秦鑫鑫 沈健

摘? 要： 學(xué)生家長作為學(xué)生成長的陪伴者和學(xué)校教育的監(jiān)督者，是影響教育懲戒規(guī)則落地實(shí)施的關(guān)鍵因素。基于S市10所公立中小學(xué)的4345位學(xué)生家長的問卷調(diào)查，經(jīng)過項(xiàng)目分析、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，構(gòu)建了學(xué)生家長對教育懲戒態(tài)度的四維結(jié)構(gòu)，包括價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可和協(xié)同參與。結(jié)果表明，家長協(xié)同參與最好，過程信任和價值肯定相對較好，效果認(rèn)可最差。同時，不同學(xué)生家長的態(tài)度存在差異。家長對教育懲戒的態(tài)度及其群體差異，應(yīng)該成為中小學(xué)教育懲戒規(guī)則校本化實(shí)施過程中的關(guān)注重點(diǎn)。

關(guān)鍵詞： 學(xué)生家長;家長態(tài)度;教育懲戒;四維結(jié)構(gòu);群體差異

一、問題提出

教育懲戒是指學(xué)校、教師基于教育目的，對違規(guī)違紀(jì)學(xué)生進(jìn)行管理、訓(xùn)導(dǎo)或者以規(guī)定方式予以矯治，促使學(xué)生引以為戒、認(rèn)識和改正錯誤的教育行為。1 教師不敢懲戒、不會懲戒和不當(dāng)懲戒共存的現(xiàn)實(shí)困境，是教育懲戒被廣泛討論并得以立法的重要緣由。2020年12月23日，教育部頒布了《中小學(xué)教育懲戒規(guī)則（試行）》（以下簡稱《規(guī)則》）?！兑?guī)則》共20條，涉及教育懲戒背景、適用范圍、實(shí)施主體、實(shí)施原則、懲戒手段、教師權(quán)責(zé)、家校溝通、家長申訴等內(nèi)容。學(xué)生家長作為學(xué)生教養(yǎng)與學(xué)校教育的重要利益相關(guān)者，家長對教育懲戒的態(tài)度和支持形塑了教師教育懲戒的實(shí)踐應(yīng)對，也是未來教育懲戒能否落地實(shí)施的重要影響力量。就《規(guī)則》來看，其中11條內(nèi)容涉及學(xué)生家長，但是當(dāng)前研究成果很少聚焦于學(xué)生家長對教育懲戒的態(tài)度。

從學(xué)校教育發(fā)展的歷程來講，國家教育權(quán)的介入導(dǎo)致懲戒權(quán)由家長授予到由國家公權(quán)授予的轉(zhuǎn)變。2然而，即便是教育懲戒的實(shí)施不再需要得到家長的授予，家長對教育懲戒所持的態(tài)度仍然會影響教育懲戒實(shí)施的具體形態(tài)和程度。基于1034位中小學(xué)教師的調(diào)查表明，教師認(rèn)為自己所在班級學(xué)生的家長對教師教育懲戒的支持程度不夠，僅有一半左右的家長會支持教師教育懲戒。1 家長對教育懲戒支持與否僅是家長態(tài)度的一個方面，家長的態(tài)度往往更為復(fù)雜且具有群體差異性。在我們對教師和校長的訪談中，不少受訪者表示，很多家長會告訴教師或者班主任一定要嚴(yán)格管教自己的孩子，甚至允許教師打罵孩子。然而，部分家長存在“心口不一”現(xiàn)象，當(dāng)教師或?qū)W校管教學(xué)生過于嚴(yán)格時，家長也會“找麻煩”。究其原因，其一，在人口政策的管制下，我國形成了長輩多、晚輩少的“倒金字塔形”家庭結(jié)構(gòu)。家長的關(guān)愛、寵愛甚至溺愛，會導(dǎo)致家長因孩子受懲戒而和學(xué)校或者教師產(chǎn)生意見沖突。2其二，無論古今中外，體罰都曾經(jīng)是或依然是一種懲戒形式，是一種否定性的制裁手段。3 但是隨著打罵、體罰等現(xiàn)象在家庭教育中使用頻率的降低，懲戒與體罰或者變相體罰發(fā)生混淆，也逐漸不被家長所接受和容忍。其三，在學(xué)校教育受到越來越多的行政監(jiān)督、家長監(jiān)督和社會輿論監(jiān)督的當(dāng)下，個別教師的不當(dāng)懲戒或者體罰導(dǎo)致教師群體被貼上“負(fù)面標(biāo)簽”并被無限放大。因此，在我國家庭結(jié)構(gòu)、家庭教育理念和學(xué)校教育外部問責(zé)環(huán)境的綜合作用下，當(dāng)因教育懲戒而產(chǎn)生家校糾紛時，學(xué)校和教師往往處于弱勢，教師輕則被要求寫檢討、扣工資，重則被調(diào)離崗位，甚至被開除。4 因此，一些教師為了避免麻煩，對學(xué)生違反校規(guī)的行為視而不見，放任自流。5

