中小學教師不當反饋對家長建言行為影響的實證研究

賈廣涵 伍飛璇

（華南師范大學公共管理學院 廣東·廣州 510006）

隨著對社會發(fā)展需求和學生成長需要的了解和研究的不斷深入，學生的成長不僅局限在學校的觀點早已被廣泛認同，家校合作作為新型的教育模式也已成為很多學校教育工作的策略之一，甚至已成為某些學校的辦學特色。而家校合作不僅僅重視學校對家庭教育的指導，還強調(diào)家長對學校教育的參與。學校通過聽取家長對教師教學、學校管理的意見和建議，可以促進學校工作的不斷改進，并與家長合作幫助學生解決學習、生活、成長中的苦惱與困惑。因此，充分發(fā)揮家長的智慧，使家長們在家長座談會、校長郵箱等時機主動為學校的教學和運作獻計獻策，對于學校在學生培養(yǎng)和自身發(fā)展中顯得至關重要。

一、相關概念的界定及假設的提出

建言行為近年來備受學界關注，它是一種主動性的角色外行為，并被廣泛運用于提升組織競爭優(yōu)勢和績效的研究當中。對于建言行為最為研究者們所接受的是Van Dyne等（2003）的定義，他們將建言行為定義為是基于合作的目的，表達與工作有關的意見、信息和觀點。建言行為的概念雖多用于企事業(yè)單位，但也適用于教育領域。在家長與學校的合作中，由學校管理人員-家長（校家長委員會）和班主任-家長（班級家長會）等形成了以更好的培養(yǎng)孩子為根本目的的組織。在這些組織中，家長扮演著配合學校教育與管理、延伸學校教育與管理和協(xié)助學校達到培養(yǎng)目標的角色。在家長與教師的互動和聯(lián)系中，家長的建言行為就出現(xiàn)了。

但是一個不可回避的問題是，大多數(shù)的家長會擔心就學校教學與管理工作發(fā)表看法或意見、建議會造成自己與學校教師間的人際關系緊張，進而影響教師對孩子的培養(yǎng)，而最終使家長采取沉默不建言的態(tài)度。

（一）家長建言行為概念的界定

Van Dyne和Lepine（1998）提出了建言行為是以改進組織現(xiàn)狀為目的而提出的創(chuàng)新型建議或修改性建議，而不僅僅是一種批判性的行為。他們更加強調(diào)建言行為的出發(fā)點是為了提高組織的績效。

De Dreu和Van Vianen（2001）提出了建言行為是為了完成工作發(fā)表的意見、觀點，及新的可供選擇的方法。這個定義更加強調(diào)建言行為的創(chuàng)新型，認為它會促使工作更好的完成。

Premeanx和Bedeian（2003）認為建言行為是公開的表達自己對其他人觀點和行為的看法，提出可替換的方式或開辟新的途徑來解決工作中的問題。他們更加側(cè)重于建言行為的表現(xiàn)形式。

而目前最為研究者們所接受和普遍認可的建言行為的定義是由Van Dyne等人（2003）提出的，他們將建言行為定義為是基于合作的目的，表達與工作有關的意見、觀點和信息的行為。

根據(jù)已有的建言行為的相關文獻，以往對建言行為前因變量的研究可以主要分成兩類：一類是從組織層面來看的環(huán)境因素，如組織氛圍、領導風格等因素；另一類是從個體層面來看的個體因素，如認知風格、個性差異、個人情緒等因素。

李銳和凌文栓等（2009）研究了上司不當督導隊下屬建言行為的影響及其作用機制。結(jié)果表明不當督導對促進性建言和抑制性建言均有顯著的負向影響，組織支持感在不當督導和建言行為之間起到中介作用。這對本研究具有很重要的參考價值。

在以往研究的理論基礎上，本研究中家長建言行為的概念是指家長基于和教師共同培養(yǎng)孩子成長成材的目的，主動的向?qū)W校教師表達的觀點和提出的意見、建議。維度劃分采用Liang和Farh（2008）的二維建言——促進性建言和抑制性建言。所探究的前因變量教師不當反饋屬于環(huán)境因素的范疇。

（二）教師不當反饋概念的界定

Wiseman 和 Hunt（2001）把教師反饋定義為“教師提供給學生的信息，一般以口頭或書面形式，告知他們學習進程的狀況；越具體，越有規(guī)律，反饋就越深刻”。

劉楊（2007）根據(jù)以往的研究成果，將教師反饋綜合定義為：老師對學習者的反應，包括語言和非語言的形式，目的是為了激發(fā)學生的學習動機。

基于教師反饋在相關文獻中的定義，并參考了Tepper（2000）對不當督導的定義，本研究中的教師不當反饋是指家長對于教師針對其建言表現(xiàn)出語言性或非語言性敵意行為的程度的知覺。此反饋行為的對象是家長，反饋的方式是不當?shù)?，且此前因變量是家長的感知或知覺。

