義務教育段三好學生家庭教育影響的數據分析

吳惠強?張建勛

本文選取了家長和社會都比較關注的一個學生群體——三好學生作為研究對象，旨在探究家庭教育中到底有哪些因素會成就三好學生這類優秀孩子。

一、問卷設計說明和調查的展開

根據研究主題的需要，在前期設計了一份涵蓋家庭教育環境、家庭教育內容、家庭教育方法、家庭教育理念和目標、家庭教育主體共5大方面21個維度54個小問題的調查問卷，按照本市義務教育段學生地域分布比例，抽取了7類14所學校相應家長數量參加答卷，并于2018年9月中下旬及10月上旬將問卷分發給家長，填寫回收后最終得到了1339份有效問卷。各類學校家長參與調查的情況分別為：城區小學、初中學校家長占65.12%，其中城區民辦學校家長占26.43%，農村小學家長占10.02%。各年級家長參與調查的分布情況為：一年級6.34%，二年級7.24%，三年級7.69%，四年級7.62%，五年級8.66%，六年級11.57%，七年級17.10%，八年級13.29%，九年級20.49%。

二、三好學生家庭教育影響分項調查與分析

1.家庭教育環境對三好學生的影響

主要從“家庭經濟情況、父母婚姻狀況和夫妻關系、親子關系和家庭結構”幾個方面來調查家庭教育環境與孩子能否成為三好學生之間的相關性情況，對數據進行多元回歸分析如下：

通過以上多元線性回歸分析，探究家庭教育環境對三好學生的影響，校正R2作為判斷多元線性回歸方程擬合優度的指標，該回歸模型的校正R2為0.024，代表自變量變異可以解釋因變量變異的2.4%，擬合程度良好，且殘差無存在非常態性與異質變異的問題。通過F檢驗進行回歸方程的顯著性檢驗，F=6.436，p<0.001，說明自變量與因變量共線是顯著的，可以建立線性方程。

通過t檢驗來檢驗每個回歸系數的有效性，從上表可看出，應剔除“您的家庭經濟情況、您的孩子每月平均總支出、家長是否常常在孩子面前爭吵、您如何看待父母和孩子之間的關系、您家的家庭結構屬于哪種類型”這幾個自變量。

建立的回歸模型：Y= 2.798+0.124X，其中Y為孩子得“三好學生”情況，X為“現在您與孩子之間的關系如何”。

從以上分析可以看出，在家庭教育環境方面，對孩子能否成為三好學生影響最為顯著的是家庭親子關系。

2.家庭教育內容對三好學生的影響

主要從“父母對孩子學習成績的要求、父母對孩子學習態度的要求、父母對孩子體育和勞動鍛煉的要求、規則意識培養和父母對孩子心理健康的關注度”幾個方面來調查家庭教育內容與孩子能否成為三好學生之間的相關性情況，對數據進行多元回歸分析如下：

通過多元線性回歸分析，探究家庭教育內容對三好學生的影響，校正R2作為判斷多元線性回歸方程擬合優度的指標，該回歸模型的校正R2為0.109，代表自變量變異可以解釋因變量變異的10.9%，擬合程度良好，且殘差無存在非常態性與異質變異的問題。通過F檢驗進行回歸方程的顯著性檢驗，F=21.533，p<0.001，說明自變量與因變量共線是顯著的，可以建立線性方程。

通過t檢驗來檢驗每個回歸系數的有效性，從上表可看出，應剔除“在培養孩子的規則意識、您與孩子有約法三章嗎、您在教育孩子的過程中關注孩子的心理健康程度”這幾個自變量。

建立的回歸模型：Y= 1.493+0.252X1+0.112 X2+0.079 X3+0.199 X4-0.135X5（其中Y為孩子得“三好學生”情況，X1為“您的孩子平時身體鍛煉的情況”，X2為 “您對孩子的學習成績的要求”，X3為“您對孩子的學習態度的要求程度”，X4為“您會讓孩子做家務活或是其他的勞動嗎”）。

通過多元線性回歸分析發現，在家庭教育內容方面，家長對孩子的學習成績要求和學習態度要求高、對孩子體育鍛煉的要求嚴格、家長適當讓孩子做家務勞動這幾個方面對孩子成為三好學生的影響顯著。

3.家庭教育方法對三好學生的影響

主要從“父母對待孩子的意見、父母對孩子的尊重程度、父母對待孩子犯錯時的批評方式、父母是否懂得欣賞和贊揚孩子”幾個方面來調查家庭教育方法與孩子能否成為三好學生之間的相關性情況，對數據進行的多元回歸分析如下：

通過多元線性回歸分析，探究家庭教育方法對三好學生的影響，校正R2作為判斷多元線性回歸方程擬合優度的指標，該回歸模型的校正R2為0.045，代表自變量變異可以解釋因變量變異的4.5%，擬合程度良好，且殘差無存在非常態性與異質變異的問題。通過F檢驗進行回歸方程的顯著性檢驗，F=11.520，p<0.001，說明自變量與因變量共線是顯著的，可以建立線性方程。

通過t檢驗來檢驗每個回歸系數的有效性，從上表可看出，應剔除“當您聽說孩子犯了錯誤時、您在教育孩子的過程中如何對待孩子的意見、在家里您教育孩子時平等尊重孩子的情況、您在教育孩子的過程中是否注意語氣與語言、您在批評孩子時哪種方式用得最多”這幾個自變量。

