青少年合作感研究*
——問卷編制與統(tǒng)計(jì)差異分析

孫 卉 張 田 盧家楣 王宏海

青少年的合作感(forgiveness feeling)是青少年情感素質(zhì)體系中的一種情感[1]。盧家楣等人在全國范圍內(nèi)對(duì)青少年情感素質(zhì)進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)青少年情感素質(zhì)包含兩個(gè)層次六大種類和42個(gè)具體情感[2]。兩個(gè)層次指的是情感的本體層次(道德情感、理智情感、審美情感、生活情感、人際情感)和對(duì)情感的操作層次(情感能力)。其中合作感屬于人際情感，指的是愿意與他人合作的情感?！昂献鞲小笔菍?duì)“合作”的延伸，“合作”存在于社會(huì)生活的方方面面，而“合作感”則是心理學(xué)的概念，是從情感的角度來研究合作的行為。綜合而言，合作感就是愿意與他人合作，并能在合作過程中體驗(yàn)到的一種積極情感。相比合作，合作感更側(cè)重于情感層面。

目前，國內(nèi)外尚無測(cè)量合作感的工具，盧家楣等人編制的青少年情感素質(zhì)問卷包含合作感維度[2]，但由于題目較少，不足以形成完整的問卷。因此，本研究在借鑒相關(guān)青少年量表編制和改進(jìn)的基礎(chǔ)上[3]，嘗試編制能夠測(cè)量青少年合作感的問卷，并在此基礎(chǔ)上對(duì)青少年合作感的特點(diǎn)進(jìn)行調(diào)查。

合作感應(yīng)可分為兩個(gè)維度，一是合作意愿，即愿意與他人合作；二是情感體驗(yàn)，即在合作中能體驗(yàn)到積極的情感。當(dāng)合作意愿和情感體驗(yàn)一致時(shí)，合作感問卷應(yīng)為單一維度；當(dāng)兩者不一致時(shí)，問卷應(yīng)可分為兩個(gè)維度?？紤]到未成年人的意愿和情感的一致性，本研究提出以下研究假設(shè)，假設(shè)1：青少年合作感問卷包含單一維度；假設(shè)2：青少年的合作感在不同方面存在統(tǒng)計(jì)差異。

青少年合作感問卷的編制

1.問卷初始項(xiàng)目的形成與初測(cè)

首先對(duì)上海市某中學(xué)100名學(xué)生進(jìn)行開放式問卷調(diào)查，對(duì)20名學(xué)生進(jìn)行深度訪談。對(duì)結(jié)果進(jìn)行整理后，邀請(qǐng)心理學(xué)專家對(duì)該結(jié)果進(jìn)行討論，最終形成包含30個(gè)項(xiàng)目的初始問卷。初始問卷采用6點(diǎn)評(píng)分，評(píng)分越高表示越符合實(shí)際情況。被試的問卷總分越高，表明其合作感越強(qiáng)。

此后，在上海市某中學(xué)發(fā)放問卷230份，收回有效問卷208份，樣本有效率為90.43%。其中男生89人，女生119人，平均年齡16.8±1.2歲。

2.初測(cè)的結(jié)果與分析

采用SPSS16.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)的錄入，并進(jìn)行以下數(shù)據(jù)處理：

首先，對(duì)初始問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析。為計(jì)算決斷值(CR)，將問卷總分前27%作為高分組，后27%作為低分組，并做差異顯著性檢驗(yàn)，本研究對(duì)CR值低于3的項(xiàng)目予以刪除；為計(jì)算項(xiàng)目的鑒別力指數(shù)(D)，同樣按總分進(jìn)行高低分組，用高分組的得分率減去低分組的得分率，所得結(jié)果即為項(xiàng)目的鑒別力指數(shù)，本研究以0.3為D的臨界點(diǎn)。結(jié)果刪除9個(gè)項(xiàng)目。

其次，對(duì)剩余的21個(gè)項(xiàng)目做探索性因素分析。在球形檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，使用主成分分析法和方差極大正交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示，特征值大于1的因子有兩個(gè)，共解釋總變異的61.123%。之后，根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)刪除不適當(dāng)?shù)捻?xiàng)目：①最高因素負(fù)荷小于0.4，②在不同因素上有相似負(fù)荷，③共同度小于0.4。因此，再刪除3個(gè)項(xiàng)目。此后，對(duì)剩余的18個(gè)項(xiàng)目按照以上程序再一次做探索性因素分析，再次刪除3個(gè)項(xiàng)目，之后對(duì)剩余的項(xiàng)目做第三次探索性因素分析，結(jié)果顯示，特征值大于1的因子只有一個(gè)，可以解釋總變異的57.728%，并且沒有項(xiàng)目需要再被刪除。