諸多研究肯定了學(xué)校懲戒或教師懲戒對學(xué)生個體、學(xué)生群體、教師和學(xué)校的現(xiàn)實(shí)價值。但是不可否認(rèn)教育懲戒是把“雙刃劍”，即便是同一位教師在相同的情形下對不同的學(xué)生實(shí)施相同的教育懲戒，也會起到差異化甚至是完全相反的效果。同時，教育懲戒雖然可能帶來立竿見影的效果，但是其有可能存在的副作用或“延遲效應(yīng)”也要求教師謹(jǐn)慎對待。因此，有學(xué)者認(rèn)為教育懲戒的實(shí)效性還有待實(shí)踐檢驗(yàn)，呼吁避免陷入“懲戒萬能”的認(rèn)識誤區(qū)。6 相較于學(xué)者對教育懲戒實(shí)施的態(tài)度，學(xué)生家長對教育懲戒的落地實(shí)施更為敏感，可以說，學(xué)生家長的態(tài)度是學(xué)校和教師在落實(shí)《規(guī)則》過程中必須要考慮的外部因素。因此，本研究聚焦學(xué)生家長對教育懲戒（尤其是狹義層面的教師教育懲戒）的態(tài)度，在文獻(xiàn)綜述、教師小組研討、教師訪談和校長訪談的基礎(chǔ)上，編制了學(xué)生家長對教師教育懲戒態(tài)度的四維度問卷，并通過S市10所公立中小學(xué)的4345名家長進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

二、研究方法與過程

1.初始題項(xiàng)的選擇

家長態(tài)度問卷的初始題項(xiàng)，源自文獻(xiàn)綜述、教師小組研討、教師訪談和校長訪談。其一，從已有研究對教育懲戒價值、意義及教育懲戒效果789 和影響教師教育懲戒權(quán)行使的論述中選擇題項(xiàng)。10111213 其二，利用研究者所在單位2019年和2020年教育管理教育碩士暑期課程，結(jié)合中小學(xué)教師尤其是班主任的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，圍繞學(xué)生問題行為、師生沖突、家校沖突、校園欺凌和教育懲戒等主題開展小組研討，在此基礎(chǔ)上了解學(xué)生家長對教育懲戒態(tài)度的復(fù)雜性。其三，研究者先后對小學(xué)和初中的9位校長及其所在學(xué)校的24位教師進(jìn)行訪談，重點(diǎn)從校長和教師的角度，了解學(xué)生家長對待教育懲戒的態(tài)度與行動策略。

