職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的編制與應(yīng)用

董云英?孫建波?李德方

摘 要 職業(yè)教育的高質(zhì)量發(fā)展必須根植于課堂中，用生態(tài)哲學(xué)觀觀照新時期的課堂教學(xué)實(shí)踐是深化課堂研究的新視角和新方法論。這一新的轉(zhuǎn)向需要加強(qiáng)職業(yè)院校課堂生態(tài)研究，而編制適用于職業(yè)院校課堂生態(tài)量表這一基礎(chǔ)性工具就成為關(guān)鍵而重要的工作。通過量表的編制、預(yù)測、修改和再測，最終確定了包括合作與秩序、教師參與、教師支持、課堂環(huán)境、學(xué)生參與、關(guān)系6個維度和32個題目的職業(yè)院校課堂生態(tài)量表，該量表的內(nèi)在一致性信度為0.968，分半信度為0.849，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明該量表具有較高的效度。運(yùn)用該問卷對江蘇省5所職業(yè)院校的學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查，分析課堂生態(tài)情況，實(shí)踐證明該量表適合于研究職業(yè)院校課堂生態(tài)，能為職業(yè)教育實(shí)踐者評價職業(yè)院校課堂教學(xué)效果提供一個經(jīng)濟(jì)、簡單和有效的測量工具。

關(guān)鍵詞 職業(yè)院校；課堂生態(tài)；量表編制；課堂教學(xué)

中圖分類號 G712 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1008-3219（2023）08-0023-08

一、引言

教育部等九部門印發(fā)的《職業(yè)教育提質(zhì)培優(yōu)行動計(jì)劃（2020—2023年）》提出：“加強(qiáng)課堂教學(xué)日常管理，規(guī)范教學(xué)秩序。推動職業(yè)學(xué)?！n堂革命’，適應(yīng)生源多樣化特點(diǎn)，將課程教學(xué)改革推向縱深?！盵1] 當(dāng)前職業(yè)院校課堂中的諸如教師倦怠教態(tài)、學(xué)生無助學(xué)態(tài)以及課堂沉悶狀態(tài)等生態(tài)性問題，制約甚至阻礙著職業(yè)教育質(zhì)量的提高和內(nèi)涵建設(shè)。因此，建設(shè)生態(tài)課堂是未來課堂改革的方向[2]，有必要加強(qiáng)對職業(yè)院校課堂生態(tài)的研究。

近年來課堂生態(tài)研究主要集中在：新課程和教學(xué)方法對課堂生態(tài)的影響；課堂生態(tài)的影響因素；課堂生態(tài)與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系；課堂生態(tài)測量工具的發(fā)展等。其中，尤以課堂生態(tài)測量工具的發(fā)展和課堂生態(tài)與學(xué)生學(xué)習(xí)成果方面的研究較為引人注目[3]。國外研究者已經(jīng)開發(fā)出多種課堂生態(tài)量表，主要有學(xué)習(xí)環(huán)境量表（LEI）、我的課堂量表（MCI）、科學(xué)實(shí)驗(yàn)室環(huán)境量表（SLEI）、建構(gòu)主義課堂環(huán)境量表（CLES）、課堂環(huán)境量表（WIHIC）等[4][5]。然而在職業(yè)教育領(lǐng)域，目前國內(nèi)外關(guān)于其課堂生態(tài)的量化研究均存在不足，集中表現(xiàn)在缺少較為科學(xué)的課堂生態(tài)測量工具。因此，有必要根據(jù)現(xiàn)階段職業(yè)院校課堂的實(shí)際情況，編制出適合職業(yè)教育的課堂生態(tài)量表。本文主要參照Moos的三層面結(jié)構(gòu)理論，基于“香港課堂環(huán)境量表（HCES）”中文版“課堂生態(tài)量表”[6][7]，以文獻(xiàn)研究和已有相關(guān)問卷、量表為基礎(chǔ)，編制適合于職業(yè)院校的課堂生態(tài)量表，為職業(yè)教育實(shí)踐者評價職業(yè)教育課堂教學(xué)效果提供一套經(jīng)濟(jì)、簡單和有效的測量工具。同時對該量表的適應(yīng)性進(jìn)行分析，對職業(yè)院校課堂生態(tài)的現(xiàn)狀與問題進(jìn)行剖析，認(rèn)清問題并找出問題的癥結(jié)所在，探索有效解決相關(guān)問題的對策。