3.問卷的再測(cè)

在南京和上海兩地的三所中學(xué)發(fā)放問卷600份，收回有效問卷563份，樣本有效率為93.83%。其中男生256人，女生307人；平均年齡15.6±1.3歲。在再測(cè)中使用以下量表：

一是青少年合作感問卷。初測(cè)確定的青少年合作感問卷包含15個(gè)項(xiàng)目，全部項(xiàng)目從屬于單一維度。問卷采用6點(diǎn)計(jì)分，被試的問卷總分越高，表明其合作感越強(qiáng)。初測(cè)中，該問卷內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.875。

二是青少年情感素質(zhì)問卷(合作感維度)。該問卷由盧家楣等人編制，其中合作感屬于人際情感的一個(gè)維度，維度的內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.673[2]。在本研究中，合作感維度的內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.678。

三是人際信任量表(interpersonal trust scale)。該量表由Rotter編制。量表共包含25個(gè)項(xiàng)目，每個(gè)項(xiàng)目5級(jí)評(píng)分。該量表的分半信度為0.76，重測(cè)信度為0.56～0.68[4]。本研究中，問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.788。有研究者將人際間的信任等同于合作[5]，因此本研究中以人際信任量表為校標(biāo)，檢測(cè)合作感問卷的校標(biāo)關(guān)聯(lián)信度。

4.再測(cè)的結(jié)果與分析

采用SPSS16.0和AMOS16.0軟件進(jìn)行以下數(shù)據(jù)處理：

首先，檢驗(yàn)問卷的結(jié)構(gòu)效度。以合作感為單一維度做驗(yàn)證性因素分析，經(jīng)過驗(yàn)證，各項(xiàng)指標(biāo)如下，χ2(90)=451.53，CFI=0.954，GFI=0.907，AGFI=0.876，NNFI=0.947，RMSEA=0.078，其中除AGFI稍低于0.9，其他指標(biāo)均達(dá)到要求，表明該模型與再測(cè)數(shù)據(jù)擬合較好，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

再次，檢驗(yàn)問卷的外部效度。利用關(guān)聯(lián)效標(biāo)來驗(yàn)證合作感問卷的外部效度，在本研究中，效標(biāo)采用青少年情感素質(zhì)問卷的合作感維度得分和人際信任量表的得分。計(jì)算相關(guān)后，青少年合作感問卷的得分與青少年情感素質(zhì)問卷的合作感維度得分和人際信任量表的得分之間的相關(guān)分別是0.774和0.549，兩者均達(dá)到顯著性水平，表明問卷的外部效度良好。

青少年合作感的統(tǒng)計(jì)差異

利用前文編制的《青少年合作感問卷》，在上海和南京兩地進(jìn)行了青少年合作感現(xiàn)狀的調(diào)查。利用中學(xué)自修課時(shí)間在教室內(nèi)進(jìn)行集體施測(cè)，并當(dāng)場(chǎng)回收問卷。共發(fā)放問卷600份，收回有效問卷563份，樣本有效率為93.83%。調(diào)查研究的結(jié)果如下：

1.青少年合作感的現(xiàn)狀

青少年的合作感均分為4.1819(SD=0.496)，處于問卷選項(xiàng)4“有點(diǎn)符合”和問卷選項(xiàng)5“基本符合”之間，該結(jié)果和盧家楣等人的全國調(diào)查結(jié)果差異(合作感均分為4.14)不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=1.982，p=0.053)。

2.青少年合作感的性別差異

以性別為自變量，對(duì)青少年合作感進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，青少年合作感在性別上差異存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其中女生的合作感得分(M=4.407，SD=0.340)顯著高于男生(M=3.943，SD=0.523)。

3.青少年合作感的年級(jí)差異

以年級(jí)為自變量，對(duì)青少年合作感進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果顯示，青少年合作感在年級(jí)上差異存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。進(jìn)一步進(jìn)行事后比較，結(jié)果顯示，初一和初三年級(jí)的合作感差異不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，而初二學(xué)生的合作感顯著高于其他兩個(gè)年級(jí)。

4.青少年合作感的學(xué)業(yè)成績差異

以自評(píng)學(xué)業(yè)成績?yōu)樽宰兞?，?duì)青少年合作感進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果顯示，青少年合作感在學(xué)業(yè)成績上差異存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(F=17,582，P=0.000)。進(jìn)一步進(jìn)行事后比較，結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)成績“較好”的學(xué)生其合作感水平最高，而學(xué)業(yè)成績“較差”和“很差”的學(xué)生合作感最低，通過圖1可見，整體來說，自評(píng)學(xué)業(yè)成績較好的學(xué)生，其合作感水平也較高。

