大學生無聊傾向問卷修編

趙旭艷，張世澤

（1.營口理工學院 思想政治教學研究部，營口 115014；2.營口理工學院，營口 115014）

大學生無聊傾向問卷修編

趙旭艷1，張世澤2

（1.營口理工學院 思想政治教學研究部，營口 115014；2.營口理工學院，營口 115014）

為了進一步完善《大學生無聊傾向問卷》，在分析原問卷、整理訪談和調查結果的基礎上，參考專家建議，結合已有研究，對原始問卷進行修編。累計施測全國6大區(qū)域18所高校的2 203名大學生。結果顯示：探索性因素分析表明，修編后問卷由內部刺激和外部刺激兩個維度構成，包含單調性、孤獨感、無助感、不和諧感、創(chuàng)造力、自我靈活性和自控力7個因子，累計方差貢獻率為55.579%；驗證性因素分析結果表明，高階二因子模型可以接受，擬合較好；總問卷的內部一致性α系數(shù)為0.870，兩個維度的α系數(shù)分別為0.839和0.777。因此，問卷具有較好的信度和效度，可以用來測查大學生的無聊傾向性。

無聊傾向；問卷修編；探索性因素分析；驗證性因素分析；大學生

無聊是一個久遠而又新興的研究主題。在中世紀的歐洲，無聊被認為是靈魂干癟的倦怠狀態(tài)；到了17世紀，無聊被當作是一種對生活的厭倦現(xiàn)象；進入20世紀，伴隨著社會的高速度、快節(jié)奏發(fā)展，人們的無聊感激增，“無聊”開始被納入心理學研究的范疇。無聊作為一種消極心理品質，通過消極的認知和情緒對個體的行為起到負性的調節(jié)作用。大量研究發(fā)現(xiàn)，無聊在生命意義感與自殺意念之間存在顯著的中介作用［1］，大學生無聊傾向性與心理健康的兩個重要指標即認知情緒調節(jié)方式和生活滿意度之間有著密切的聯(lián)系［2］。無聊傾向是制約大學生樹立遠大理想的重要因素［3］，且與攻擊行為之間存在顯著正相關［4］。

心理學研究者們雖然從“病理”“認知”“情緒”等角度對“無聊”概念進行了多方面探討，但尚未形成一致性認可的定義［5］。2010年我國學者黃時華等人綜合前人觀點，提出“無聊是個人面對貧乏的外部刺激和內部刺激時，無法充分體驗需求的滿足，從而產生的冷漠、孤獨、抑郁、無助等不愉快的復合情緒狀態(tài)，可劃分為狀態(tài)無聊和特質無聊。特質無聊即無聊傾向性，是指相對持久的人格特征中無聊情緒反應和行為上穩(wěn)定的個體差異”［6］?；谏鲜觥盁o聊傾向性”概念，黃時華等人在《無聊傾向量表（BPS）》（Farmer＆Sundberg）的基礎上，結合中國當代大學生群體實際情況編制了《大學生無聊傾向問卷》，問卷包含內部刺激和外部刺激兩個二階因子，單調性、孤獨感、緊張感、約束性、創(chuàng)造力和自控力6個一階因子?？倖柧砗蛢蓚€維度的克隆巴赫α系數(shù)均高于國外信度指標，且具有較好的時間穩(wěn)定性，是了解大學生無聊傾向的科學測量工具［7］。但不難發(fā)現(xiàn)問卷內部刺激維度包含的題項相對較少，創(chuàng)造力因子只有兩個題項；緊張感和約束性兩個因子的信度分別為0.43和0.55，相對較低，這在一定程度上影響了問卷的可靠性。同時，問卷初始和正式施測取樣都集中在廣東省高校，代表性不足，不利于問卷的推廣。雖然《大學生無聊傾向問卷》對問卷進行了探索性因素分析，但問卷結構的穩(wěn)定性有待于進一步驗證。