二、研究方法

（一）編定初始量表

考慮到職業(yè)院校課堂的延展性和課堂主體的復(fù)雜性，對中文版“課堂生態(tài)量表”的維度和題項(xiàng)進(jìn)行增刪和調(diào)整，經(jīng)課題組共同研討，形成初始問卷。初始問卷分為現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)和理想課堂生態(tài)兩個部分，由55個初試項(xiàng)目組成，其中包括10個反向計(jì)分題。“合作”維度具有5個項(xiàng)目，“秩序”維度具有5個項(xiàng)目，“學(xué)生參與”維度具有5個項(xiàng)目，“關(guān)系”維度具有10個項(xiàng)目，“教師參與”維度具有10個項(xiàng)目，“教師支持”維度具有10個項(xiàng)目，“課堂環(huán)境”維度具有10個項(xiàng)目。問卷采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，其中，1=從不如此、2=偶爾如此、3=有時如此、4=經(jīng)常如此、5=總是如此。

（二）預(yù)備測試

選擇在江蘇省5所中等職業(yè)學(xué)校發(fā)放問卷。通過網(wǎng)上問卷星的方式，將問卷鏈接發(fā)在各個班級群里，由班主任督促學(xué)生完成問卷。共回收問卷1500份，根據(jù)作答時間（刪除作答時間太短或太長的問卷）以及作答內(nèi)容（刪除連續(xù)10個或10個以上的答案選項(xiàng)是相同的問卷）刪除無效問卷，得到有效問卷1167份，問卷有效率為77.8%。有效樣本中，被試年齡范圍為14～23歲，平均年齡為16.54歲（SD=1.071）。預(yù)備測試對象情況詳見表1。

（三）正式施測

為了確定量表結(jié)構(gòu)的合理性以及對量表的信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)，我們進(jìn)行了正式測試。正式樣本來自江蘇省某中等專業(yè)學(xué)校的學(xué)生?；厥諉柧?76份，有效問卷364份，有效率96.8%。量表的施測過程與預(yù)測相同。有效樣本中，被試年齡范圍為14～20歲，平均年齡為16.60歲（SD=1.000）。正式施測對象情況詳見表2。

（四）數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

采用SPSS 21.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先采用SPSS轉(zhuǎn)換問卷項(xiàng)目的反向計(jì)分，再運(yùn)用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、相關(guān)分析、信度檢驗(yàn)分析、探索性因子分析對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行整理與分析。驗(yàn)證性因子分析采用的計(jì)算工具是AMOS 24.0。

三、結(jié)果分析

（一）項(xiàng)目分析

項(xiàng)目分析的主要目的在于檢驗(yàn)編制的問卷中個別題項(xiàng)的適切性和可靠程度，項(xiàng)目分析的檢驗(yàn)就是探究高低分的被試在每個題項(xiàng)的差異或進(jìn)行題項(xiàng)間同質(zhì)性檢驗(yàn)，項(xiàng)目分析的結(jié)果可作為個別題項(xiàng)篩選或修改的依據(jù)。依據(jù)吳明隆的觀點(diǎn)進(jìn)行項(xiàng)目分析[8]，方法和步驟如下：本問卷通過t檢驗(yàn)顯示，其中第25題的高低分組上的差異p值大于0.05，應(yīng)予以刪除，其余題項(xiàng)p值均小于0.05。本問卷通過題總相關(guān)分析顯示，第7題、第9題、第17題、第19題、第25題、第43題的分值與總分的相關(guān)均小于0.4，應(yīng)予以刪除。

共同性表示項(xiàng)目能解釋共同特質(zhì)或?qū)傩缘淖儺惲?，如將職業(yè)院校課堂生態(tài)量表限定為一個因素時，表示只有一個心理特質(zhì)，因而共同性的數(shù)量愈多，表示能測量到此心理特質(zhì)的程度愈高；相反，如果項(xiàng)目的共同性低，表示此項(xiàng)目能測量的心理特質(zhì)的程度低，共同性低的項(xiàng)目與問卷的同質(zhì)性小，應(yīng)考慮刪除。至于因素負(fù)荷量則表示項(xiàng)目與因素（心理特質(zhì)）關(guān)系的程度，項(xiàng)目在共同因素的因素負(fù)荷量愈高，表示項(xiàng)目與共同因素的因素負(fù)荷量愈低，表示項(xiàng)目與共同因素（總問卷）的關(guān)系愈不密切，亦即其同質(zhì)性愈低。一般而言，共同性值若低于0.20（此時因素負(fù)荷量小于0.45），表示項(xiàng)目與共同因素間的關(guān)系不密切，此時該項(xiàng)目可考慮刪除。第7題、第9題、第10題、第16題、第17題、第18題、第19題、第20題、第25題、第43題的因素負(fù)荷量分別為0.003、0.256、0.316、0.331、0.278、0.360、0.270、0.352、-0.093、0.200，這10個項(xiàng)目與共同因素“課堂生態(tài)”的程度關(guān)系微弱，依此標(biāo)準(zhǔn)可考慮將此10個項(xiàng)目刪除。