具體而言，本研究中的家長態(tài)度包括：學(xué)生家長對教育懲戒價值的肯定（簡稱為價值肯定），對教師實(shí)施教育懲戒過程的信任（簡稱為過程信任），對教師實(shí)施教育懲戒效果的認(rèn)可（簡稱為效果認(rèn)可），家長日常對學(xué)生行為的關(guān)注和協(xié)同教育（簡稱為協(xié)同參與）。初始問卷編制后邀請3位中小學(xué)教師通讀問卷，通過教師考察家長態(tài)度四維度結(jié)構(gòu)各題項(xiàng)是否符合家長的實(shí)際情況，進(jìn)而對題項(xiàng)的表述進(jìn)行修改。如表1所示，本研究最初形成了由21題項(xiàng)構(gòu)成的家長態(tài)度調(diào)查問卷，問卷分為“價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”四維度，各維度分別由若干題項(xiàng)組成。家長態(tài)度四維度均采用李克特五點(diǎn)計(jì)分，從“1”分到“5”分分別代表“完全不同意”至“完全同意”，其中，價值肯定、過程信任和協(xié)同參與的得分越高，說明家長的態(tài)度越積極。效果認(rèn)可維度采用反向計(jì)分，即該維度得分越高，表明家長對教師教育懲戒效果認(rèn)可的程度越低。

2.研究對象

根據(jù)學(xué)校區(qū)位、學(xué)段、辦學(xué)水平和學(xué)生家長背景，選擇S市10所公立中小學(xué)進(jìn)行問卷調(diào)查，其中包括3所小學(xué)、5所初中和2所高中。根據(jù)學(xué)校實(shí)際，采取整群抽樣或選擇性抽樣的方式選擇班級調(diào)研。以班級為單位，通過家長微信群、QQ群和釘釘群發(fā)放電子問卷，前后共收集6244份學(xué)生家長問卷，刪除隨意填答或填答時間過短的問卷1899份，得到有效問卷4345份，問卷有效率為69.6%。從家長人口學(xué)特征來看，父親1286人（占29.6%），母親3059人（占70.4%）。父親比例較少的原因主要在于，學(xué)生的教育常常由母親承擔(dān)，因此不少父親并沒有加入班級通信群;S市戶籍3473人（占79.9%），外省市戶籍872人（占20.1%）;已婚并同住3990人（占91.8%），其他355人（占8.2%）。從學(xué)生人口學(xué)特征來看，男生2250人（占51.8%），女生2095人（占48.2%）;小學(xué)生2039人（占46.9%），初中生1778人（占40.9%），高中生528人（占12.2%）。

3.數(shù)據(jù)分析

以學(xué)校為單位，將每所學(xué)校的家長數(shù)據(jù)平均分為兩部分，2173份家長數(shù)據(jù)用于探索性因素分析，2172份家長數(shù)據(jù)用于驗(yàn)證性因素分析。第一步，數(shù)據(jù)清理后對問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析，檢驗(yàn)各個題項(xiàng)的鑒別度。第二步，利用Mplus8.1進(jìn)行探索性因素分析，通過競爭模型檢驗(yàn)并確定家長態(tài)度的維度。第三步，仍然利用Mplus8.1進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，在驗(yàn)證各個維度結(jié)構(gòu)效度的基礎(chǔ)上驗(yàn)證家長態(tài)度四維度的結(jié)構(gòu)。最后，將兩部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行合并，分析學(xué)生家長態(tài)度四維度的現(xiàn)狀與差異。

三、研究結(jié)果

1.項(xiàng)目分析

項(xiàng)目分析的目的在于檢驗(yàn)問卷題項(xiàng)的適切或者可靠程度，一般可以通過決斷值檢驗(yàn)和同質(zhì)性檢驗(yàn)來確定題項(xiàng)的刪減與保留。1 將“效果認(rèn)可”5道反向題進(jìn)行反向計(jì)分后，對所有題項(xiàng)進(jìn)行分值加總，對總分的前27%和后27%進(jìn)行分組。結(jié)果表明，高分組和低分組在各個題項(xiàng)上的得分差異顯著，各個題項(xiàng)具有較好的鑒別度。因此，項(xiàng)目分析后所有題項(xiàng)得以保留。