通過對3個專業(yè)210名大學生課堂表現(xiàn)的隱蔽觀察及開放式問卷的跟蹤調查發(fā)現(xiàn)：當被家庭、社會賦予“高貴身份”的大學生遭遇就業(yè)困境，面對理想與現(xiàn)實種種鮮明反差卻又無能為力時，大學生會陷入“無聊”的深淵。可見，個體體驗到自我與經驗之間存在差距的“不和諧感”是無聊傾向的重要情緒反應之一。同時，個體的無聊傾向與個體自我認知靈活性、自我調節(jié)能力之間也存在一定的關系。因此，本研究在黃時華等人編制的《大學生無聊傾向問卷》的基礎上，結合教學管理實踐和跟蹤調查結果，加入“不和諧感”“自我靈活性”兩個因素，嘗試進一步探索和豐富《大學生無聊傾向問卷》的結構，進而更加全面地了解大學生的無聊傾向性。

一、初始問卷的形成與測查

（一）初始問卷項目的編制

本研究隨機抽取遼寧石油化工大學64名在校大學生進行開放式問卷調查，大一至大四每個年級各16名，共收回有效問卷58份。每個年級抽取1名男生和1名女生進行訪談。依據(jù)訪談、開放式問卷和一句話跟蹤調查結果，參考專家建議，結合已有的文獻研究，對黃時華等人編制的《大學生無聊傾向問卷》的個別題項進行刪改，增加相應題項，形成大學生無聊傾向初始問卷。邀請教育心理學老師和心理學研究生對問卷的理論構建和題項的適切性進行評議。請部分大學生閱讀問卷，閱讀過程中標記出有疑義或者不能第一時間讀懂的題項。同時，依據(jù)以下原則對原始問卷進行初步刪改：

1.依據(jù)提升選項辨別力原則改7點計分為5點計分［8］；

2.根據(jù)研究重點主要是針對大學生在校期間的情緒和行為表現(xiàn)，刪除原問卷第8題，即“在空閑時間，例如放暑假，我常常覺得無事可做”；

3.根據(jù)語言表述簡明扼要原則刪除原問卷第7題；

4.根據(jù)題項內容適切性原則，將原問卷第19題修改為“對我來說全神貫注是件很容易的事”；

5.根據(jù)訪談和開放式問卷獲得的信息及專家建議，選用王登峰“自我和諧量表”［9］中自我靈活性和自我與經驗的不和諧維度的部分題項。

經過以上步驟，初步形成大學生無聊傾向兩個維度8個因子共46個題項的問卷。外部刺激維度包含孤獨感、緊張性、單調性和約束性4個因子；內部刺激維度包含不和諧感、創(chuàng)造力、自我靈活性和自控力4個因子。

（二）初始問卷施測結果

采取分層隨機抽樣在營口大學園（包括營口理工學院、遼寧石油化工大學分院、遼寧科技大學分院、東北財經大學分院）抽取物流管理、應用化學等9個專業(yè)4個年級的440名被試學生完成《大學生無聊傾向初始問卷》。問卷由各專業(yè)輔導員老師進行班級集體施測，當場統(tǒng)一收回425份問卷，剔除無效問卷后剩余390份，大一、大二、大三年級各100份，大四年級90份。其中，男生200人（51.28%），女生190人（48.71%）；農村生源與城鎮(zhèn)生源大學生分別為195人。采用SPSS19.0對數(shù)據(jù)信息進行統(tǒng)計分析。

T檢驗是指運用獨立樣本T－test檢驗問卷總分的高分組與低分組（通常采用總人數(shù)的27%來劃分）在每個題項上的差異，如果題項在高低分組上的差異顯著則說明該題項具有較好的鑒別力。通過獨立樣本T檢驗，依據(jù)顯著性未達到顯著程度（P＜0．05）和統(tǒng)計量t值過低的標準，刪除第23題、第39題、第41題和第44題。

通過題項與總分的相關性及顯著度分析，刪除題項與總分相關系數(shù)低于0.25或未達到顯著程度的題項（第15題和第43題），剩余40個題項與總分相關系數(shù)及顯著程度見表1。

