中职生学习主观幸福感问卷的初步编制

张长英, 孔博鉴, 王兆泉

(1.江苏理工学院教育学院，江苏 常州 213001;2.浙江师范大学教师教育学院，浙江 金华 321004)



中职生学习主观幸福感问卷的初步编制

张长英1, 孔博鉴1, 王兆泉2

(1.江苏理工学院教育学院，江苏 常州 213001;2.浙江师范大学教师教育学院，浙江 金华 321004)

摘要：为了真实反映出中职生对学习的主观感受性，根据相关研究及访谈结果，编制中职生学习主观幸福感问卷.通过探索性因素分析确定问卷为4个维度，能解释总变异的50.963%.内部一致性信度为0.768，分半信度为0.762.验证性因素分析表明问卷的四因素模型各项参数均达到可以接受的水平.4个维度与总分各自之间均呈现显著相关.该问卷具有较好的信度和效度，可用于测量中职生的学习主观幸福感.

关键词：中职生;学习主观幸福感；学习体验；学业成就；社会支持；就业压力；专业认知

学习主观幸福感是对主观幸福感的具体化，是作为特殊个体的学生依据自己设定的标准对其学习活动做出的整体性评估，是衡量学习生活质量的重要综合心理指标[1].目前国内心理学界已逐步展开对青少年学习主观幸福感的研究[1-4],主要采用自编问卷，对中学生学习主观幸福感的现状及影响因素进行调查.结果发现，中学生学习主观幸福感普遍偏低，在学校类型、年级等方面存在差异.

作为不同于普高生的中职生这类特殊群体，有关其学习主观幸福感的研究较少.目前，许多中职生是由于中考失利而不得不接受职业教育，相对于普高生而言，他们会产生一种自卑心理以及学习上的挫败感.段安蜀[5]调查指出，69%的中职生认为自己不如普高生.另外，职业教育采取专业制，职业化、专业化倾向明确，在这种制度下接受教育的学生，对学习的感受和评价也会不同于普高生.他们的学习问题也比较突出，如学习目标不明确[6]、学习动机层次不高[7]、学习方法不当、学习习惯不良[8]等.通过对中职生学习主观幸福感现状的研究，不仅可了解其对学习态度的反应，也可明晰其学习情感的表现，从而改善和提高他们的学习生活质量和满意度，为职业学校因材施教提供切实可行的心理学依据.

1研究方法

1.1被试

1.1.1访谈被试

随机抽取某职业学校的12名学生，男生6人，女生6人.

1.1.2问卷调查被试

利用整群抽样的方法，在常州3所中职学校发放问卷350份，收回316份，回收率为90%，排除无效问卷35份，得到有效问卷281份.其中：一年级学生96人，二年级学生139人，三年级学生46人；男生128人，女生153人.

1.2研究工具

1.2.1制定访谈提纲

在已有相关研究基础之上，特别是关于中学生学习主观幸福感的研究，分析问卷编制的理论基础、维度设置及答题方法等，并借鉴其合理之处.同时考虑中职生的特殊之处，即接受的职业教育、心理状态、文化基础等方面因素，最后初步设想考虑学习体验、学业成就、社会支持、就业压力(升学压力)和专业认知5个方面因素.在此基础上，设计了10道题目进行访谈.

1.2.2问卷编制

前期访谈结果显示，预期维度设置比较合理，所以根据这5个维度进行问卷编制.编制好的问卷共45个项目，其中：学习体验9题，学业成就9题，社会支持8题，就业压力(升学压力)10题，专业认知9题.学习体验是学生对学习情感的反映；学业成就反映了学生对学习的主观态度；社会支持从外部客观角度考察影响学生学习态度的程度；就业压力(升学压力)也是从客观角度考察学生对学习的态度和情感；专业认知考察学生对学习的认知.问卷采用改为Likert 5级计分制，分别用数字1～5代表“完全不符合”、“有点不符合”、“不清楚”、“有点符合”、“完全符合”.

1.3数据处理

采用SPSS17.0和AMOS17.0进行统计分析.

2结果

2.1项目分析

2.1.1鉴别指数

对初测结果进行分析时，首先要分析鉴别指数，即将测验按照总分进行高低排序，总得分的前27%设为高分组，后27%设为低分组，然后采用独立样本t检验以检验出每个项目在高低两组上的差异(表1)，删除那些在统计学上没有显著差异的项目.通过对已有数据分析后发现，低分组为≤133分，高分组为≥154分.

表1　各项目之间高低组独立样本t检验

*代表P< 0.05，**代表P< 0.01，下同.

经过独立样本t检验之后发现，大多数题目均能达到0.05水平上的显著性差异.只有第28题(t=0.564)，第36题(t=-0.765)，第38题(t=0.308)，没有达到显著要求，即删除这些题目.

2.1.2区分度

删除上述项目后，计算各项目与问卷总分值之间的相关系数(表2)，用相关系数作为区分度指标，再删除相关系数过高(r>0.8)和过低(r<0.3)的项目.因此，删除了第7题(r=0.162)，第10题(r=0.268)，第11题(r=0.269)，第17题(r=0.179)，第19题(r=0.137)，第22题(r=0.292)，第31题(r=-0.161)，第33题(r=0.288)，第34题(r=-0.154)，第42题(r=-0.185).

表2　各项目和总分之间的相关

2.2探索性因素分析

KMOS系数为0.883，Bartlett球形检验在0.00水平上显著，其结果表明数据适合做探索性因素分析.