2.探索性因素分析

當(dāng)問卷的理論結(jié)構(gòu)不清晰時，普遍的做法是先使用探索性因素分析，初步確定因子的個數(shù)、指標(biāo)與因子之間的關(guān)系，以及因子與因子之間的關(guān)系。2 為了探索學(xué)生家長態(tài)度的結(jié)構(gòu)，對初步形成的21個題項(xiàng)進(jìn)行探索性分析。結(jié)果顯示，Bartlett球型檢驗(yàn)的卡方值為37963.902，自由度為210，p<0.001，KMO值為0.932，說明適合進(jìn)行因素分析。后利用Mplus8.1完成探索性因素分析，采用極大似然估計(jì)方法提取公因子，在因子旋轉(zhuǎn)上選擇斜交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果表明，家長態(tài)度共探索出7個可供選擇的模型，形成從單因子結(jié)構(gòu)到七因子結(jié)構(gòu)不等的模型。一般而言，結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)符合χ2/df小于5，RMSEA小于0.08，SRMR小于 0.08，CFI 大于0.9，TLI 大于0.9的要求。3 但是，由于χ2的大小受到樣本量大小的影響，此時模型擬合的判別就不能以卡方值或者卡方值與自由度之比兩個指標(biāo)作為判斷準(zhǔn)則。45 由于本研究的探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析部分所使用的樣本量均超過2000，因此將RMSEA、CFI、TLI和SRMR作為判別模型擬合優(yōu)度的標(biāo)準(zhǔn)，不將χ2/df小于5作為判別標(biāo)準(zhǔn)。

如表2所示，單因子模型、兩因子模型和三因子模型的擬合指數(shù)均未達(dá)到模型擬合的要求，四因子、五因子、六因子和七因子的模型擬合指數(shù)得到改善并達(dá)到模型擬合的要求，這說明家長態(tài)度最少包括四個因子。對比四因子、五因子、六因子和七因子可以發(fā)現(xiàn)，家長支持的因子越多，模型擬合的指數(shù)越好，因此需要對因子載荷情況進(jìn)行進(jìn)一步探究。

如表3所示，四因子的結(jié)構(gòu)較為清晰，除Q13和Q18的因子載荷低于0.6之外，其余均在0.65以上，說明四因子結(jié)構(gòu)較符合最初的設(shè)想。反觀五因子模型的因子結(jié)構(gòu)并不清晰，由于六因子和七因子模型的因子結(jié)構(gòu)更為混亂，因此不再呈現(xiàn)。結(jié)合探索性因素分析的模型擬合指數(shù)、因子結(jié)構(gòu)和因子載荷，本研究選擇四因子模型，F(xiàn)1命名為“價值肯定”，F(xiàn)2命名為“過程信任”，F(xiàn)3命名為“效果肯定”，F(xiàn)4命名為“協(xié)同參與”。

3.驗(yàn)證性因素分析

通過項(xiàng)目分析和探索性因素分析，初始設(shè)計(jì)的21個題項(xiàng)被探索出四個維度。為了驗(yàn)證四維度的結(jié)構(gòu)，本研究對剩下的2172份家長問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，探索家長態(tài)度四維度的結(jié)構(gòu)效度。首先，分別對四維度進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果表明，四維度中的價值肯定、過程信任和效果認(rèn)可的模型擬合指數(shù)中的RMSEA高于0.08，這表明三個維度內(nèi)部個別題項(xiàng)之間具有共線性。根據(jù)王孟成的建議，驗(yàn)證性因素分析時，可以根據(jù)MI指數(shù)的高低進(jìn)行題項(xiàng)刪減。1 因此，本研究結(jié)合各個題項(xiàng)的實(shí)際內(nèi)涵、因子載荷和MI指數(shù)，共刪除5個題項(xiàng)。其中，“價值肯定”維度刪除Q01、Q02和Q07，“過程信任”維度刪除Q08，“效果認(rèn)可”維度刪除Q16，形成四維度16題項(xiàng)的家長態(tài)度問卷。其次，對刪減題項(xiàng)后的四維度模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果表明，家長態(tài)度四維模型擬合較好，其中χ2為541.928，df為113，RMSEA為0.042，CFI為0.984，TLI為0.981，SRMR為0.033，均達(dá)到模型擬合的要求。