表1 題項與總分相關系數(shù)及顯著程度

二、正式問卷的形成

為進一步探索、驗證大學生無聊傾向問卷結構的合理性，采用初始問卷施測修改后的40題《大學生無聊傾向問卷》進行整群分層隨機抽樣調查，在華北（內蒙古大學、中國環(huán)境管理干部學院）、東北（沈陽農業(yè)大學、沈陽大學、齊齊哈爾工程學院）、華東（中國海洋大學、南京郵電大學）、中南（湖南大學）、西南（西南財經大學、重慶科技學院、重慶商務職業(yè)學院、四川職業(yè)技術學院）、西北（伊犁師范學院、西安醫(yī)學高等?？茖W院）6大區(qū)域選取代表性學校14所。其中，重點院校5所、普通本科院校5所、專科院校4所，涉及工學、理學、文學、醫(yī)學等7個學科。委托受測班級任課老師或者輔導員老師，嚴格按照施測指導語以班級為單位進行集體施測，總計施測2 080人，當場統(tǒng)一回收問卷2 000份，根據(jù)被試對問卷作答的完整性和真實性剔除無效問卷，剩余有效問卷1 813份，有效率為90.65%。其中，重點院校大學生707名（39.00%），普通本科院校大學生673名（37.12%），大專院校大學生433名（23.88%）；男生701名（38.67%），女生1 112名（61.33%）；城鎮(zhèn)生源大學生921名（50.80%），農村生源大學生892名（49.20%）；獨生子女大學生923名（50.91%），非獨生子女大學生890名（49.09%）。將有效問卷隨機編號，按奇偶數(shù)分半，其中奇數(shù)半907個有效樣本用做項目分析和探索性因素分析，偶數(shù)半906個有效樣本用做驗證性因素分析。

（一）探索性因素分析與結果

1.項目分析與篩選

采用獨立樣本T檢驗和總相關法對大學生無聊傾向問卷的40個題項進行嚴格篩選，提高篩選標準，刪除獨立樣本T檢驗未達到顯著程度（P＜0．05）、統(tǒng)計量t值過低，以及題項與總分的相關系數(shù)低于3.0的題項。經過項目分析，刪除第22題（相關系數(shù)為2.92）。

2.探索性因素分析

根據(jù)檢驗結果，KMO系數(shù)為0.91，Bartlett球形檢驗卡方值為13 250.216，顯著性為0.000，依據(jù)Kaiser的觀點，以上指標均表明該樣本非常適合做探索性因素分析［9］。采用主成分分析（簡稱PFA）對項目分析后余下的39個題項提取公共因子，用正交旋轉法，求出旋轉因子矩陣。根據(jù)①因子特征值大于1，②因子符合陡坡圖檢驗原則，③不能同時在兩個因子上均有較高負荷的標準，逐步刪除4個題項（5、7、15和32）。分析結果表明，特征值大于1的因子共7個，而且從因子符合陡坡碎石檢驗圖（如圖1）和因子負荷矩陣（見表2）的情況來看，大學生無聊傾向問卷適宜保留7個因子。

圖1 探索性因素分析碎石陡坡圖

表2 大學生無聊傾向問卷因子負荷矩陣（N＝907）

續(xù)表

從表2可知，7個因子累計解釋總方差為55.579%，題項最高和最低負荷分別為0.863和0.455，共同度介于0.415～0.779之間。依據(jù)原有理論構想，抽取的7個因子命名如下：

第1個因子共有6個題項，題項內容均為原大學生無聊傾向問卷孤獨感因子的題項。題項均反映了人際關系方面的困擾使人體驗到孤獨，因而命名為“孤獨感”。

第2個因子共有6個題項，題項內容均為原大學生無聊傾向問卷單調性因子的題項，其中原問卷的第5題和第7題在其他因子上因具有較高負荷，予以刪除。其他題項均反映了重復枯燥的刺激使人無事可做，因而命名為“單調性”。

第3個因子共有6個題項，各題項涉及的內容均為新添加的不和諧感因子的題項，其中屬于這個因子的第15題在其他因子上因具有較高負荷，予以刪除。其他題項均反映意識中的自我與實際上的經驗產生分歧時的不和諧感［10］，因而命名為“不和諧感”。

第4個因子共6個題項，各題項涉及的內容均為新添加的自我靈活性因子的題項，其中屬于這個因子的第22題在項目分析時，因題項與總分相關系數(shù)低于0.30，予以刪除。其他題項均反映個體在人格成長中靈活依照內在的機體評價過程而不是外在的價值條件應對生活環(huán)境的變化［11］，因而命名為“自我靈活性”。

