中職生學習主觀幸福感問卷的初步編制

張長英, 孔博鑒, 王兆泉

(1.江蘇理工學院教育學院，江蘇 常州 213001;2.浙江師范大學教師教育學院，浙江 金華 321004)

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中職生學習主觀幸福感問卷的初步編制

張長英1, 孔博鑒1, 王兆泉2

(1.江蘇理工學院教育學院，江蘇 常州 213001;2.浙江師范大學教師教育學院，浙江 金華 321004)

摘要：為了真實反映出中職生對學習的主觀感受性，根據(jù)相關研究及訪談結(jié)果，編制中職生學習主觀幸福感問卷.通過探索性因素分析確定問卷為4個維度，能解釋總變異的50.963%.內(nèi)部一致性信度為0.768，分半信度為0.762.驗證性因素分析表明問卷的四因素模型各項參數(shù)均達到可以接受的水平.4個維度與總分各自之間均呈現(xiàn)顯著相關.該問卷具有較好的信度和效度，可用于測量中職生的學習主觀幸福感.

關鍵詞：中職生;學習主觀幸福感；學習體驗；學業(yè)成就；社會支持；就業(yè)壓力；專業(yè)認知

學習主觀幸福感是對主觀幸福感的具體化，是作為特殊個體的學生依據(jù)自己設定的標準對其學習活動做出的整體性評估，是衡量學習生活質(zhì)量的重要綜合心理指標[1].目前國內(nèi)心理學界已逐步展開對青少年學習主觀幸福感的研究[1-4],主要采用自編問卷，對中學生學習主觀幸福感的現(xiàn)狀及影響因素進行調(diào)查.結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中學生學習主觀幸福感普遍偏低，在學校類型、年級等方面存在差異.

作為不同于普高生的中職生這類特殊群體，有關其學習主觀幸福感的研究較少.目前，許多中職生是由于中考失利而不得不接受職業(yè)教育，相對于普高生而言，他們會產(chǎn)生一種自卑心理以及學習上的挫敗感.段安蜀[5]調(diào)查指出，69%的中職生認為自己不如普高生.另外，職業(yè)教育采取專業(yè)制，職業(yè)化、專業(yè)化傾向明確，在這種制度下接受教育的學生，對學習的感受和評價也會不同于普高生.他們的學習問題也比較突出，如學習目標不明確[6]、學習動機層次不高[7]、學習方法不當、學習習慣不良[8]等.通過對中職生學習主觀幸福感現(xiàn)狀的研究，不僅可了解其對學習態(tài)度的反應，也可明晰其學習情感的表現(xiàn)，從而改善和提高他們的學習生活質(zhì)量和滿意度，為職業(yè)學校因材施教提供切實可行的心理學依據(jù).

1研究方法

1.1被試

1.1.1訪談被試

隨機抽取某職業(yè)學校的12名學生，男生6人，女生6人.

1.1.2問卷調(diào)查被試

利用整群抽樣的方法，在常州3所中職學校發(fā)放問卷350份，收回316份，回收率為90%，排除無效問卷35份，得到有效問卷281份.其中：一年級學生96人，二年級學生139人，三年級學生46人；男生128人，女生153人.

1.2研究工具

1.2.1制定訪談提綱

在已有相關研究基礎之上，特別是關于中學生學習主觀幸福感的研究，分析問卷編制的理論基礎、維度設置及答題方法等，并借鑒其合理之處.同時考慮中職生的特殊之處，即接受的職業(yè)教育、心理狀態(tài)、文化基礎等方面因素，最后初步設想考慮學習體驗、學業(yè)成就、社會支持、就業(yè)壓力(升學壓力)和專業(yè)認知5個方面因素.在此基礎上，設計了10道題目進行訪談.

1.2.2問卷編制

前期訪談結(jié)果顯示，預期維度設置比較合理，所以根據(jù)這5個維度進行問卷編制.編制好的問卷共45個項目，其中：學習體驗9題，學業(yè)成就9題，社會支持8題，就業(yè)壓力(升學壓力)10題，專業(yè)認知9題.學習體驗是學生對學習情感的反映；學業(yè)成就反映了學生對學習的主觀態(tài)度；社會支持從外部客觀角度考察影響學生學習態(tài)度的程度；就業(yè)壓力(升學壓力)也是從客觀角度考察學生對學習的態(tài)度和情感；專業(yè)認知考察學生對學習的認知.問卷采用改為Likert 5級計分制，分別用數(shù)字1～5代表“完全不符合”、“有點不符合”、“不清楚”、“有點符合”、“完全符合”.

1.3數(shù)據(jù)處理

采用SPSS17.0和AMOS17.0進行統(tǒng)計分析.