信度檢驗(yàn)旨在檢驗(yàn)項(xiàng)目刪除后，整體問卷信度系數(shù)的變化情形。如果項(xiàng)目刪除后的問卷信度系數(shù)比原先的信度系數(shù)高出許多，則此項(xiàng)目與其余項(xiàng)目所要測量的屬性或心理特質(zhì)可能不相同，代表此項(xiàng)目與其他項(xiàng)目的同質(zhì)性不高，在項(xiàng)目分析時可考慮將此項(xiàng)目刪除。本問卷整體內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.973，其中，第7題、第9題、第19題、第25題、第43題的題項(xiàng)刪除后的α值分別為0.974、0.974、0.974、0.975、0.974，高于整體值，應(yīng)予以刪除，其余項(xiàng)目均小于或等于0.973。

綜上，通過項(xiàng)目分析，刪除初始問卷項(xiàng)目的第7題、第9題、第10題、第16題、第17題、第18題、第19題、第20題、第25題、第43題共10個項(xiàng)目后，初試問卷還剩45個項(xiàng)目。

（二）因素分析

1.探索性因素分析

通過探索性因子分析來檢驗(yàn)初始量表的結(jié)構(gòu)效度。本初試問卷的KMO值為0.975，表示變量間具有共同因素存在，變量適合進(jìn)行因素分析。此外，Bartlett球形檢驗(yàn)的卡方值為38610.988（自由度為496，p<0.001），表明數(shù)據(jù)非常適合進(jìn)行因素分析。

為對初試問卷中各項(xiàng)目進(jìn)行篩選并形成職業(yè)院校課堂生態(tài)量表正式問卷，用主成分分析法提取特征值大于1的因子，方差極大正交旋轉(zhuǎn)確定因子負(fù)荷，保留負(fù)荷大于0.5的項(xiàng)目。為了使問卷更加的簡潔有效，需要對此問卷項(xiàng)目進(jìn)行刪減。結(jié)合以往研究和本研究對課堂生態(tài)結(jié)構(gòu)的假設(shè)，對此進(jìn)行多次探索性因素分析，并按以下幾個標(biāo)準(zhǔn)刪除初試問卷中不合適的題項(xiàng)：一是共同度小于0.3。項(xiàng)目的共同度反映了公因素對該項(xiàng)目的貢獻(xiàn)，共同性越高，表示能被公因素解釋的程度越高，說明該題目的作用越大。二是項(xiàng)目負(fù)荷量小于0.5。項(xiàng)目的負(fù)荷量說明公因素與該題目的相關(guān)程度，題目的負(fù)荷量越小，說明該題目與公因素之間的關(guān)系不大，表示該題目不能夠?qū)⒐蛩厮淼男睦硖卣鞣从吵鰜?。三是每個因素包含的題目不得少于3個。經(jīng)過多次探索，刪除第8題、第24題、第26題、第32題、第33題、第36題、第37題、第42題、第45題、第46題、第52題、第53題和第54題13個項(xiàng)目后，最終獲得6個因子，可以累積解釋變異量為78.347%，因子負(fù)荷范圍為0.508～0.830。對6個因子進(jìn)行深入分析發(fā)現(xiàn)，維度結(jié)構(gòu)比較清晰，根據(jù)項(xiàng)目內(nèi)容分別命名為合作與秩序（6）、教師參與（6）、教師支持（6）、課堂環(huán)境（6）、學(xué)生參與（5）和關(guān)系（3），詳見表3。此外，這6個因素旋轉(zhuǎn)后的特征值分別為5.323、5.237、4.566、4.361、3.799、1.784。由此可得出，合作與秩序、教師參與、教師支持、課堂環(huán)境和學(xué)生參與對于職業(yè)院校課堂生態(tài)的影響相對較大。