圖1 青少年合作感的學(xué)業(yè)成績差異

*：1表示“很好”，2表示“較好”，3表示“中等”，4表示“較差”，5表示“很差”

5.獨(dú)生與非獨(dú)生子女的合作感差異

以獨(dú)生與否為自變量，對(duì)青少年合作感進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，青少年合作感在獨(dú)生子女(M=4.407，SD=0.340)與非獨(dú)生子女(M=3.943，SD=0.523)上差異不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

6.家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年合作感的影響

對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位[1]的各個(gè)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，將各個(gè)指標(biāo)的Z值標(biāo)準(zhǔn)分相加，將Z值的總分作為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)。對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和青少年合作感做相關(guān)分析，結(jié)果顯示，兩者之間相關(guān)度較低(r=-0.080，P=0.250)。

討 論

隨著社會(huì)的發(fā)展和素質(zhì)教育的日益深入，如何從青少年情感發(fā)展的角度來促進(jìn)青少年的發(fā)展已經(jīng)成為社會(huì)關(guān)注的問題，作為集中體現(xiàn)青少年情感發(fā)展內(nèi)涵的“青少年情感素質(zhì)”概念也就應(yīng)運(yùn)而生。盧家楣等人通過研究，建立了青少年情感素質(zhì)的體系，合作感則是情感素質(zhì)體系中的一個(gè)具體情感[1]。對(duì)于青少年情感素質(zhì)的研究有助于教育觀念的轉(zhuǎn)變，關(guān)注青少年素質(zhì)中情感方面培養(yǎng)，從根本上幫助人們扭轉(zhuǎn)情知失衡的育人局面，倡導(dǎo)情知互促的素質(zhì)教育新格局。然而，對(duì)于合作感的研究還缺乏針對(duì)性較強(qiáng)的工具，以往研究常常以合作意識(shí)量表、合作量表為測(cè)量工具。因此，本研究根據(jù)合作感的概念，并結(jié)合合作意識(shí)、合作觀念等相關(guān)領(lǐng)域的研究，編制了青少年合作感問卷，并借此對(duì)青少年合作感的現(xiàn)狀與特點(diǎn)進(jìn)行了調(diào)查，對(duì)于調(diào)查結(jié)果可進(jìn)行以下討論：

1.編制的問卷合理有效

初始問卷經(jīng)過項(xiàng)目分析和探索性因素分析，從30個(gè)項(xiàng)目被簡(jiǎn)化為15個(gè)項(xiàng)目，15個(gè)項(xiàng)目從屬于單一維度，該維度可以解釋方差總變異的57.728%。此外，全部15個(gè)項(xiàng)目的鑒別力指數(shù)均大于0.3，擁有較高的區(qū)分度。經(jīng)檢驗(yàn)，該問卷內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.875。經(jīng)過復(fù)測(cè)檢驗(yàn)，問卷的結(jié)構(gòu)效度(驗(yàn)證性因素分析結(jié)果符合統(tǒng)計(jì)學(xué)要求)和外部效度(與青少年情感素質(zhì)問卷的合作感維度得分和人際信任量表的得分之間的相關(guān)分別是0.774和0.549)均良好。基于問卷的15個(gè)項(xiàng)目從屬于單一維度，因此研究假設(shè)1得到驗(yàn)證。

2.青少年合作感總體呈積極范疇但仍需加強(qiáng)

本研究中，青少年的合作感均分4.1819(SD=0.496)，與盧家楣等人在全國范圍內(nèi)做的調(diào)查結(jié)果不存在顯著差異，該分?jǐn)?shù)處于問卷選項(xiàng)4“有點(diǎn)符合”和問卷選項(xiàng)5“基本符合”之間，說明青少年的合作感總體屬于積極范疇，但是該分?jǐn)?shù)距離“基本符合”還有相當(dāng)?shù)木嚯x，因此青少年的合作感還需要進(jìn)一步加強(qiáng)。

3.青少年合作感的性別差異分析

本研究顯示，青少年合作感在性別上存在顯著的差異，其中男生的合作感水平低于女生。該結(jié)果也符合國外學(xué)者觀點(diǎn)，他們認(rèn)為對(duì)于人際情感方面的能力，女性要高于男性[6-7]。此外，對(duì)于進(jìn)入青春期的男生，更愿意通過個(gè)人的表現(xiàn)來彰顯個(gè)性，吸引他人的注意，因此更少地參與團(tuán)隊(duì)合作，也不愿意與他人合作。

