暫時低飛,也能很快崛起。2021年7月中辦國辦印發(fā)《“雙減”意見》明確提出“做好義務教育階段減負工作,營造良好教育生態(tài),有效緩解家長焦慮情緒,促進學生全面發(fā)展、健康成長”。同年10月23日通過《家庭教育促進法》強調“重視家庭教育,推進學校教育和家庭教育相互配合,落實‘雙減’,注重未成年人身心健康”?？傊?父母應淡定,教育不能過于功利,養(yǎng)其身,養(yǎng)其心,養(yǎng)其志,養(yǎng)其智。

通過梳理前人研究,結合質性和量化研究結果,研究用量化的形式,對家長教育焦慮這一領域擴大樣本量進行調查。進一步聚焦家長教育焦慮這一概念,在前人研究的基礎上重新定義并完善家長教育焦慮的維度,將中學生家長教育焦慮劃分為學業(yè)、成就、健康、溝通、人際五個維度,編制一個信效度較高的家長教育焦慮問卷。

CFA結果顯示家長教育焦慮的模型擬合各項指標均符合測量學標準,該問卷具有較好的結構效度,正式的中學生家長教育焦慮問卷包括5個因子,分別為學業(yè)焦慮、溝通焦慮、健康焦慮、成就焦慮和人際焦慮,共34題。家長教育焦慮項目層面的網絡建模提供了題目間相關信息,結果表明家長教育焦慮問卷的結構穩(wěn)定性較好(Epskamp et al.,2018)。研究選取親子關系、生活滿意度和狀態(tài)焦慮作為效標關聯(lián)效度指標,結構模型分析結果顯示,教育焦慮負向預測親子關系和生活滿意度,且與狀態(tài)焦慮相關,這些結果與以往研究的發(fā)現(xiàn)基本一致(姚本先 等,2011;韓海棠,2018;成方琪,2019),說明中學生家長教育焦慮問卷具有優(yōu)秀的效標關聯(lián)效度。在信度方面,內部一致性系數(shù)符合心理測量學標準,具有較好的信度。

總之,中學生家長教育焦慮問卷包括34題,共5個因子(學業(yè)焦慮、溝通焦慮、健康焦慮、成就焦慮和人際焦慮),多樣本多視角的質量分析均表明這五個因子共同解釋中學生家長教育焦慮。問卷結構清晰,題目數(shù)量適中,同時效度較好,內部一致性信度達標,是測量中學生家長教育焦慮的有效工具。

5 結論

(1)中學生家長教育焦慮問卷包括5個因子,分別為學業(yè)焦慮、溝通焦慮、健康焦慮、成就焦慮和人際焦慮,共34題。

(2)中學生家長教育焦慮問卷的信、效度指標均符合心理測量學標準,可用于測量中學生家長的教育焦慮問卷。