2.信度分析

為進(jìn)一步了解問卷的可靠性和穩(wěn)定性，需對問卷做信度檢驗(yàn)。本問卷采用內(nèi)部一致性系數(shù)，即克隆巴赫α系數(shù)對問卷進(jìn)行信度分析，得出該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.968，對問卷進(jìn)行分半系數(shù)分析，Spearman-Brown系數(shù)為0.849，表明此問卷的信度較高，將其作為職業(yè)院校課堂生態(tài)的測量工具是可靠的。

3.效度分析

本研究通過各維度之間以及各維度與總分之間的相關(guān)分析，來檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度。結(jié)構(gòu)效度常用的分析方法是因素分析法。根據(jù)因素分析結(jié)果，見表4，本量表各維度與量表總分的相關(guān)系數(shù)在0.818～0.853之間（p<0.05），屬中高度相關(guān)，表明維度之間具有一定的獨(dú)立性，并且各維度較好地反映了量表所要測量的內(nèi)容。量表各維度之間的相關(guān)系數(shù)介于0.542～0.766之間（p<0.05），屬中度相關(guān)，顯示量表的各維度間的區(qū)別效度較為合理，各維度所評測的構(gòu)念在大方向上較為一致，而各維度之間又可區(qū)別，因此，自編量表的結(jié)構(gòu)基本符合編制要求，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

4.驗(yàn)證性因子分析

驗(yàn)證性因子分析指對已有理論模型與數(shù)據(jù)擬合程度的一種驗(yàn)證[9][10]。通過驗(yàn)證性因素分析，一方面分析外因潛變量和觀測變量之間的相關(guān)和負(fù)荷，從而反映各因素之間的路徑；另一方面分析擬合指標(biāo)反應(yīng)模型的擬合程度。采用極大似然估計(jì)，對現(xiàn)實(shí)課堂中的合作與秩序、教師參與、教師支持、課堂環(huán)境、學(xué)生參與、關(guān)系構(gòu)成的六維度結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，測量模型見圖1。其中，ACO6指現(xiàn)實(shí)課堂合作與秩序（包含6個項(xiàng)目，分別是1、2、3、4、5、6）、ATI6指現(xiàn)實(shí)課堂教師參與（包含6個項(xiàng)目，分別是27、28、29、30、31、41）、ATS6指現(xiàn)實(shí)課堂教師支持（包含6個項(xiàng)目，分別是34、35、38、39、40、44）、ACE6指現(xiàn)實(shí)課堂環(huán)境（包含6個項(xiàng)目，分別是47、48、49、50、51、55）、ASI5指現(xiàn)實(shí)課堂學(xué)生參與（包含5個項(xiàng)目，分別是11、12、13、14、15）、ARE3指現(xiàn)實(shí)課堂關(guān)系（包含3個項(xiàng)目，分別是21、22、23）。6個維度的因子負(fù)荷均可接受，6個維度間的相關(guān)系數(shù)較為合理，模型圖清晰地驗(yàn)證了6個維度結(jié)構(gòu)的合理性。

本研究對該模型的評價指數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)如下：

χ2值受樣本規(guī)模的影響較大，故而一般用χ2/df作為檢驗(yàn)樣本協(xié)方差矩陣和估計(jì)協(xié)方差矩陣間相似程度的統(tǒng)計(jì)量。其理論期望值為1，χ2/df越接近1，表示協(xié)方差矩陣和估計(jì)的協(xié)方差矩陣之間的相似程度越大，模型的擬合度越好。本研究中χ2/df=2.742，小于3，適配理想。

常用的擬合指數(shù)有遞增擬合指數(shù)（IFI）、相對擬合指數(shù)（CFI）、標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)（NFI）、擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）等，這些指標(biāo)的值均在0～1之間，越接近1越好，表示模型的擬合度較好。由表5中得知，IFI、CFI和TFI都在0.9以上，NFI=0.889，GFI=0.818，指數(shù)在可接受范圍，因此職業(yè)院校課堂生態(tài)模型的整體數(shù)據(jù)擬合較好。

近似均方根誤差（RESEA）小于0.05表示模型擬合很好，而在0.05～0.08之間表示模型擬合較好，在0.08～0.10之間仍可接受，但如果大于0.10，則表明這個模型擬合不佳。本研究中RESEA=0.069，小于0.08，適配理想。

由表6可知，合作與秩序、教師參與、教師支持、課堂環(huán)境、學(xué)生參與、關(guān)系各個潛變量對應(yīng)各個題目的因子荷數(shù)均大于0.5，說明其各個潛變量對應(yīng)所屬題目具有很高的代表性。另外各個潛變量的平均方差變異AVE均大于0.5，且組合信度CR均大于0.8，說明聚斂效度尚可。

