中學生家長教育焦慮問卷編制及質(zhì)量驗證

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(chǎn)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(nèi),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?qū)W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(diào)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(nèi)容(常秀芹 等,2020)。

家長教育焦慮產(chǎn)生的原因可分為外部因素和內(nèi)部因素。外部因素有優(yōu)質(zhì)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(nèi)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(zhuǎn)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(diào)誘發(fā)的家庭關系緊張乃至矛盾激化等(耿羽,2021)。

根據(jù)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(zhì)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(nèi)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(diào)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(chǎn)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(zhì)量驗證指標。

研究擬在梳理前人研究的基礎上,結合已有質(zhì)性和量化研究,及相關政策法規(guī),建構家長教育焦慮的內(nèi)容維度,編制家長教育焦慮問卷,通過多樣本多視角的質(zhì)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(zhì)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(diào)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(jīng)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(zhì)、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(diào)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(zhì)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(wǎng)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(zhì)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(nèi)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(zhì)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(jù)用于項目區(qū)分度分析和探索性因素分析,根據(jù)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(jù)用于題目層面的網(wǎng)絡結構分析、驗證性因素分析和內(nèi)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(jù)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(jù)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(jù)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(jù)進行題目層面的網(wǎng)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(jù)(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(jù)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(jù)(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(jù)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(zhuǎn),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(jù)確定因素數(shù)的依據(jù),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(jù)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(wǎng)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(jù)的收集采用線上問卷的形式,共收回有效數(shù)據(jù)673份,即使用樣本2的數(shù)據(jù)(N=673)進行題目層面的網(wǎng)絡結構分析。該中學生家長樣本的教育焦慮網(wǎng)絡如圖1所示。從圖中可以看出,家長教育焦慮各維度的內(nèi)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(zhì),此網(wǎng)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(wǎng)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(wǎng)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(wǎng)絡

3.5.5 驗證性因素分析

對樣本2(N=673)的收回數(shù)據(jù)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(nèi)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(jù)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(jù)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(zhì)、內(nèi)容及產(chǎn)生原因,真正重視家長教育焦慮的存在。

Amy Morin(2014)指出內(nèi)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(nèi)心,而不是要他擅長所有的事,一個內(nèi)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(diào)“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(zhì)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(diào)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(wǎng)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(nèi)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(zhì)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(nèi)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。