林李楠，曹寧寧

（1.沈陽師范大學 學前與初等教育學院，遼寧 沈陽 110034；2.大連理工大學 人文與社會科學學部，遼寧 大連 116024）

一、問題提出

自20世紀70年代美國心理學家鮑姆琳德（Diana Baumrind）提出家庭教育方式分類理論以來，大量研究不斷證明，不同的教養(yǎng)方式對兒童社會性發(fā)展和個性形成會產(chǎn)生重大影響。多年來，國內(nèi)學者在此領域有著非常豐富而深入的研究，也形成了很好的社會評價與影響。研究既證明了傳統(tǒng)的教育觀的式微，現(xiàn)代的、平等的教育觀的逐步樹立，但同時也反映了強化家長的權威性和缺乏必要的科學素養(yǎng)等兩面性與矛盾性。代表性的成果，如李百珍等對天津市990名幼兒家長展開有關教育觀的問卷調查。其研究表明，幼兒家長教育觀具有如下特點，即對兒童高期望、重智能；家庭教育以品德為重；承認兒童自主與要求兒童依附成人并存。該研究還證明了來自不同職業(yè)、文化程度等背景的家長在子代職業(yè)期望等方面存在的差別[1]。類似的研究，楊雄也發(fā)現(xiàn)，如觀念存在偏差，“知”“行”分離現(xiàn)象突出；家庭教育缺乏科學理論指導；應試教育理念仍有較深的影響；雖然傳統(tǒng)教育觀中的“家長制”正在逐漸消失,平等的親子觀逐漸占主導,但仍存在“高期望”“低管教”的現(xiàn)象，缺少把兒童視為獨立個體的兒童觀；教育期望則具有明顯的“知識本位”傾向[2]。同時，董莉還比較了家長不同教育背景、職業(yè)身份、收入情況及城鄉(xiāng)戶籍屬性等不同社群屬性的觀念差別[3]。但上述發(fā)現(xiàn)大多只證明了不同屬性的程度差別情況，并不存在統(tǒng)計上顯著的差異性。

在社會轉型背景下理解幼兒家長的教育觀，往往是將其鑲嵌在一系列相互矛盾的“概念對”中，如“中國的”“傳統(tǒng)的”對應“西方的”“現(xiàn)代的”，等等。這種“二元對立”的解釋風格不僅在大眾化的公共媒體領域廣為傳播，還為諸多學科的學術界研究者所接受。與西方的、現(xiàn)代的教育觀相比，我國的家長被認為過于注重幼兒物質需求滿足而在精神需求滿足上不足，缺乏對幼兒情感和人格上應有的尊重；過于注重脫離幼兒心理發(fā)展實際的宏觀理論與“大道理”，在日常行為與情感中“做人的教育”方面不足；過于注重幼兒知識的學習與學業(yè)成績評價，并寄予過高的期望（“望子成龍”“望女成鳳”），提出的要求往往超出幼兒實際水平，忽略幼兒獨立生活能力、社會適應能力、心理健康發(fā)育、道德情操及公民意識等方面的培養(yǎng)，甚至完全不顧。

客觀地看，家長的教育觀也是與時俱進的，新的教育理念和社會經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢往往能夠重新塑造觀念世界。鑒于此，本研究的目的在于通過量化手段了解當下幼兒家長教育觀的實然形態(tài)，以探索其是否已經(jīng)存在或正在形成新的內(nèi)涵。本文采取問卷調查方法，選取一定量的家長樣本，對其進行問卷實測，力圖通過問卷中的自編教育觀量表的測量，以呈現(xiàn)家長教育觀的構成要素及相互關系。

二、研究對象與測量方法

（一）研究對象的基本情況

本研究采取整群抽樣的方法，在遼寧省S市市區(qū)18所幼兒園的大班中抽取25個班共460位家長進行問卷調查，回收并質檢后有效問卷451份。樣本分布情況如表1所示。需要說明的是，問卷由家庭中幼兒的主要監(jiān)護人填寫，因此部分樣本是幼兒的隔代監(jiān)護人，即老人。表中50歲以上樣本，即屬于此類。

（二）所用量表和問卷的說明

作為本文的核心概念——教育觀并沒有統(tǒng)一的嚴格界定。代表性的觀點，如許曉暉等認為，家長的教育觀包括科學的幼兒觀、教育目標觀、教育方法觀、評價觀[4]。陳幗眉等認為，教育觀一是與家長培養(yǎng)子女的目標和終極目標有關，即人才觀和生育觀；二是與親子關系和教養(yǎng)方式有關，即幼兒觀和教子觀[5]。俞國良等認為，家長的教育觀是家長基于對幼兒及其發(fā)展的認識而形成的對幼兒教養(yǎng)的理解，包括家長的人才觀、親子觀、幼兒發(fā)展觀和教子觀[6]。相比國內(nèi)研究者，國外研究者傾向于使用操作化的定義。Sigel認為，家長教育觀包括兩個部分：一是對“兒童發(fā)展是什么”的理解；二是關于“兒童應當如何發(fā)展”的觀念[7]。Miller認為，家長教育觀就是家長關于教導孩子學習知識的看法[8]。