根據(jù)劉楊（2007）對教師反饋的分類，并借鑒Mitchell和 Ambrose（2007）對不當督導的分類，教師不當反饋可分為兩大類：一類反映了教師的主動性不當行為，如嘲笑家長的建言，在別人面前貶低家長的建言，指責家長能力不足，對建言家長的孩子有不客觀的負面印象、態(tài)度和行為等；另一類則反映了較為被動的不當反饋行為，如對家長的建言不理不睬，漠視家長的建言行為，不履行對家長的承諾等。

結(jié)合以往的文獻，學者們對教師反饋的研究多是集中在針對學生的正當反饋行為，而針對家長的反饋行為研究較少。在針對學生的教師反饋研究中，比較多的是研究在外語課程中教師反饋的影響。如楊麗和袁城（2009）研究了英語專業(yè)學生對寫作中教師反饋和同伴反饋的認識與偏向，結(jié)果表明在不同的寫作反饋形式中，學生最喜歡教師反饋，并且這種傾向和他們的寫作水平?jīng)]有聯(lián)系，合理結(jié)合教師反饋和同伴反饋能提高英語寫作教學效率。這也說明了教師反饋是兩種反饋來源中學生最重視的反饋，教師反饋對學生的影響是不言自明的。

雖然針對教師對家長不當反饋的研究很少，但以往研究教師與家長關系的文章也對本研究有借鑒的意義。如李靖（2012）指出“家長與教師間產(chǎn)生沖突的主要原因是家長的新興意識對教育提出的新要求、教師的新教育理念與家長的舊評價機制存在矛盾、教師的專業(yè)素養(yǎng)不夠高、教師權(quán)威的逐步消解等。在化解沖突方面提出，雙方應正視沖突，不采取回避的態(tài)度，加深理解，相互尊重。學校也應為家長和教師雙方搭建合作、溝通的橋梁”。

王玉艷（2011）提出，教師在與家長溝通時，教師首先要加強自身修養(yǎng)；其次教師在對待后進生的家長時，要理解優(yōu)等生家長的心情；最后，要充分利用家長中的有利資源。

可以看出，教師與家長在圍繞對孩子的教學方式、教學理念等方面可能存在著矛盾。在化解這些沖突而達到有效溝通的策略中，也強調(diào)教師要提高自身修養(yǎng)，重視家長的意見，充分利用家長中的有利資源等，這也使得本研究具有現(xiàn)實意義。

（三）研究假設的提出

根據(jù)上述文獻綜述，提出以下研究假設：

H1：教師不當反饋對家長的抑制性建言具有顯著的負向影響；

H2：教師不當反饋對家長的促進性建言具有顯著的負向影響。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

由于本研究探討的焦點是中小學教師不當反饋如何影響家長的建言行為，故調(diào)查對象為孩子正處于中小學階段的家長。為保證家長已有足夠的時間與教師建立聯(lián)系和溝通，故在樣本選取時要求小學家長的孩子在讀二年級或以上、初中家長的孩子在讀八年級①自2011年始，國家規(guī)定采用新課標教材的初中，其年級名稱的設定由初一、初二、初三更名為七年級、八年級、九年級。或以上、高中家長的孩子在讀二年級或以上。

本研究選取了廣州、深圳、珠海共計6所中小學的學生家長進行了調(diào)查，并考慮了家長的性別、孩子的性別、家長的學歷及家長的工作性質(zhì)的分布情況。問卷共發(fā)放了450份，發(fā)放對象所屬的小學、初中、高中比例為1：1：1，收回有效問卷342份，有效回收率為76%。在進行大樣本調(diào)查之前，為使問卷具由良好的信度和效度，本研究還進行了小樣本預測。小樣本預測中樣本選取的原則與大樣本調(diào)查的原則一致，問卷共發(fā)放了150份，收回的有效問卷為109份，問卷的有效回收率為72.7%。并根據(jù)小樣本預測得到的數(shù)據(jù)通過因子分析和測量a系數(shù)檢驗問卷的效度和信度。

（二）研究工具

1、教師不當反饋的測量

本文對教師不當反饋的測量改編自Tepper（2000）編寫的15項目問卷，原問卷中文版本采用了臺灣學者吳宗佑通過回覆翻譯的方法修訂的問卷，該學者已經(jīng)證實此量表具有較好的信度和效度，同時Aryee等人（2007）也已經(jīng)將該量表施測于中國樣本。

