家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷的編制

李 云，桑青松，凌 晨

（安徽師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，安徽 蕪湖 241000）

家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷的編制

李 云，桑青松，凌 晨

（安徽師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，安徽 蕪湖 241000）

為編制家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)的動機(jī)問卷，依據(jù)前期開放式問卷、訪談以及國內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)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(xué)生家長，探索性因素分析顯示家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)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(jìn)行了正式問卷的測量，驗證性因素分析支持家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷的結(jié)構(gòu)。綜合信度、效度分析的結(jié)果，表明家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷符合心理測量學(xué)的要求，可用于測評小學(xué)生家長參與家庭作業(yè)動機(jī)的狀況。

家長參與；家庭作業(yè)；小學(xué)生；動機(jī)；問卷

1 引言

家庭作業(yè)是學(xué)校教師布置給學(xué)生，讓他們在課外時間完成的任務(wù)[1]。教師布置家庭作業(yè)的初衷是讓學(xué)生獨立完成，但因為學(xué)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(hù)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(xué)生學(xué)習(xí)成績帶來的影響，但是結(jié)果并不一致。Patall、Cooper和Robinson進(jìn)行的元分析顯示訓(xùn)練父母參與孩子的家庭作業(yè)能帶來的積極結(jié)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(xué)階段還可能提升小學(xué)生的學(xué)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(xué)生的學(xué)業(yè)成績帶來的是負(fù)面影響，或者是不存在影響[3-4]。

造成研究結(jié)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(chǎn)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(jī)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(rèn)為自己有責(zé)任參與其中；自己的參與可以帶來積極的結(jié)果；接受邀請（來自學(xué)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(zé)任。很多的父母把培養(yǎng)孩子的認(rèn)知能力，取得學(xué)業(yè)成功作為為人父母的首要任務(wù)[7]。當(dāng)家長認(rèn)為自己可以提供正確的指導(dǎo)，能夠幫助孩子，提高孩子的學(xué)習(xí)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(xué)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(jī)驅(qū)動下的家長參與行為也將會是不同的，進(jìn)而會對學(xué)生的學(xué)習(xí)產(chǎn)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(rèn)為孩子的教育不僅僅是個人的責(zé)任，孩子的學(xué)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(qiáng)烈的動機(jī)幫助孩子學(xué)習(xí)?；谝陨显?，本研究在前人理論研究的基礎(chǔ)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(jī)的問卷，可以用來明確測查小學(xué)生家長的參與動機(jī)。

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(jī)的理論構(gòu)想與實際情況的符合性，本研究對8名小學(xué)生家長、15名小學(xué)生、10名小學(xué)教師進(jìn)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(xué)的學(xué)生家長進(jìn)行調(diào)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(jìn)行編碼?！靶W(xué)”、“初中”、“高中及中?！薄ⅰ按髮W(xué)（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(xué)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(xué)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(zhì)性研究 本研究希望通過開放式問卷和訪談的結(jié)合，了解家長參與孩子家庭作業(yè)的動機(jī)。自編的《家長參與家庭作業(yè)開放式問卷》包含人口學(xué)問題和三個開放式問題。人口學(xué)問題分別為學(xué)生的性別，年級，父母親的學(xué)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(rèn)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(nèi)容也根據(jù)這三個題目展開。

對開放式問卷調(diào)查的結(jié)果和訪談內(nèi)容進(jìn)行歸納分析，將家長參與動機(jī)概括為四類。第一類是家長角色，家長們普遍認(rèn)為參與家庭作業(yè)是家長應(yīng)盡的責(zé)任與義務(wù)，為人父母者，應(yīng)該關(guān)注孩子的教育。第二類是指向效果的動機(jī)，家長認(rèn)為自己的參與行為可以給孩子的學(xué)習(xí)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(xué)習(xí)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(jié)出來的，很多家長認(rèn)為自己有能力對孩子的家庭作業(yè)行為產(chǎn)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(xué)業(yè)上的幫助，例如監(jiān)督孩子完成家庭作業(yè)等。當(dāng)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(zhì)性研究結(jié)果和維度構(gòu)想，進(jìn)行了問卷的初步編制，5名心理學(xué)專業(yè)人員就這些條目進(jìn)行了評價，并提出修改建議。最終在家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)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(xué)生，讓學(xué)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(xué)生要求填寫學(xué)號 （缺失數(shù)據(jù)為6名），以便取得他們語文、數(shù)學(xué)、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(jìn)行探索性因素分析；采用AMOS7對正式施測的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因素分析。