由此可知，所謂教育觀的結構性要素，包括人才的內(nèi)涵、親子關系、兒童發(fā)展與教育方式等。基于此，本研究設計了自編的教育觀量表。由于有關家長教育觀的研究并沒有成熟的量表可供參考，所以在題項設計中著重圍繞家長對子代未來社會地位的期望，對教育方式的自我評價，對子代生活態(tài)度的教育、能力養(yǎng)成等幾個方面。本量表共有10個題項，如表2所示。

該量表的計分采用了“完全符合”到“完全不符合”5 個區(qū)分度，并分別賦分為 5、4、3、2、1分。分數(shù)越高，表示該題項與家長的教育觀念或行為符合的程度越高，反之則符合程度越低。由于本量表帶有探索性的意味，所以并沒有進行“正確”或“錯誤”的區(qū)分。

表1 調查樣本基本分布情況

表2 自編教育觀量表題項內(nèi)容

三、研究結果與分析

（一）“四主成分”的觀念結構

與以往大多研究不同的是，本研究期望通過自編教育觀量表的測量收集樣本數(shù)據(jù)，然后通過統(tǒng)計分析技術，對教育觀的內(nèi)在結構等進行量化的描述與分析。在統(tǒng)計分析上，本研究應用PASW18.0軟件的因子與主成分分析（factor analysis）過程進行教育觀內(nèi)在結構要素的探索。因子與主成分分析對于探索社會態(tài)度中的未知結構或潛在因素具有特別優(yōu)勢。

將數(shù)據(jù)納入PASW軟件因子與主成分分析過程后，得KMO檢驗結果值為0.67，巴氏球形檢驗Sig〈0.01，表明本次調查所得可以進行因子與主成分分析。對樣本數(shù)據(jù)進行分析，得到矩陣如表3所示。

表3 數(shù)據(jù)分析矩陣顯示

從表3可以看出，經(jīng)過正交旋轉后因子與主成分分析的結果，呈現(xiàn)了4個主成分。4個主成分總計解釋了全部變異的71.57%。

根據(jù)各個主成分所代表題項的基本明確的意義，可以將4個主成分分別進行命名，以便于更易于理解家長的教育觀要素結構。其中，主成分1對應負載值較高的原題項分別為X1、X5，其意義指向的是兒童未來的競爭力，以及強烈的生存與競爭意識，將之命名為“生存—競爭取向成分”，即以生存為中心，強調競爭。該主成分解釋了全部變異的20.46%。雖然與其他3個主成分，尤其是第2個主成分并沒有太大的解釋力的差別，但仍是排在首位的主成分。

主成分2對應負載值較高的原題項是X7、X8、X9，指向的是兒童對家長權威的服從，以及對兒童選擇的包辦，命名為“家庭—服從取向成分”，即以家庭為中心，強調對父輩權威的理解與服從。該成分解釋了全部變異的19.97%，是次要成分。

主成分3對應的原題項是X3、X4、X10，指向的是對兒童的尊重，以及對快樂生活的強調，命名為“生活—快樂取向成分”，即以生活為中心，強調快樂、知足。

主成分4對應的原題項是X2、X6，指向的是家長的嚴格管理和對幼兒未來事業(yè)、地位的期望，命名為“事業(yè)—成就取向成分”，即以事業(yè)為中心，強調嚴格管理與未來成就。

可以說，前兩個主成分總計解釋了變異的約40%，是相對具有更大決定性的成分，相對而言，更能體現(xiàn)家長的教育觀結構。后兩個主成分解釋了全部變異的30%，略弱。

（二）教育觀的人口學屬性差別：對各個主成分對應題項得分的統(tǒng)計

對于教育觀的研究，不僅需要了解其實然形態(tài)，也需要探索各個社會群體的觀念差別情況。本研究針對重要的人口學屬性變量，即性別、年齡段、家庭月收入水平、家庭職業(yè)背景、最后學歷等，進行分組比較與檢驗。該比較與檢驗運用了PASW軟件的compare means等具體程序。