如圖1所示，“價值肯定”維度的信度為0.863，效度為0.935，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷在0.850至0.902之間，組成信度為0.937，平均方差萃取量為0.787?！斑^程信任”維度的信度為0.856，效度為0.933，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.794至0.933之間，組成信度為0.935，平均方差萃取量為0.783?！靶ЧJ(rèn)可”維度的信度為0.798，效度為0.847，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.568至0.892之間，組成信度為0.853，平均方差萃取量為0.598?！皡f(xié)同參與”維度的信度為0.800，效度為0.839，各題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.565至0.851之間，組成信度為0.854，平均方差萃取量為0.600?？梢钥闯?，家長態(tài)度四維度對應(yīng)測量變量的因子載荷均高于0.55，各個題項(xiàng)對所屬維度的解釋率較大，具有很好的建構(gòu)效度。各維度的組成信度均超過0.7，說明模型具有很好的結(jié)構(gòu)效度。四維度的平均方差抽取量均大于0.5，具有良好的收斂效度。

4.四維模型的應(yīng)用

經(jīng)項(xiàng)目分析、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，形成了四維度16題項(xiàng)的家長態(tài)度問卷，各維度均由4個題項(xiàng)構(gòu)成。將兩部分樣本合并后，檢驗(yàn)家長態(tài)度的現(xiàn)狀及群體差異。總體來看，“效果認(rèn)可”均值為3.06，標(biāo)準(zhǔn)差為0.93，這說明家長對教育懲戒存在普遍的擔(dān)憂情況，害怕懲戒對孩子的自尊心等方面造成傷害。此外，“價值肯定”和“過程信任”得分均超過4.0分，這表明不少家長不認(rèn)可教育懲戒的價值，同時擔(dān)憂在教師實(shí)施教育懲戒的時候存在不足。不過可喜的是，家長“協(xié)同參與”得分較高，說明家長在日常教養(yǎng)中比較注重學(xué)生行為的發(fā)展及相應(yīng)的家校合作。