第5個因子共3個題項，其中第34、35題為原問卷創(chuàng)造力因子的兩個題項，第33題屬于原問卷自控力因子的題項。但從本次探索性因素分析結果來看，第33題在創(chuàng)造力因子具有0.607的因子負荷。而且第33題的內容在某種程度上也反映了個體思維的靈活性、變通性，與原始問卷創(chuàng)造力因子反映的個體特點具有方向上的一致性，可以彌補原始問卷創(chuàng)造力題項過少的不足，因此本研究將第33題納入創(chuàng)造力因子，命名為“創(chuàng)造力”。

第6個因子共有5個題項，包括屬于原問卷緊張感因子的2個題項和屬于原問卷約束性因子的3個題項。緊張感反映了大學生面對某些情境缺乏必要的能力導致的緊張情緒，約束性反映了大學生在受迫的環(huán)境下不得不做一些不愿意做的事情。其實二者在一定程度上共同反映的是所處情境與個體心愿或動機背離時產生的無助感。此外，原始問卷緊張感和約束性因子的同質信度相對較低，緊張感因子的克隆巴赫α系數(shù)為0.43，約束性因子的克隆巴赫α系數(shù)為0.55。因此，本次探索性因素分析將二者合并為同一個因子，并命名為“無助感”。

第7個因子共有3個題項，各題項涉及的內容均為原問卷控制力因子的題項。原問卷控制力因子共計6個題項，其中在初始問卷的項目分析中因第15題題項與總分相關系數(shù)（0.187）較低，予以刪除；在探索性因素分析中第32題因在兩個因子上同時具有較高的因子負荷，予以刪除；第33題合并為創(chuàng)造力維度。剩余3個題項均反映了耐力、注意力和興趣等自我調控能力，因而命名為“自控力”。

圖2 《大學生無聊傾向問卷》的因子結構模型圖

（二）驗證性因素分析及其結果

為了進一步驗證大學生無聊傾向問卷的結構效度，尤其是問卷構想結構效度，對全國14所高校有效問卷隨機編號后的偶數(shù)半906個有效樣本信息，采用AMOS20.0統(tǒng)計軟件包進行處理，進行驗證性因素分析。在探索性因素分析的基礎上，基于前人的研究成果及本研究的理論構想，一共提出以下兩個待驗證模型：第一，進行一階7個因子模型的驗證性因素分析，稱該模型為M1；第二，在7個一階因子的基礎上再提取出兩個二階因子，即“外部刺激”與“內部刺激”，稱該模型為M2［12］。使用最大似然法，檢驗兩個模型的擬合情況，根據(jù)吳明隆等人推薦使用的幾個擬合指標來檢驗模型［］。模型2的各項擬合指標相對較好（RMSEA＝0.062＜0.08，CMIN／DF＝4.462＜5），其他擬合指標大于0.80，說明整體指標均在可以接受的范圍內，高階二因子模型可以被接受。在路徑分析的檢驗中，所有路徑均顯著，說明7個一階因子的下屬題目均可以歸屬于該因子。同樣，一階因子也可以歸屬于高階因子。M2的路徑圖如圖2所示。

（三）大學生無聊傾向問卷的信、效度檢驗

1.問卷信度檢驗

總問卷的內部一致性α系數(shù)為0.870，外部刺激維度的α系數(shù)為0.839，內部刺激維度的α系數(shù)為0.777，一階7個因子的α系數(shù)分別為：孤獨感0.833，單調性0.835，無助感0.672，不和諧感0.813，自我靈活性0.806，創(chuàng)造力0.691，自控力0.651。由此可見，大學生無聊傾向問卷具有較高的內部一致性信度系數(shù)。