1.性別差異

表4 性別分組比較與檢驗

由表4可知，4個主成分對應題項的得分上，男性家長有后3項略高于女性家長一方，在一定程度上驗證了男性家長的“男性化”（即偏重理想、抱負與快樂）教育觀的現(xiàn)實存在。但各主成分得分不存在統(tǒng)計上顯著的差異，亦即可以認為教育觀的4個基本取向上，男性只是略“男性化”一些，與女性并無統(tǒng)計上顯著的差異。

2.年齡段差異

表5 年齡分組比較與檢驗

與上一屬性分組相似，年齡分組（見表5）不具備統(tǒng)計上顯著的差異。一元方差分析的組間均值比較的結果亦未證明各年齡組間的任一組具有統(tǒng)計上顯著的差異。值得關注的是，40-49歲年齡組在前3個主成分，即“生存—競爭取向成分”“家庭—服從取向成分”“生活—快樂取向成分”的水平上都是相對較低值，在“事業(yè)—成就取向成分”上則是最高值，似乎該群體的家長具有更強烈的競爭意識。當然，囿于本次研究樣本量的局限，該現(xiàn)象不能作出推論，但值得今后研究中加以特別考慮。

同樣值得關注的是更為年輕的樣本，即20-29歲年齡組的家長，其在競爭意識、遠大抱負等方面，以及對家庭權威的服從方面，都表現(xiàn)出較低的水平；而在與“快樂”相關的理念方面則表現(xiàn)出較高的水平。這是否是新一代年輕家庭的主導教育理念？這一問題值得今后持續(xù)追蹤與關注。

3.家庭人均收入差別

表6 家庭月收入分組比較與檢驗

如表6所示，只有在主成分1即“生存—競爭取向成分”方面，不同人均收入水平的家庭具有統(tǒng)計上極其顯著的差異。經(jīng)一元方差分析組間比較可知，主要的差異存在于人均收入的“5 001-7 000 元”組與“11 000 元以上”組，其他各組間，不存在統(tǒng)計上顯著的差異。

值得關注的是，主成分1與主成分2兩個成分對應的題項得分值，形成一種隨收入遞增而遞增的總體趨勢，這一趨勢在將低收入（即人均3 000元以下組）剔除后更加明顯。而在主成分4上，出現(xiàn)完全相反的趨勢，即隨收入的遞增而該成分對應題項得分遞減的趨勢。據(jù)此可知，收入越高的樣本，越是傾向于重視子女生存競爭意識的培養(yǎng)，強化家庭權威的重要性和對家庭權威的服從。與此同時，在對子女未來事業(yè)與成就方面，反而是較低收入樣本表現(xiàn)出更強烈的期望。存在這一現(xiàn)象的原因，值得今后研究中持續(xù)關注。

此外，如將樣本人均收入在5 001-9 000元間視為中間收入階層的話，處在這一收入等級中的樣本明顯表現(xiàn)出“中間階層”的特征。比如，在3個主成分對應得分值上處于中游，在“生活—快樂取向成分”上則表現(xiàn)出最高的期望水平。形成鮮明對照的是處在較低收入等級的樣本，其在主成分2和主成分4具有最高值，而在主成分3具有最低值，在主成分1方面，亦處于中游。這在一定程度上驗證了部分已有研究的論斷，即較低收入的階層對于子女改變社會地位的期望上處于較高的水平，同時，更傾向于子女服從家庭決策，以家庭為重，并可以適度犧牲“生活”與“快樂”。當然，這種差異并沒有統(tǒng)計上顯著的支持。其實際情況到底如何，今后的研究中可以考慮收集更大量的、更廣泛的樣本，對此進行驗證。

4.職業(yè)差異

表7 職業(yè)分組比較與檢驗

“四主成分”中，在主成分1對應題項的得分上，來自不同職業(yè)背景的樣本具有統(tǒng)計上顯著的差異（見表7）。根據(jù)一元方差分析組間比較的結果，“無正式工作”組分別與“黨政機關”“事業(yè)單位”“國有企業(yè)”“個體或自主經(jīng)營”家庭間，具有統(tǒng)計上顯著的差異。同時，“事業(yè)單位”家庭與“私營企業(yè)或私立機構”家庭的差異，也具有統(tǒng)計上的顯著性。

一元方差分析組間比較的結果同樣顯示主成分2對應題項得分方面，“國有企業(yè)”家庭與“私營企業(yè)或私立機構”家庭、“個體或自主經(jīng)營”家庭與“私營企業(yè)或私立機構”家庭，也具有統(tǒng)計上顯著的差異。在主成分4對應得分方面，“事業(yè)單位”與“個體或自主經(jīng)營”家庭、“私營企業(yè)或私立機構”與“個體或自主經(jīng)營”家庭，亦相應具有統(tǒng)計上顯著的差異。