由表7可知，合作與秩序、教師參與、教師支持、課堂環(huán)境、學(xué)生參與、關(guān)系之間均具有顯著的相關(guān)性（p<0.01）。除了合作與秩序和學(xué)生參與，教師支持和課堂環(huán)境之間，其他維度間的相關(guān)性系數(shù)絕對值均小于0.5。所有維度間的相關(guān)系數(shù)都小于AVE平方根（0.790-0.851），說明各個維度之間具有一定的相關(guān)性，且彼此之間又具有一定的區(qū)分度，即說明該量表數(shù)據(jù)的區(qū)分度較理想。

以上驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果表明，職業(yè)院校課堂生態(tài)量表有較高的效度，適合作為職業(yè)院校課堂生態(tài)的調(diào)查工具。

（三）職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的應(yīng)用

1.現(xiàn)實(shí)和理想課堂生態(tài)的總體狀況及差異分析

為了驗(yàn)證職業(yè)院校課堂生態(tài)量表，筆者對江蘇省內(nèi)的職業(yè)院校進(jìn)行了問卷調(diào)查。選擇了蘇南、蘇中、蘇北各1所典型職業(yè)院校，針對五年制各年級學(xué)生隨機(jī)發(fā)放問卷，對學(xué)生在現(xiàn)實(shí)和理想課堂生態(tài)量表上的得分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見表8。

依據(jù)職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的計(jì)分方式，得分愈高表示其所感受的課堂生態(tài)愈好。由表7可以看出，現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)量表各維度的標(biāo)準(zhǔn)差在0.70到0.98之間，沒有超過1個計(jì)分等級，說明各分量表在學(xué)生個體水平上沒有存在明顯的差別?，F(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)的總量表得分的平均數(shù)為3.91（SD=0.75），現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)的6個分量表平均值范圍約在3.59～4.25之間，這是一個稍高于中值的分?jǐn)?shù)，說明職校生對職業(yè)院校課堂生態(tài)的感受普遍較高，對量表各維度的感受也較好，其得分依高低順序排列為：教師參與（4.25）、課堂環(huán)境（4.04）、關(guān)系（4.00）、學(xué)生參與（3.82）、教師支持（3.77）、合作與秩序（3.59）。理想課堂生態(tài)的總量表得分的平均數(shù)為4.32（SD=0.68），6個分量表平均值范圍在4.19～4.44之間。

對職業(yè)院校的現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)得分與理想課堂生態(tài)得分進(jìn)行配對t檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在6個維度及總均分上，現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)得分顯著低于理想課堂生態(tài)得分（p<0.001），見表9。該結(jié)果說明職業(yè)教育現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)仍存在提升的空間。

2.其他人口學(xué)變量上的差異分析

將男生（n=216）和女生（n=148）對職業(yè)院校課堂生態(tài)的感受進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果表明，職校生對現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)的各個維度及總均分上的感受不存在顯著差異，而在理想課堂生態(tài)上，女生對課堂生態(tài)的總體感受要好于男生（t=-2.146，p=0.042）。女生在合作與秩序、學(xué)生參與、關(guān)系這3個維度上的得分顯著高于男生（p<0.05）；而二者在教師支持、教師參與和課堂環(huán)境3個維度上的差異不顯著（p>0.05）。

將獨(dú)生子女（n=143）和非獨(dú)生子女（n=221）對職校課堂生態(tài)的感受進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果表明，獨(dú)生職校生在現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)總量表和合作與秩序維度上的得分顯著高于非獨(dú)生職校生，而在理想課堂生態(tài)上，是否獨(dú)生子女的職校生在理想課堂生態(tài)總量表及6個維度上的差異不顯著（p>0.05）。

將流動子女（n=85）和非流動子女（n=279）對職校課堂生態(tài)的感受進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果表明，是否流動子女的職校生對現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)總量表和6個維度上不存在顯著差異（p>0.05），而在理想課堂生態(tài)上，是否流動子女的職校生在理想合作與秩序維度上的差異顯著（t=2.189，p=0.029）。

對不同年級學(xué)生對職校課堂生態(tài)的感受作了單因素方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在總量表和6個維度上不存在顯著差異（p>0.05）。