3 結(jié)果與分析

3.1 探索性因素分析

在進(jìn)行探索性因素分析之前，需要對預(yù)測問卷進(jìn)行項目分析。首先，計算各題項與總分之間的相關(guān)系數(shù)，判斷標(biāo)準(zhǔn)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(guān)沒有達(dá)到此標(biāo)準(zhǔn)；第二步，對44個題項的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行鑒別。標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)行初次探索性因素分析，進(jìn)一步的篩選觀測變量。本研究采用的標(biāo)準(zhǔn)是：因素的最大負(fù)荷值lij〈0.40；共同度hi2〈0.16；最大負(fù)荷值lij與共同度hi2之比〈0.5；最大兩個負(fù)荷值lij之差與共同度hi2之比〈0.25[11]。按照這個標(biāo)準(zhǔn)，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(jìn)行因素分析。首先進(jìn)行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗?？疾霮MO值是否適合進(jìn)行因素分析，要看KMO值的大小，當(dāng)KMO值大于0.7時即可進(jìn)行因素分析。檢驗結(jié)果表明，KMO值為0.893，說明樣本大小適合進(jìn)行因素分析；Bartlett球形檢驗χ2=4075.644，df=253,p〈0.001，達(dá)到顯著水平，說明可以對數(shù)據(jù)進(jìn)行因素分析。

應(yīng)用主成分法進(jìn)行因素分析，進(jìn)行極大方差旋轉(zhuǎn)。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(zhuǎn)中因子之間的相關(guān)程度上很小的，因為沒有人會接受兩個高度相關(guān)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(zhuǎn)。結(jié)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(nèi)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(jìn)行因素分析，得出最終的因素負(fù)荷矩陣。確定了3個因素，保留了19個題項，構(gòu)成家長動機(jī)正式問卷。根據(jù)項目內(nèi)容對3個因素命名：F1包含的題目表達(dá)的意思是家長認(rèn)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(dá)的意思是家長擔(dān)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(xué)習(xí)，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(jié)果見表1。

表1 家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷的因素結(jié)構(gòu)

通過表1可以看出，家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)是由期待積極影響；避免消極影響；家長效能感三個維度構(gòu)成。從探索性因素分析的結(jié)果可以看到，每個項目在對應(yīng)的因素上的負(fù)荷都較高；三個因素累計解釋了56.490%的變異，所以可以認(rèn)為此份問卷的結(jié)構(gòu)和內(nèi)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(jié)果編制出正式問卷。對正式問卷施測的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型擬合比較理想，相關(guān)參數(shù)見表2。

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

3.3 信度指標(biāo)

本研究以問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)、分半信度作為信度指標(biāo)，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(nèi)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(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷信度系數(shù)

3.4 效度指標(biāo)

3.4.1 內(nèi)容效度 在已有理論研究的基礎(chǔ)上提出了問卷內(nèi)容的初步構(gòu)想。根據(jù)開放式問卷對初步構(gòu)想的維度進(jìn)行了刪選，編制了初測問卷的條目。請心理學(xué)專家、碩士研究生以及小學(xué)教師、學(xué)生家長對問題的適合性進(jìn)行了評價。然后通過對兩次調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)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(nèi)容效度。

3.4.2 結(jié)構(gòu)效度

為了考察本問卷的結(jié)構(gòu)效度，計算了各因子之間的相關(guān)以及各個因子與總分之間的相關(guān)（見表4）。從表4可以看出，各因子間相關(guān)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(guān)系數(shù)中等偏高，達(dá)到了顯著水平，表示各維度與整體構(gòu)念之間比較一致，較好地反映了問卷所要測查的內(nèi)容。以上結(jié)果說明問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

表4 各因子及其與總分之間的相關(guān)

3.4.3 相關(guān)分析

由于缺乏同類的動機(jī)問卷，在研究中使用學(xué)生的學(xué)業(yè)成績來考察效標(biāo)效度。在家庭作業(yè)上花費的時間量與學(xué)業(yè)成績是負(fù)相關(guān)，學(xué)業(yè)成績越低，學(xué)生可能存在更多的不良習(xí)慣，花在作業(yè)上的時間要比成績高的學(xué)生多[13]，所以家長會更擔(dān)心孩子不能順利完成作業(yè)。那么學(xué)習(xí)成績較差的學(xué)生家長避免消極影響這個因子的得分應(yīng)該會過高。相關(guān)分析表明，語文、英語的成績與避免消極影響呈顯著負(fù)相關(guān)。（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(yù)測因素研究中強(qiáng)調(diào)家庭社會經(jīng)濟(jì)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(yù)測家庭的社會經(jīng)濟(jì)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(jié)果發(fā)現(xiàn)，家長受教育水平與家長效能感呈顯著正相關(guān)（r=0.212,p〈0.01）。這些相關(guān)研究的結(jié)果為問卷的區(qū)分效度和效標(biāo)效度提供了證據(jù)。