對家長態(tài)度四維度各個題項(xiàng)加總后進(jìn)行差異性檢驗(yàn)，考察家長態(tài)度的群體差異。其一，相對于母親，父親的“價值肯定”（M父親=4.10，M母親=4.01，t=3.33，p=0.001）和“效果認(rèn)可”均顯著高于母親（M父親=3.12，M母親=3.04，t=2.81，p=0.005），“過程信任”和“協(xié)同參與”不存在顯著性差異，這與家庭教養(yǎng)中的“嚴(yán)父慈母”傳統(tǒng)相一致。其二，其他省市家長的“價值肯定”（MS市=4.02，M其他省市=4.09，t=-2.19，p=0.029）、“過程信任”（MS市=4.15，M其他省市=4.23，t=-2.78，p=0.005）和“效果認(rèn)可”（MS市=3.02，M其他省市=3.22，t=-5.52，p=0.000）均顯著高于S市家長，兩類家長的“協(xié)同參與”不存在顯著性差異，這可能與S市家長的高文化水平和低嚴(yán)格家庭教養(yǎng)有關(guān)。其三，已婚并同住家長的“過程信任”（M已婚并同住=4.18，M其他=4.05，t=3.12，p=0.002）和“協(xié)同參與”（M已婚并同住=4.50，M其他=4.40，t=3.61，p=0.000）顯著高于其他婚姻狀況的家長，兩類家長的“價值肯定”和“效果認(rèn)可”不存在顯著性差異，這可能因?yàn)橐鸦椴⑼〉募议L和學(xué)校、教師日?；虞^多，能夠在更多的家校交往中建立信任機(jī)制。其四，男孩家長和女孩家長、獨(dú)生子女家長和多個子女家長的“價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”均不存在顯著性差異，這可能是因?yàn)榧议L群體在子女的教育中持平等觀念，家長在教育懲戒這一問題上的態(tài)度不因子女性別和子女?dāng)?shù)量而變化。其五，不同學(xué)段家長的“價值肯定”（M小學(xué)=3.98，M初中=4.06，M高中=4.16，F(xiàn)=10.21，p=0.000）、“過程信任”（M小學(xué)=4.11，M初中=4.21，M高中=4.24，F(xiàn)=10.02，p=0.000）、（M小學(xué)=2.99，M初中=3.12，M高中=3.12，F(xiàn)=10.02，p=0.000）和“協(xié)同參與”（M小學(xué)=4.47，M初中=4.50，M高中=4.56，F(xiàn)=6.35，p=0.002）存在顯著性差異?？傮w而言，高中生家長態(tài)度的四個維度均高于小學(xué)生家長，說明隨著學(xué)生學(xué)段提高、學(xué)生身心發(fā)展成熟度增加，家長對教育懲戒的“價值認(rèn)可、過程信任、效果認(rèn)可”相應(yīng)提高。同時，高中生的學(xué)業(yè)壓力遠(yuǎn)高于小學(xué)生和初中生，家校溝通和協(xié)作的意愿和頻率更高，因此高中生家長的協(xié)同參與更好。其六，子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)越好，家長的“價值肯定”（M中等以下=3.98，M中等=4.02，M中等偏上=4.08，F(xiàn)=4.97，p=0.007）、“過程信任”（M中等以下=4.09，M中等=4.17，M中等偏上=4.21，F(xiàn)=8.73，p=0.000）、效果認(rèn)可（M中等以下=3.00，M中等=3.07，M中等偏上=3.09，F(xiàn)=3.16，p=0.043）和“協(xié)同參與”（M中等以下=4.37，M中等=4.48，M中等偏上=4.57，F(xiàn)=55.04，p=0.000）越好。其七，子女日常行為表現(xiàn)越好，家長“過程信任”（M中等以下=4.10，M中等=4.12，M中等偏上=4.19，F(xiàn)=5.28，p=0.005）、“效果認(rèn)可”（M中等以下=3.00，M中等=3.07，M中等偏上=3.09，F(xiàn)=3.16，p=0.043）和“協(xié)同參與”（M中等以下=4.32，M中等=4.41，M中等偏上=4.54，F(xiàn)=45.02，p=0.000）越高，但是子女日常行為表現(xiàn)與家長價值認(rèn)可不存在顯著差異。這表明學(xué)生的學(xué)業(yè)成就和日常行為表現(xiàn)與家長態(tài)度存在密切聯(lián)系，但其中的互動機(jī)制有待探討。

四、結(jié)論與展望

1.四維模型建構(gòu)的科學(xué)性分析

基于已有文獻(xiàn)、教師小組研討、教師訪談和校長訪談，本研究形成了四維度21題項(xiàng)的家長懲戒態(tài)度問卷。通過對S市10所公立中小學(xué)的4345位家長的數(shù)據(jù)分析，最初選擇的21個題項(xiàng)經(jīng)項(xiàng)目分析后得以保留。對2173份家長問卷進(jìn)行探索性因素分析，綜合競爭模型擬合指數(shù)、因子分布和因子載荷系數(shù)，表明原來設(shè)想的四維度模型符合預(yù)期。對另外2172份家長數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，在刪除5個題項(xiàng)后，“價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”各個維度模型擬合較好，家長態(tài)度四維結(jié)構(gòu)也具有良好的模型擬合指數(shù)。基于此，本研究形成的四維度16題項(xiàng)的家長態(tài)度問卷是科學(xué)的，既可以應(yīng)用于后續(xù)理論研究，也可供中小學(xué)管理者和教師用于家長態(tài)度調(diào)查。