2結(jié)果

2.1項目分析

2.1.1鑒別指數(shù)

對初測結(jié)果進行分析時，首先要分析鑒別指數(shù)，即將測驗按照總分進行高低排序，總得分的前27%設為高分組，后27%設為低分組，然后采用獨立樣本t檢驗以檢驗出每個項目在高低兩組上的差異(表1)，刪除那些在統(tǒng)計學上沒有顯著差異的項目.通過對已有數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)，低分組為≤133分，高分組為≥154分.

表1　各項目之間高低組獨立樣本t檢驗

*代表P< 0.05，**代表P< 0.01，下同.

經(jīng)過獨立樣本t檢驗之后發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)題目均能達到0.05水平上的顯著性差異.只有第28題(t=0.564)，第36題(t=-0.765)，第38題(t=0.308)，沒有達到顯著要求，即刪除這些題目.

2.1.2區(qū)分度

刪除上述項目后，計算各項目與問卷總分值之間的相關系數(shù)(表2)，用相關系數(shù)作為區(qū)分度指標，再刪除相關系數(shù)過高(r>0.8)和過低(r<0.3)的項目.因此，刪除了第7題(r=0.162)，第10題(r=0.268)，第11題(r=0.269)，第17題(r=0.179)，第19題(r=0.137)，第22題(r=0.292)，第31題(r=-0.161)，第33題(r=0.288)，第34題(r=-0.154)，第42題(r=-0.185).

表2　各項目和總分之間的相關

2.2探索性因素分析

KMOS系數(shù)為0.883，Bartlett球形檢驗在0.00水平上顯著，其結(jié)果表明數(shù)據(jù)適合做探索性因素分析.

對剩下的32個因子進行初步分析后，發(fā)現(xiàn)公因子方差均符合要求(刪除<0.4的項目)，因此不需要再刪除項目.但在研究中用主成分法抽取特征根>1的因素，經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)，32個項目得到9個因子，這和當初設想的5個因子有所偏差，同時發(fā)現(xiàn)第5題單獨成一因子，根據(jù)標準，一因子至少應該包含3個項目，因此需要對第5題進行刪除，在刪除后繼續(xù)用同樣方法進行分析，發(fā)現(xiàn)有8個因子，最后的分析結(jié)果見圖1.

圖1　主成分分析的碎石圖Fig. 1　The scree plot of principal component analysis

對剩下的32個項目采用主成分分析抽取共同因素，根據(jù)碎石圖和特征根值>1的標準確定因素數(shù)目.采用斜交旋轉(zhuǎn)、方差最大旋轉(zhuǎn)再次進行探索性因素分析.根據(jù)以下標準篩選項目：1)剔除在單個因素負荷<0.40的項目;2)剔除2個因素負荷>0.35的項目.經(jīng)過5次探索性因素分析后，保留22個題項，方差累積貢獻率為50.963%.根據(jù)各因素包含的項目的意義命名.第一個因素包括8個項目，主要描述學生在學習過程中體會到的社會支持，命名為“社會支持”；第二個因素包括6個項目，主要描述學生在學習過程體驗到的成就，命名為“學業(yè)成就”；第三個因素包括5個項目，主要描述學生對所學專業(yè)的認識，命名為“專業(yè)認知”；第四個因素包括3個項目，主要描述學生在學習過程中的消極感受，命名為“消極體驗”.結(jié)果見表3.

表3　中職生學習主觀幸福感問卷的因子結(jié)構

2.3驗證性因素分析

利用AMOS17.0對奇數(shù)序號數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，確定實際數(shù)據(jù)的擬合程度(表4)；確定問卷的四因子模型(圖2).

表4　四因子模型擬合指標

結(jié)構方程模型中，各指數(shù)標準分別為：χ2/df>10，表示模型很不理想，小于5表示可以接受，小于3表示模型較好；AGFI、CFI、GFI應大于或接近0.90，越接近1越好；RMSEA處于0～1之間，臨界值為0.08，越接近0越好.結(jié)合上面的標準，可知該模型比較理想；其余各值也在可接受范圍之內(nèi)，因此，本問卷模型構建比較理想.

問卷的四因子模型相互之間關聯(lián)系數(shù)都達到顯著程度，可見問卷的維度設置比較合理(圖2).

2.4問卷信度檢驗

經(jīng)過分析發(fā)現(xiàn)，本問卷的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.768，可信度較高.將各項目按照奇偶題號進行分類，并計算其相關系數(shù)，結(jié)果顯示分半信度系數(shù)為0.762，表明兩者之間呈顯著相關，說明問卷分半信度很好.