對不同學(xué)習(xí)成績職校生對現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)的感受進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在關(guān)系維度上存在顯著差異（F=3.136，p=0.025），進(jìn)一步的配對比較發(fā)現(xiàn)，成績較差的職校生在關(guān)系維度上的感受顯著低于成績優(yōu)秀的職校生（p=0.011）和成績良好的職校生（p=0.011），而與成績中等的職校生沒有達(dá)到顯著差異（p=0.099）?？傮w來看，學(xué)習(xí)成績越差，職校生對課堂生態(tài)的關(guān)系維度上的感受呈下降趨勢。

對不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的職校生對現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)的感受進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了教師參與、課堂環(huán)境這兩個維度以外，不同家庭經(jīng)濟(jì)水平的職校生在總量表及合作與秩序、教師支持、學(xué)生參與、關(guān)系維度上均存在顯著差異（p<0.05），進(jìn)一步的配對比較發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)困難的職校生在課堂生態(tài)的感受顯著低于其他家庭經(jīng)濟(jì)水平的職校生。

四、討論

（一）職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的結(jié)構(gòu)

本量表的理論結(jié)構(gòu)主要參照于Moos的三層面結(jié)構(gòu)理論，維度和題目部分取自孫芙蓉的課堂生態(tài)量表中的維度和題目，部分基于職業(yè)院校課堂實(shí)際。依據(jù)初測后項(xiàng)目分析結(jié)果，經(jīng)過修改，正式量表包括6個維度和32個項(xiàng)目。該量表內(nèi)在一致性信度為0.968，分半信度為0.849，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明該量表具有較高的結(jié)構(gòu)效度，聚斂效度和區(qū)分效度均較好。初始量表中反向計(jì)分的題目被刪除，有些從國外題目直接翻譯過來的題目也被刪除，這充分表明文化差異對課堂環(huán)境量表的影響。因此，有必要將國外的課堂環(huán)境量表進(jìn)行本土化施測與修訂。

正式量表6個維度分別是合作與秩序（CO）、教師參與（TI）、教師支持（TS）、課堂環(huán)境（CE）、學(xué)生參與（SI）、關(guān)系（RE）。以上因子是影響課堂生態(tài)的主要因素。雖然課堂教學(xué)的主體是學(xué)生，但教師依然發(fā)揮著主導(dǎo)作用，擔(dān)任著引導(dǎo)者角色。因此，在改變職業(yè)院校課堂生態(tài)的過程中，教師要承擔(dān)更多的責(zé)任與義務(wù)，需要明確自身扮演的角色，有意識地調(diào)整影響課堂生態(tài)的因素，引導(dǎo)學(xué)生自主學(xué)習(xí)，培養(yǎng)學(xué)生學(xué)習(xí)主動性，主動營造良好的教室的物理環(huán)境、社會環(huán)境和心理環(huán)境，讓課堂生態(tài)發(fā)揮正向的積極作用[11]。

（二）職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的特點(diǎn)

經(jīng)過查閱以往文獻(xiàn)可知，盡管國內(nèi)外學(xué)者研制、修訂和發(fā)展了眾多科學(xué)實(shí)用的課堂生態(tài)量表，但研究者大多用這些課堂生態(tài)量表來研究普通教育的課堂生態(tài)，應(yīng)用于職業(yè)院校課堂生態(tài)研究的少之又少。本研究編制的職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的設(shè)計(jì)理念與當(dāng)前職業(yè)教育教學(xué)理念相一致，編制的主要目的是用于研究和測量我國職業(yè)院校的課堂生態(tài)，為職業(yè)教育研究和實(shí)踐提供一套簡單、實(shí)用且有效的課堂生態(tài)評價工具，為提高職業(yè)教育課堂教學(xué)質(zhì)量服務(wù)。本量表的編制過程綜合了多種方法，充分體現(xiàn)了理論與實(shí)踐的結(jié)合，理論構(gòu)想與數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的結(jié)合。此外，本量表的題目更符合中國語言文化習(xí)慣，因此，在很大程度上避免了直接應(yīng)用國外相關(guān)量表所帶來的文化適應(yīng)性問題[12]。通過本土化的修訂和適用性測量，更能有效地了解職業(yè)院校課堂生態(tài)的現(xiàn)狀。

（三）職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的應(yīng)用情況

通過本量表的初步應(yīng)用，本研究發(fā)現(xiàn)職校學(xué)生對職業(yè)院校課堂生態(tài)的感受普遍較高，對量表各維度的感受也較好，其得分依高低順序排列為：教師參與、課堂環(huán)境、關(guān)系、學(xué)生參與、教師支持、合作與秩序。職校學(xué)生在現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)得分顯著低于理想課堂生態(tài)得分，職業(yè)院校的現(xiàn)實(shí)課堂生態(tài)仍存在提升的空間[13][14]。