建立的回歸模型：Y= 2.279+0.175X，其中Y為孩子得“三好學生”情況，X為您“在教育孩子的過程中是否懂得欣賞與贊揚”。

從以上綜合分析可以發現，在家庭教育方法方面，家長最需要關注和引起重視的是要懂得恰到好處地欣賞和贊揚孩子，一個懂得欣賞和贊揚孩子的家長能夠成就相對優秀的孩子。

4.家庭教育理念、目標和計劃對三好學生的影響

主要從“家庭教育理念、目標和計劃”幾個方面來調查家庭教育理念、目標和計劃與孩子能否成為三好學生之間的相關性情況，對數據進行的多元回歸分析如下：

通過多元線性回歸分析，探究家庭教育理念、目標和計劃對三好學生的影響，校正R2作為判斷多元線性回歸方程擬合優度的指標，該回歸模型的校正R2為0.044，代表自變量。

建立的回歸模型：Y= 2.038+0.234X1+0.107X2（其中Y為孩子得“三好學生”情況，X1為“您認為自己的教育理念”，X2為“您教育孩子是否有具體計劃”。

綜上所述，在家庭教育中，如果家長有著比較先進的教育理念，雖然這些理念不會直接對孩子的學業成績產生影響，但通過先進教育理念的指導，教育方法也會相對比較科學，所以教育的效果也會更好;另外，在教育中有具體的計劃也是非常必要的，因為僅僅有先進的理念還不夠，還要通過具體的教育計劃把先進的教育理念融入家庭教育實踐的各個環節中去。

5.家庭教育中教育主體自身情況對三好學生的影響

主要從“父母的文化程度、父母的工作性質、父母對子女的學業和成才期望、父母自身的道德修養、父母的學習與反思能力和父母的身教情況”幾個方面，來調查家庭教育主體與孩子能否成為三好學生之間的相關性情況，對數據進行的多元回歸分析如下：

通過多元線性回歸分析，探究家庭教育主體對三好學生的影響，校正R2作為判斷多元線性回歸方程擬合優度的指標，該回歸模型的校正R2為0.101，代表自變量變異可以解釋因變量變異的10.1%，擬合程度良好，且殘差無存在非常態性與異質變異的問題。通過F檢驗進行回歸方程的顯著性檢驗，F=19.729，p<0.001，說明自變量與因變量共線是顯著的，可以建立線性方程。

通過t檢驗來檢驗每個回歸系數的有效性，從上表可看出，應剔除“孩子的父親的文化程度、孩子父親的工作性質、孩子母親的工作性質、您在教育孩子的過程中注重身教的程度”這幾個自變量。

建立的回歸模型：Y=2.924-0.077X1-0.174 X2+0.240 X3+0.160 X4，其中Y為孩子得“三好學生”情況，X1為“孩子母親的文化程度”，X2為“您認為自己的道德修養水平怎樣”，X3“您對子女的學業期望是”，X4為“您對子女的成才期望值”。

通過以上多元線性回歸分析，不難發現“母親的文化程度、父母自身的道德修養水平、父母對子女的學業期望、父母對子女的成才期望值”這幾個因素與孩子能夠成為三好學生之間的相關性顯著。

另外，通過對“家長學習了解新知”的描述性統計發現，有824人選擇想要了解“介紹家庭教育的基本知識和方法”;其次有713人選擇“基本會了解一些家庭教育的基本知識和方法”。通過對“家長自身反省”的描述性統計發現，有802人選擇“不夠耐心”;其次有764人選擇“知識不夠”。從這個統計數據來看，當下家長自身學習的意愿還是比較強烈的，并且對自身教育行為也有較好的反省能力。

三、三好學生與非三好學生家庭教育顯著因素占比對照分析

通過上面的分析，歸納出了家庭教育5大方面中的11個顯著因素，然后對比這些顯著因素在三好學生和非三好學生家庭教育實踐中占比情況，具體結果如下：

根據上面的數據對比，我們發現三好學生的家庭教育在這些顯著因素方面的百分比遠遠超過三好學生只占班級總人數10%的比例，在教育理念方面甚至已經超過40%，而占比最低的“對孩子學業的期望水平較高”這一因素也達到了26.40%，這更好地說明了那些能夠培養出較優秀孩子的家長自覺不自覺地、更多地應用了上面所歸納的這些顯著因素。當然家庭教育本身也有其自身的特點，有些顯著因素也可能沒有設計到本次問卷調查中。而且每個孩子都是不同的個體，很難就此下定論只有這些因素才是家庭教育的顯著因素。這里僅從本次調查的數據得出如下基本結論：家庭中親子關系融洽，家長自身道德修養和文化程度較高，有比較先進的教育理念和科學的教育方法，家長做事有計劃、懂得欣賞和贊揚自己的孩子，對孩子道德、學業和成才有較高的期望和要求，注重孩子的體育和勞動鍛煉等因素，與成就優秀孩子相關性顯著。

綜合以上數據分析結果，發現以上這些顯著因素對于培養優秀孩子有著比較重要的影響和較高的參考價值。

吳惠強? ?浙江省金華教育學院黨委書記、教授，浙江師范大學碩導，東北師范大學家庭與學校合作教育研究中心教授，中國陶行知研究會常務理事、蘇霍姆林斯基研究專委會副理事長。

張建勛? ?浙江省永康市花街初中英語教師，浙江師范大學教育管理專業碩士，曾獲市優秀班主任等榮譽。