圖2　中職生學習主觀幸福感問卷五因子模型Fig. 2　The four factors model of the secondary vocational students’ learning subjective well being

2.5問卷各維度之間的相關分析

各維度之間的相關分析見表5.通過相關分析，4個維度之間均呈現(xiàn)顯著相關，而且他們各自和總分呈現(xiàn)顯著相關，說明每個因子都對總分有較大貢獻，說明本問卷維度設置比較合理.

表5　各維度之間相關性分析

3討論

本研究在訪談、開放式問卷的基礎之上，參考相關文獻，盡可能地使初始問卷能真實有效地反映出中職生學習主觀幸福感的維度，并仔細揣摩初始問卷的題目表述，爭取能讓中職生明白題目含義，問卷發(fā)放使用同一指導語，在問卷收回后進行嚴格篩選，將填寫不完整和不符合要求的問卷進行刪除，保證調(diào)查的真實性和有效性.在對問卷分析后發(fā)現(xiàn)，其總信度達到了0.768，分半信度也達到了0.762.在刪除問卷一些不符合要求的項目并進行探索性因素分析和驗證性因素分析之后，分析碎石圖和因素載荷表，最終確定了4個維度和22個項目，通過模型擬合指標可以發(fā)現(xiàn)，模型的擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)、近似誤差方根(RMSEA)和比較擬合指數(shù)(CFI)等都達到了可以接受的統(tǒng)計學標準，說明數(shù)據(jù)擬合程度較好，各因子均有良好的結(jié)構效度.因此，可以說明自編中職生學習主觀幸福感問卷的信度、效度符合心理測量學的要求，可以作為有效問卷在實際生活中應用.

4結(jié)論

1)中職生學習主觀幸福感結(jié)構包含4個維度，分別是社會支持、學業(yè)成就、專業(yè)認識、消極體驗.

2)自編《中職生學習主觀幸福感問卷》具有良好的項目區(qū)分度、結(jié)構效度、內(nèi)部一致性信度和分半信度，可作為進一步研究的測量工具.

3)自編中職生學習主觀幸福感問卷的外部效度尚需在進一步研究中得到驗證.

參考文獻:

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[2] 陳洪巖.中學生學習主觀幸福感及其影響因素研究[D]. 南京:南京師范大學，2007.

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[5] 段安蜀.關于中等職業(yè)學校學生心態(tài)的調(diào)查[J].中國職業(yè)技術教育,2004(29)：36-38.

[6] 李桂珍.中職生厭學現(xiàn)狀、成因及對策分析[J].新課程研究(職業(yè)教育),2010(5)：136-137.

[7] 鄒國祥.中職生學習動機調(diào)查[J].教育與職業(yè)，2011(10)：54-55.

[8] 張彩俠，曹彬，楊新勝.中職生學習狀況調(diào)查及其對高職教學的啟示[J].職業(yè)技術，2009，1(1)：18-19.

收稿日期：2016-03-21

基金項目：江蘇省教育科學“十二五”規(guī)劃高校哲學社會科學研究基金項目(C-c/2011/01/70)；國家社會科學基金“十二五”規(guī)劃教育學一般課題項目(BJA130094)；江蘇理工學院社科基金項目(KYY13505).

通信作者：張長英(1976—)，女，副教授，博士，主要從事兒童青少年社會性發(fā)展、心理健康教育研究. E-mail：zcytly@jsut.edu.cn

doi:10.3969/j.issn.1674-232X.2016.04.004

中圖分類號:B844.2

文獻標志碼:A

文章編號:1674-232X(2016)04-0352-06

The Contemporary Design of the Questionnaire for the Secondary Vocational School Students’ Learning Subjective Well-being

ZHANG Changying1, KONG Bojian1, WANG Zhaoquan2

(1.School of Education, Jiangsu University of Technology, Changzhou 213001, China; 2.School of Education,Zhejiang Normal University, Jinhua 321004, China)

Abstract:In order to truly reflect the secondary vocational school students’ learning subjectivity, the questionnaire was designed for the secondary vocational students’ learning subjective well-being. Exploratory factor analysis determined the questionnaire contained 4 dimensions which could explain 50.963% of the total variance. The internal consistency reliability was 0.768, and the split-half reliability was 0.762. Confirmatory factor analysis showed that the parameters on the questionnaire all reached the acceptable levels. Four dimensions and total scores all showed the significant correlations among them. The questionnaire had good reliability and validity, and could be used to test the secondary vocational school students’ learning subjective well-being.

Key words:secondary vocational school students; learning subjective well-being; learning experience; academic achievement; social support; employment pressure; professional knowledge