2.學(xué)生家長態(tài)度的群體差異

基于全樣本4345位家長數(shù)據(jù)，“協(xié)同參與”的均值最好，表明家長普遍認(rèn)為在學(xué)生日常行為習(xí)慣方面的家校合作較好，不僅能夠在學(xué)校之外關(guān)注學(xué)生行為習(xí)慣，而且還會配合學(xué)校一起規(guī)范和教育學(xué)生?；谥袊逃粉櫿{(diào)查的數(shù)據(jù)表明，學(xué)生父母的行為參與、情感參與、監(jiān)管參與水平越高，青少年不良行為水平則越顯著下降。1 此外，學(xué)生學(xué)段越高、學(xué)生學(xué)業(yè)成績和學(xué)生日常行為表現(xiàn)越好，家長的協(xié)同參與程度越高。雖然高協(xié)同參與高學(xué)業(yè)成績、高行為表現(xiàn)之間的因果關(guān)系并不明晰，但是可以明確的是，對于學(xué)生學(xué)業(yè)成績不好和日常行為不好的學(xué)生家長而言，與教師和學(xué)校加強(qiáng)溝通并開展合作是十分必要的。

家長“價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可”三維度的現(xiàn)狀與群體差異，呈現(xiàn)出兩個比較突出的特點(diǎn)：一方面，家長的“價值肯定”和“過程信任”遠(yuǎn)高于“效果認(rèn)可”，這說明家長群體相對于教育懲戒的效果而言，更為認(rèn)同其價值，同時信任教育懲戒的實(shí)施過程。這說明，家長群體在教育懲戒實(shí)施上存在矛盾心態(tài)，即不少家長在意識到教育懲戒價值的同時，對教育懲戒的效果持懷疑態(tài)度。有學(xué)者認(rèn)為，家長是教師行使懲戒權(quán)的一大“阻礙”，認(rèn)為家長由于過度保護(hù)而阻礙教師對學(xué)生開展懲戒教育。1 但是本研究的結(jié)果表明，家長對教育懲戒“阻礙”的原因可能在于，家長對教育懲戒效果的不認(rèn)可或者隱憂，害怕教育懲戒對學(xué)生造成不良影響。另一方面，家長的“價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可”均在學(xué)段等方面存在顯著差異，不同學(xué)段家長態(tài)度的差異應(yīng)該成為教育懲戒實(shí)施中比較關(guān)注的因素。綜合來看，學(xué)生家長在教育懲戒的“價值肯定、過程信任、效果認(rèn)可、協(xié)同參與”方面的群體差異，應(yīng)該在教育懲戒校本化實(shí)施中予以重視。

3.研究展望

當(dāng)前，教育懲戒大討論中的諸多爭議因《規(guī)則》的出臺而消失，但不可否認(rèn)的是，學(xué)生家長作為學(xué)生成長的陪伴者和學(xué)校教育的監(jiān)督者，他們對教育懲戒的態(tài)度依然會以不同形式，并在不同程度上影響教育懲戒的校本化實(shí)施。正如學(xué)者所言，再精細(xì)的立法或規(guī)則都無法完全消除權(quán)利或權(quán)力行使的異化空間，最終還有賴于行政或管理過程中的體制機(jī)制、參與者的良好素養(yǎng)、群體影響、倫理認(rèn)知等。2 因此，如何在了解家長對教育懲戒態(tài)度的基礎(chǔ)上形成家校“契約關(guān)系”，是每一所學(xué)校的管理者、班主任和任課教師應(yīng)該關(guān)注的重點(diǎn)和難點(diǎn)問題。