通過對量表的適用性進(jìn)行探討，研究發(fā)現(xiàn)，女生對理想的職業(yè)院校課堂生態(tài)的感受優(yōu)于男生，尤其是在合作與秩序、學(xué)生參與、關(guān)系這三個維度上的得分都顯著高于男生，該結(jié)果與以往的研究一致，認(rèn)為女生對理想課堂環(huán)境的感受好于男生[15]。但不同性別職校學(xué)生對現(xiàn)實(shí)職業(yè)院校課堂生態(tài)的各個維度及總體感受上不存在顯著差異，這與以往研究在測量中學(xué)生對實(shí)際課堂生態(tài)的感受的研究結(jié)果不一致[16]，原因可能是職業(yè)院校學(xué)生群體兼具學(xué)生和產(chǎn)業(yè)預(yù)備人員的雙重身份，其來源和成分的多樣性決定了該群體區(qū)別于普教學(xué)生的心理特征[17]。

學(xué)習(xí)成績排名不同的職校學(xué)生在現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)的感受上表現(xiàn)為，學(xué)習(xí)成績越差，對課堂生態(tài)的感受呈下降趨勢。原因可能在于，學(xué)習(xí)成績優(yōu)秀的學(xué)生能夠主動地參與課堂，會積極地合作和自律，可能體會到更融洽的師生關(guān)系、更多的教師支持和良好的課堂氛圍，而學(xué)習(xí)成績差的學(xué)生課堂的參與度可能不夠，甚至在課堂上出現(xiàn)違反紀(jì)律、聊天、睡覺、玩手機(jī)等現(xiàn)象。因此對于未來的職業(yè)院校課堂生態(tài)改革，教師更多地關(guān)注學(xué)習(xí)成績差的學(xué)生，給予積極的引導(dǎo)和期待。

不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的職校學(xué)生對現(xiàn)實(shí)職校課堂生態(tài)的感受不同，具體表現(xiàn)在家庭經(jīng)濟(jì)困難的職校學(xué)生在合作與秩序、教師支持、學(xué)生參與、關(guān)系維度及總體的課堂生態(tài)上的感受低于其他家庭經(jīng)濟(jì)水平的職校生，但在教師參與、課堂環(huán)境這兩個維度上，不同家庭經(jīng)濟(jì)水平的職校學(xué)生的感受沒有差異。原因可能在于，家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生可能會存在自卑心理，導(dǎo)致與其他師生的人際交往存在困難，因此需要政府、學(xué)校和教師等共同關(guān)注。

對其他人口學(xué)變量的分析發(fā)現(xiàn)，是否為獨(dú)生子女的職校學(xué)生對現(xiàn)實(shí)職業(yè)院校課堂生態(tài)上感受不同，而在理想課堂生態(tài)上的感受不存在差異。是否為流動子女的職校學(xué)生對現(xiàn)實(shí)職業(yè)院校課堂生態(tài)感受不存在差異，而對理想課堂生態(tài)的合作與秩序維度上的有差異。不同年級學(xué)生對職業(yè)學(xué)校課堂生態(tài)的感受一致?？梢?，學(xué)生的差異性會影響對課堂生態(tài)的感知。而職校學(xué)生群體又是異常復(fù)雜的，其來源和成分的多樣性決定了其心理多樣性，這就提示職校教師在重構(gòu)課堂生態(tài)時充分考慮到學(xué)生主體特點(diǎn)，揚(yáng)長避短，營造積極的心理氛圍。

五、結(jié)論

本研究通過編制、預(yù)測、修改和再測等環(huán)節(jié)完成了職業(yè)院校課堂生態(tài)量表的研制，包括合作與秩序、教師參與、教師支持、課堂環(huán)境、學(xué)生參與、關(guān)系6個維度以及32個題目。量表的內(nèi)在一致性信度為0.968，分半信度為0.849，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明該量表具有較好的效度，符合科學(xué)研究要求。本研究用所編制的職業(yè)院校課堂生態(tài)量表進(jìn)行測量，獲得了職校學(xué)生對課堂生態(tài)感受的原始數(shù)據(jù)，在考察不同性別、不同年級、不同學(xué)習(xí)成績、不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況等的職校學(xué)生對課堂生態(tài)的感受時，發(fā)現(xiàn)問卷對于不同性別、不同學(xué)習(xí)成績的學(xué)生均有較強(qiáng)的適用性。由此可見，本量表能為教育實(shí)踐者提供一套簡單、實(shí)用、有效的職業(yè)院校課堂生態(tài)評價工具，有助于我國職業(yè)教育課堂生態(tài)的優(yōu)化與生態(tài)課堂的形成。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]崔景貴.以積極心理學(xué)推動職?！罢n堂革命”[N].中國教育報(bào)，2021-09-26.