2.問卷效度檢驗

嚴格遵循心理學量表的研制程序，采用定性研究與定量研究相結合的方法，初步確定問卷結構［14］。科學的研制程序能夠保障問卷具有較好的內容效度。對問卷題項進行深入剖析，對調查數(shù)據(jù)進行項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析，反復修改最終形成正式問卷。通過因素分析法，根據(jù)實際的調查材料探尋大學生無聊傾向的實證結構。經過探索性因素分析所得的7個因子與大學生無聊傾向理論構想基本一致，在此基礎上通過驗證性因素分析進行結構驗證，驗證性因素分析的擬合圖表明，大學生無聊傾向結構效度的擬合指數(shù)較為理想?？梢娦蘧幒蟮拇髮W生無聊傾向問卷具有較好的內容效度和結構效度。

三、結論與局限性

（一）結論

1.修編后的《大學生無聊傾向問卷》包含內部刺激和外部刺激兩個維度，單調性、孤獨感、無助感、不和諧感、創(chuàng)造力、自我靈活性和自控力7個因子。

2.本研究在黃時華等編制的《大學生無聊傾向問卷》基礎上，豐富了內部刺激維度的內容，并從全國6大行政區(qū)進行取樣，即東北、華北、華東、中南、西北和西南6大區(qū)域11座城市的14所高校進行取樣，這在一定程度上提高了問卷的科學性、代表性和可推廣性。問卷分析過程中采用數(shù)據(jù)分半法，一半被試數(shù)據(jù)用作探索性因素分析，一半被試數(shù)據(jù)用作驗證性因素分析，以檢驗問卷的結構。修編后的問卷兩維度模型數(shù)據(jù)擬合可以接受，具有較好的內部一致性。

（二）局限性

1.本研究取樣分層不夠均勻。中南地區(qū)大學生抽樣數(shù)量相對較少，大四年級學生被試相對較少。因此，由于取樣的局限性，修編后的問卷及其相應研究結果的推廣有待于進一步檢驗。

2.雖然修編后的問卷信度、效度較好，但構成問卷的7個因子所涵蓋的信息內容有限，部分維度、因子的操作性定義仍需要進一步明確。

3.修編后的《大學生無聊傾向問卷》仍需在實踐和研究過程中進一步驗證與完善。

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（責任編輯 張海生）

The Revision of Boredom Proneness Questionnaire for College Students

ZHAO Xuyan1，ZHANG Shize2

（1．Department of Ideological and Political Education，Yingkou Institute of Technology，Yingkou 115014，China；2．Yingkou Institute of Technology，Yingkou 115014，China）

In order to explore and enrich the structure of Boredom Proneness Questionnaire for College Students（BPQ）and to examine its reliability and validity，based on the analyzing the original questionnaire，sorting the results of survey and interview，referring to the expert advice，combining with the existing research，the original questionnaires were further revised.The survey was involved with 2203 college students from 18 universities of 6 large area of the whole country.The results are：firstly，the exploratory factor analysis show that after the revision the questionnaire consists of internal stimulus dimension and external stimulus dimension，including monotony，loneliness，helplessness，disharmony，creativity， flexibi lity，self－control seven factors；Secondly，the confirmatory factor analysis showed that high order two factor model is acceptable and fitting better；Thirdly，alpha coefficient of total questionnaire and two dimensions is 0.87，0.839，0.777.As a result，the reliability and validity of questionnaire is higher.It can be an effective tool for measuring the boredom proneness of college students.

boredom proneness；questionnaire revision；exploratory factor analysis；confirmatory factor analysis；college students

G641；G448

A

1673－8012（2017）02－0075－07

10.15998／j.cnki.issn1673－8012.2017.02.010

2016－05－09

遼寧省教育廳高校思想政治工作研究專項項目“大學生無聊傾向性的成因分析與干預機制”（ZS2014025）

趙旭艷（1980—）女，內蒙古赤峰人，營口理工學院思想政治教學研究部講師，主要從事高校心理健康教育和高校思想政治教育研究。

張世澤（1963—）男，遼寧營口人，營口理工學院院長，教授，主要從事高校教育管理和高校思想政治教育研究。

趙旭艷，張世澤.大學生無聊傾向問卷修編［J］.重慶高教研究，2017，5（2）：75－81.

format： ZHAO Xuyan，ZHANG Shize.The rev ision of boredom proneness questionnaire for college students［J］.Chongqing higher education research，2017，5（2）：75－81.