改編后的量表共11題，采用Likert5點記分法：1、非常不相符；2、不相符；3、不確定；4、相符；5、非常相符。問卷只有一個維度即教師不當反饋，由家長提供評價。

2、家長建言行為的測量

測量家長建言行為的量表改編自Liang和Farh（2008）所開發(fā)的本土化二維度建言量表，原量表含11個項目（促進性建言5題，抑制性建言6題），該問卷具有良好的中國背景適用性，并且有中文版本，因此不需要進行翻譯的工作。此外，該問卷已在不同的實證研究中得到應用（如：梁建、唐京，2009；徐冀，2009；李銳等，2009），顯示出較好的信效度。

改編后的量表共8題，采用Likert5點記分法：1、非常不相符；2、不相符；3、不確定；4、相符；5、非常相符。問卷有兩個維度即促進性建言和抑制性建言，由家長進行自評。

3、統(tǒng)計分析

本研究采用SPSS18.0統(tǒng)計軟件進行描述性統(tǒng)計分析、探索性因子分析、T檢驗、單因素方差分析、相關分析等操作，探討教師不當反饋對家長建言行為的影響。

三、研究結(jié)果與分析

（一）量表的信度和效度

本研究所采用的量表雖已是被廣泛使用的成熟量表，但運用于中國家長的情況并不多，因此有必要對量表的信度和效度重新檢驗。

本研究采用Cronbach’sа系數(shù)檢驗信度，а值越高代表信度越好，量表越穩(wěn)定。通常認為а值應在0.6以上，а值為 0.7～0.8 是比較好，а值為 0.8～0.9 是非常好。

效度的檢驗采用了探索性因子分析，通過主成分分析法（Principal components）和正交轉(zhuǎn)軸中的最大變異法（Varimax）進行檢驗。依據(jù) Kaiser（1974）的觀點，認為KMO值應在0.6以上才可進行因子分析，KMO值為0.9以上為非常適合做因子分析。本研究中的因子分析遵守的原則是：（1）因子負荷低于0.5的題項予以刪除；（2）同個題項在各因子上的負荷比較接近時予以刪除；（3）刪除題項后應再次進行因子分析。

經(jīng)過因子分析對量表效度的檢驗并刪減題項后，量表的信度如下：

3.1 教師不當反饋量表的信度分析

3.2 家長建言行為量表的信度分析

根據(jù)表3.1和3.2可知，兩個量表的信度非常好。

（二）相關關系的檢驗

在進行相關關系檢驗之前，本研究還針對人口統(tǒng)計學變量做了獨立樣本T檢驗和單因素方差分析。因為，除自變量會影響中介變量和結(jié)果變量之外，控制變量也會對兩種變量產(chǎn)生影響。而獨立樣本T檢驗和單因素方差分析的結(jié)果顯示，四種人口統(tǒng)計學變量對本研究中因變量的影響均不顯著。因此，在相關中，不再考慮控制變量對家長建言行為的影響。

運用Pearson相關分析法檢驗教師不當反饋和建言行為間的相關關系，結(jié)果如下表。

3.3 教師不當反饋、抑制性建言行為和促進性建言行為的相關系數(shù)矩陣

根據(jù)表3.3可知相關分析的結(jié)果為：教師不當反饋與家長抑制性建言行為顯著負相關；教師不當反饋與家長促進性建言行為顯著負相關。假設H1和H2得到驗證。

四、討論

教師不當反饋對家長建言行為兩個維度有顯著的負向影響，得到此結(jié)果的原因可能是：第一，家長做出建言行為的根本目的是為了讓自己的孩子得到更好的教育和更加健康的成長，而教師的不當反饋可能直接使得自己的孩子會受到不公平的待遇，這就可能導致孩子的正常教育受到威脅，從而導致家長不建言。第二，教師的不當反饋行為可能會使得家長對教師有了負面的印象，認為教師非但不會采納自身的建言，甚至還會導致教師與自身人際關系的緊張，更有可能使自身遭到難以接受的不當指責或“冷暴力”，據(jù)此，家長在面對下一次建言機會時，可能會選擇不建言。

五、結(jié)論

本研究在梳理和分析了國內(nèi)外與建言行為有關的文獻的基礎上，以中小學家長為調(diào)查對象收集了第一手數(shù)據(jù)，并通過系列的統(tǒng)計分析，探討了中小學教師不當反饋對家長建言行為的影響。研究得出的主要結(jié)論如下：

中小學教師不當反饋是影響家長建言行為的重要原因之一，對家長建言行為可以產(chǎn)生顯著的負向影響。

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[3]邵海英.員工建言行為的研究綜述[J].經(jīng)濟視角，2011（4）.

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