3.5 小學(xué)生家長參與動機(jī)的特點

不同性別的學(xué)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(xué) 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(jié)果表明期待積極結(jié)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(jìn)一步分析表明，在小學(xué)低、中年級階段，家長對于積極結(jié)果的期待沒有顯著差異，但是高年級學(xué)生的家長在期待積極結(jié)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(rèn)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(qiáng)調(diào)了效能感與指向結(jié)果的動機(jī)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(rèn)為家長效能感是指家長認(rèn)為自己有能力帶來積極的結(jié)果[6]201。所以綜合質(zhì)性研究結(jié)果，我們將家長效能感與指向結(jié)果的動機(jī)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(jī)是十分強(qiáng)烈的，導(dǎo)致在初測問卷中關(guān)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(qiáng)烈的動機(jī)的影響，家長不僅僅期待積極結(jié)果，避免消極結(jié)果的動機(jī)也很強(qiáng)烈。孩子的邀請參與可以部分解釋家長參與的動機(jī)[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(jī)。

在家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷的編制過程中，首先，我們從既有的理論研究中設(shè)定家長參與動機(jī)問卷的理論構(gòu)想，再結(jié)合開放式問卷和訪談等質(zhì)性研究結(jié)果，確定了初測問卷。這樣可以確保問卷的內(nèi)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(jī)的三個維度。最后，通過重新取樣，對家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)問卷進(jìn)行了驗證性因素分析。結(jié)果表明，模型的擬合指數(shù)達(dá)到了可接受的標(biāo)準(zhǔn)，說明問卷的結(jié)構(gòu)效度較好。結(jié)合各項信度系數(shù)，說明此份問卷符合心理測量學(xué)的各項標(biāo)準(zhǔn)，可以作為測查家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)的工具使用。

在正式施測所得出的結(jié)果中，語文、英語成績較低的學(xué)生，其家長避免消極動機(jī)越強(qiáng)烈，但是學(xué)生的數(shù)學(xué)成績則沒有產(chǎn)生影響，可能是因為4年級學(xué)生數(shù)學(xué)成績都比較高，影響了相關(guān)研究的結(jié)果。從另外一個角度來解釋，父母避免消極結(jié)果這個動機(jī)，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(xué)習(xí)[18]。男孩家長避免消極影響的動機(jī)更強(qiáng)烈，可能是因為學(xué)生的性別可以調(diào)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(xué)生有了升學(xué)壓力，父母更加重視學(xué)生的學(xué)業(yè)成績，他們期待積極影響的動機(jī)更加強(qiáng)烈，希望通過完成高質(zhì)量的家庭作業(yè)取得好成績的動機(jī)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(jié)果也是一致的[15]518。擁有不同人口學(xué)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(xué)業(yè)成績有最強(qiáng)的相關(guān)。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(jīng)濟(jì)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(jī)激發(fā)人類的活動，家長持有不同的參與動機(jī)，他們所采取的參與行為也將是不同的。所以準(zhǔn)確理解家長的參與動機(jī)是如何形成的，受到哪些因素的影響，怎樣激發(fā)、轉(zhuǎn)變家長的參與動機(jī)，這些都是值得進(jìn)一步深入研究的問題。

5 結(jié)論

（1）家長參與小學(xué)生家庭作業(yè)的動機(jī)結(jié)構(gòu)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(xué)生家庭作業(yè)問卷具有良好的理論構(gòu)想、信度和效度指標(biāo)，可用于測評小學(xué)生家長參與家庭作業(yè)動機(jī)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(xué)教育科學(xué)學(xué)院碩士研究生，研究方向為教育心理學(xué)；桑青松（1972-），男，安徽合肥人，安徽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院教授、碩士生導(dǎo)師，主要從事教育心理學(xué)研究；凌晨（1986-），女，安徽合肥人，安徽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院碩士研究生，研究方向為教育心理學(xué)。

[責(zé)任編輯：束仁龍]