4.青少年合作感的年級(jí)差異分析

本研究顯示，青少年合作感在年級(jí)上存在差異，其中初二學(xué)生的合作感高于初一和初三的學(xué)生。出現(xiàn)該差異的原因可能在于同伴和教學(xué)的影響：首先，對(duì)于初一學(xué)生而言，他們剛進(jìn)入中學(xué)階段(問卷調(diào)查的時(shí)候初一新生剛?cè)雽W(xué)不久)，在新的環(huán)境中尚未形成穩(wěn)定的同伴關(guān)系，這樣既不能從同伴處獲得合作的榜樣，也沒有恰當(dāng)?shù)暮献鲗?duì)象；其次，初三學(xué)生而言，他們面臨較多的學(xué)業(yè)壓力，課堂教學(xué)也圍繞中考展開，缺少必要的合作訓(xùn)練。以上兩點(diǎn)從同伴和教學(xué)兩個(gè)方面解釋了初一和初三學(xué)生的合作感水平較低的原因。

5.青少年合作感的學(xué)業(yè)成績差異分析

本研究顯示，青少年合作感在自評(píng)學(xué)業(yè)成績上存在差異，其中自評(píng)學(xué)業(yè)成績較好的學(xué)生，其合作感水平也較高。對(duì)于該差異，一方面可能是學(xué)業(yè)成績確實(shí)是影響合作感的因素之一，另一方面，換一個(gè)角度而言，也許是因?yàn)楹献鞲械牟煌?，才?dǎo)致了學(xué)業(yè)成績的差異。有研究顯示，合作感的發(fā)展有助于青少年提高學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和學(xué)業(yè)成績。例如，Ames和Murray[8]的研究就發(fā)現(xiàn)，與控制組相比，合作學(xué)習(xí)組的學(xué)生能夠在小組中相互交流學(xué)習(xí)的經(jīng)驗(yàn)和方法，從而讓學(xué)生獲得一種“過程獲得”的感受，在這種感受中發(fā)現(xiàn)新的思路和方法，進(jìn)而提高學(xué)習(xí)效率和學(xué)業(yè)成績。Laughlin則認(rèn)為，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因是合作小組中的學(xué)習(xí)者更能夠快速地將注意力集中到問題的概念和問題解決上去[9]。

6.家庭因素對(duì)合作感的影響

家庭是影響孩子行為和情感發(fā)展的重要因素，而本研究顯示，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與青少年合作感水平之間的相關(guān)不顯著，這與家庭因素的重要性并不矛盾。家庭因素主要強(qiáng)調(diào)家長對(duì)于青少年的言傳身教，而家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位強(qiáng)調(diào)的是家庭的客觀環(huán)境?？梢?，無論家庭的客觀條件如何，只要父母注重對(duì)孩子的教育，同樣能夠促進(jìn)青少年的合作感甚至是各方面情感的發(fā)展。

此外，對(duì)于獨(dú)生與非獨(dú)生子女的差異檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)群體不存在顯著的差異。這與傳統(tǒng)思維中獨(dú)生子女比較自私、合作性差等想法是相悖的。這一方面說明，我們對(duì)于獨(dú)生子女的一些負(fù)性刻板印象需要加以矯正，另一方面可能是因?yàn)殡S著學(xué)前教育的普及，兒童能夠較早、較多地接觸其他的兒童，進(jìn)行同伴交往。一方面，同伴交往為他們提供了合作的榜樣，通過對(duì)同伴的觀察學(xué)習(xí)提升合作感的水平；另一方面，與同伴的接觸也提供了合作的對(duì)象，當(dāng)遇到問題需要合作解決時(shí)，擁有彼此信任的同伴也為合作提供了可能性。

參 考 文 獻(xiàn)

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2.盧家楣,劉偉,賀雯,等.我國當(dāng)代青少年情感素質(zhì)現(xiàn)狀調(diào)查.心理學(xué)報(bào),2009,41 (12): 1142-1164.

3.王冬,陳美燕,周創(chuàng).青少年健康促進(jìn)量表在大陸某高校學(xué)生中的適用性研究.中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì),2009,26 (1): 80-82.

4.Rotter JB.Generalized expectancies of interpersonal trust.American Psychologist,1971,26 (4): 443-452.

5.Hosmer LT.Trust: The connecting link between organizational theory and philosophical ethics.The Academy of Management Review,1995,20 (2): 379-403.

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8.Ames GJ,Murray FB.When two wrongs make a right: Promoting cognitive change by social conflict.Developmental Psychology,1982,18 (4): 894-897.

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