需要注意的是，不同職業(yè)背景的樣本在教育觀上的相似性與差異性，表現(xiàn)出一定的“體制”作用。如表7所示，“黨政機關”“事業(yè)單位”與“國有企業(yè)”家庭，具有更接近的得分值和相似性。在其余的“體制外”家庭樣本中，“個體或自主經(jīng)營”者樣本是個例外。該樣本在1、2、4主成分得分值上都靠近“體制內(nèi)”家庭，在主成分3對應得分值上則與“體制外”樣本接近。據(jù)此，可以粗略地推測“體制”本身的文化資本內(nèi)涵，在影響教育觀方面也是不容忽視的。結合職業(yè)往往與收入具有很好相關性的社會事實，可以認為，不同職業(yè)間的幼兒家長教育觀既與收入有關系，也與職業(yè)自身所持有的“文化資本”密不可分。

5.教育背景差異

表8 學歷分組比較與檢驗

由表8可知，不同學歷層次的樣本并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計上顯著的差異，組間比較的結果亦然。值得關注的是：（1）“研究生（包括在讀）”學歷的樣本，在前3個主成分中均為最高值，在主成分4則是最低值。雖然，這種差別不具備統(tǒng)計上的顯著性，但“研究生”這一高學歷樣本，顯然更注重強調競爭力、對家庭的服從，以及快樂的重要性，對于子女未來的事業(yè)成功，則期望不高。（2）“大學本科”學歷樣本與比之低的學歷樣本，沒有更大的、明顯的差別。不過，其在主成分2對應得分上是最低值，這意味著本科學歷的家長樣本，對子女服從家庭權威方面是相對寬松的。（3）主成分4對應題項的分值上，出現(xiàn)與學歷遞增明顯相反的遞減趨勢，學歷層次最低的家長樣本，具有最高的事業(yè)成功的期望值。該樣本在主成分3對應的分值上也是較低的。至少從表8中可以看出，學歷層次在“初中或以下”的家長樣本，更加看重子女未來事業(yè)成功，而不是生活與快樂。

此外，學歷最高的“研究生”樣本與學歷最低的“初中或以下”在主成分2即“家庭—服從取向成分”對應得分上非常接近，且均為較高值。從“文化資本”與“場域”等角度考慮，兩種“服從”可能是不同的，學歷高的樣本強調的“服從”，應與“知識”權威性的強化認知有關系。當然，限于量表設計的局限，這一點無法得到證實。

四、結論與討論

從基本結論與發(fā)現(xiàn)上看，樣本的教育觀結構要素具有4個重要的主成分，即“生存—競爭取向成分”“家庭—服從取向成分”“生活—快樂取向成分”和“事業(yè)—成就取向成分”。其中,“生活—快樂取向成分”是指從兒童主體出發(fā)，以孩子快樂為主，尊重孩子的選擇，關注兒童主體的情感和生活質量。剩余的主成分中，其中“家庭—服從取向成分”以家庭為主體，關注兒童對家庭權威的服從和肯定，家庭和家長有權力對孩子的人生、未來做出選擇。而“事業(yè)—成就取向成分”和“生存—競爭取向成分”，既是強調孩子的未來成就和社會競爭力，亦是通過孩子的未來地位和競爭力，滿足家庭的需求。因此可知，4個主成分中只有一個主成分，即“生活—快樂取向成分”是以兒童為主體的，解釋了全部變異的16.87%，而剩余的3個成分都是以家庭為主體的，解釋了全部變異的54.7%。在樣本教育觀的基本取向上，家長更看重家庭本位和生存本位，而不是兒童個體與“生活”本位。這種教育觀的偏頗之處值得深思之、慎思之。強調社會的競爭意識和生存觀念，無形中使兒童在早期的自我形塑中就過分地看重單一化的分數(shù)和榮譽象征，而忽視生活幸福和自身情感的滿足，易使兒童在未來的社會化和社會融入的過程中，失去對生活意義的體味和生活價值的追求，容易形成冷漠社會性格和無趣的生活狀態(tài)，失去生活本身的意義。

在各人口學屬性變量中，最能體現(xiàn)差別的變量為家庭職業(yè)背景，次之為收入水平。其他不同屬性，如性別、最后學歷等的各成分題項得分總體上不存在統(tǒng)計上顯著的差別。這種差異性與相似性，提示我們今后研究中既要考慮職業(yè)、收入水平、學歷層次等重要性，也要考慮探索體制、文化資本等在教育觀形成過程中的微妙作用。從某種意義上來說，后者是更為重要的理論任務。