[2]岳偉，劉貴華.走向生態(tài)課堂——論課堂的整體性變革[J].教育研究，2014（8）：99-106+134.

[3]孫芙蓉，謝利民.國外課堂生態(tài)研究述評[J].外國中小學(xué)教育，2006（4）：12-18+32.

[4]劉麗艷，劉永兵.中學(xué)英語課堂環(huán)境量表的編制與初步應(yīng)用[J].外語教學(xué)理論與實(shí)踐，2010（4）：71-78.

[5]劉麗艷，馬云鵬，劉永兵.西方課堂環(huán)境測量工具研究述評[J].外國教育研究，2009（5）：16-23.

[6]孫芙蓉.課堂生態(tài)研究[M].杭州：浙江大學(xué)出版社，2013：70-86.

[7]LEE CHI-KIN JOHN，LEE LAI—MUI FRANCES，WONG HIN-WAH.Development of classroom environment scale in Hong Kong[J].Eductional Research and Evaluation，2003（4）：317-344.

[8]吳明隆.問卷統(tǒng)計(jì)分析實(shí)務(wù)——SPSS操作與應(yīng)用[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2010：158-193.

[9]吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型：AMOS的操作與應(yīng)用（第2版）[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2010：72-100.

[10]吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型：AMOS實(shí)務(wù)進(jìn)階[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2013：116-150.

[11]王牧華，靳玉樂.論促進(jìn)教師教學(xué)方式轉(zhuǎn)變的課堂環(huán)境建設(shè)策略[J].課程·教材·教法，2011（5）：22-26.

[12]孫芙蓉，謝利民.東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)義務(wù)教育學(xué)段課堂環(huán)境的城鄉(xiāng)差異研究——以上海、浙江的18所學(xué)校為例[J].教育學(xué)報(bào)，2007（3）：77-85.

[13][17]倪福疆.中等職業(yè)學(xué)校課堂生態(tài)現(xiàn)狀及優(yōu)化策略[J].職教論壇，2019（12）：63-67.

[14]林光昶.中職課堂生態(tài)存在的問題與對策[J].職業(yè)教育，2017（32）：3-5.

[15]ANGELA F. L. WONG， DEIDRA J. YOUNG， BARRY J. FRASER. A multilevel analysis of learning environment and student attitudes[J]. Educational Psychology，1997（4）：449-468.

[16]TAMAR LEVINE， SMADAR DONITSA-SCHMIDT. Classroom environment in computer-integrated science classes： effects of gender and computer ownership[J].Research in Science and Technological Education， 1996（2）：163-178.

Abstract? The high-quality development of vocational education must be rooted in the classroom， and using the ecophilosophical view to look at the classroom teaching practice in the new era is a new perspective and methodology to deepen classroom research. This new turn requires strengthening the research on classroom ecology in vocational colleges， and the basic tool of compiling a classroom ecology inventory applicable to vocational colleges becomes a key and important task. Through the development， prediction， modification and retesting of the inventory， a 32-item classroom ecology inventory with six dimensions of cooperation and order （CO）， teacher involvement （TI）， teacher support （TS）， classroom environment （CE）， student involvement （SI） and relationship （RE） was finally determined. Its internal consistency reliability is 0.968 and its split-half reliability is 0.849. The results of the validation factor analysis indicated that the inventory had high validity. Using this questionnaire to analyze the classroom ecology of students in five vocational colleges in Jiangsu Province， the practice also showed that the inventory is suitable for studying classroom ecology in vocational colleges and can provide an economical， simple and effective set of measurement tools for vocational education practitioners to evaluate the effectiveness of classroom teaching in vocational colleges.

Key words? vocational colleges; classroom ecology; inventory; classroom teaching

Author? Dong Yunying， associate professor of Jiangsu University of Technology （Changzhou 213001）; Sun Jianbo， deputy director of Institute of Vocational Education and Teacher Training of Jiangsu University of Technology; Li Defang， Jiangsu University of Technology