对剩下的32个因子进行初步分析后，发现公因子方差均符合要求(删除<0.4的项目)，因此不需要再删除项目.但在研究中用主成分法抽取特征根>1的因素，经正交旋转，32个项目得到9个因子，这和当初设想的5个因子有所偏差，同时发现第5题单独成一因子，根据标准，一因子至少应该包含3个项目，因此需要对第5题进行删除，在删除后继续用同样方法进行分析，发现有8个因子，最后的分析结果见图1.

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

对剩下的32个项目采用主成分分析抽取共同因素，根据碎石图和特征根值>1的标准确定因素数目.采用斜交旋转、方差最大旋转再次进行探索性因素分析.根据以下标准筛选项目：1)剔除在单个因素负荷<0.40的项目;2)剔除2个因素负荷>0.35的项目.经过5次探索性因素分析后，保留22个题项，方差累积贡献率为50.963%.根据各因素包含的项目的意义命名.第一个因素包括8个项目，主要描述学生在学习过程中体会到的社会支持，命名为“社会支持”；第二个因素包括6个项目，主要描述学生在学习过程体验到的成就，命名为“学业成就”；第三个因素包括5个项目，主要描述学生对所学专业的认识，命名为“专业认知”；第四个因素包括3个项目，主要描述学生在学习过程中的消极感受，命名为“消极体验”.结果见表3.

表3　中职生学习主观幸福感问卷的因子结构

2.3验证性因素分析

利用AMOS17.0对奇数序号数据进行验证性因素分析，确定实际数据的拟合程度(表4)；确定问卷的四因子模型(图2).

表4　四因子模型拟合指标

结构方程模型中，各指数标准分别为：χ2/df>10，表示模型很不理想，小于5表示可以接受，小于3表示模型较好；AGFI、CFI、GFI应大于或接近0.90，越接近1越好；RMSEA处于0～1之间，临界值为0.08，越接近0越好.结合上面的标准，可知该模型比较理想；其余各值也在可接受范围之内，因此，本问卷模型构建比较理想.

问卷的四因子模型相互之间关联系数都达到显著程度，可见问卷的维度设置比较合理(图2).

2.4问卷信度检验

经过分析发现，本问卷的Cronbach’s Alpha系数为0.768，可信度较高.将各项目按照奇偶题号进行分类，并计算其相关系数，结果显示分半信度系数为0.762，表明两者之间呈显著相关，说明问卷分半信度很好.

图2　中职生学习主观幸福感问卷五因子模型Fig. 2　The four factors model of the secondary vocational students’ learning subjective well being

2.5问卷各维度之间的相关分析

各维度之间的相关分析见表5.通过相关分析，4个维度之间均呈现显著相关，而且他们各自和总分呈现显著相关，说明每个因子都对总分有较大贡献，说明本问卷维度设置比较合理.

表5　各维度之间相关性分析

3讨论

本研究在访谈、开放式问卷的基础之上，参考相关文献，尽可能地使初始问卷能真实有效地反映出中职生学习主观幸福感的维度，并仔细揣摩初始问卷的题目表述，争取能让中职生明白题目含义，问卷发放使用同一指导语，在问卷收回后进行严格筛选，将填写不完整和不符合要求的问卷进行删除，保证调查的真实性和有效性.在对问卷分析后发现，其总信度达到了0.768，分半信度也达到了0.762.在删除问卷一些不符合要求的项目并进行探索性因素分析和验证性因素分析之后，分析碎石图和因素载荷表，最终确定了4个维度和22个项目，通过模型拟合指标可以发现，模型的拟合优度指数(GFI)、调整拟合优度指数(AGFI)、近似误差方根(RMSEA)和比较拟合指数(CFI)等都达到了可以接受的统计学标准，说明数据拟合程度较好，各因子均有良好的结构效度.因此，可以说明自编中职生学习主观幸福感问卷的信度、效度符合心理测量学的要求，可以作为有效问卷在实际生活中应用.

4结论

1)中职生学习主观幸福感结构包含4个维度，分别是社会支持、学业成就、专业认识、消极体验.

2)自编《中职生学习主观幸福感问卷》具有良好的项目区分度、结构效度、内部一致性信度和分半信度，可作为进一步研究的测量工具.

3)自编中职生学习主观幸福感问卷的外部效度尚需在进一步研究中得到验证.

参考文献:

[1] 马颖，刘电芝.中学生学习主观幸福感及其影响因素的初步研究[J].心理发展与教育，2005，21(1)：74-79.

[2] 陈洪岩.中学生学习主观幸福感及其影响因素研究[D]. 南京:南京师范大学，2007.

[3] 宋灵青，刘儒德，李玉环，等.社会支持、学习观和自我效能感对学习主观幸福感的影响[J].心理发展与教育，2010，26(3)：282-287.

[4] 甘雄.初中生学习主观幸福感量表的编制及其初步应用[J].中国学校卫生，2010，31(10)：1190-1192.

[5] 段安蜀.关于中等职业学校学生心态的调查[J].中国职业技术教育,2004(29)：36-38.

[6] 李桂珍.中职生厌学现状、成因及对策分析[J].新课程研究(职业教育),2010(5)：136-137.

[7] 邹国祥.中职生学习动机调查[J].教育与职业，2011(10)：54-55.

[8] 张彩侠，曹彬，杨新胜.中职生学习状况调查及其对高职教学的启示[J].职业技术，2009，1(1)：18-19.

收稿日期：2016-03-21

基金项目：江苏省教育科学“十二五”规划高校哲学社会科学研究基金项目(C-c/2011/01/70)；国家社会科学基金“十二五”规划教育学一般课题项目(BJA130094)；江苏理工学院社科基金项目(KYY13505).

通信作者：张长英(1976—)，女，副教授，博士，主要从事儿童青少年社会性发展、心理健康教育研究. E-mail：zcytly@jsut.edu.cn

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

中图分类号:B844.2

文献标志码:A

文章编号: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