大学生学业自我概念量表的编制

2016-12-19万鹏涛陈彩霞

赤峰学院学报·自然科学版 2016年22期

关键词：学业量表问卷

万鹏涛，陈彩霞，方芳

（安徽农业大学人文学院心理学系，安徽合肥 230036）

大学生学业自我概念量表的编制

万鹏涛，陈彩霞，方芳

（安徽农业大学人文学院心理学系，安徽合肥 230036）

目的：编制《大学生学业自我概念量表》，为测量我国大学生学业自我概念提供稳定的工具.方法：在大规模开放问卷以及访谈的基础上，结合以往文献以及专家建议，自编初测问卷，经过多次修订以后，形成正式问卷，并对其进行信效度检验.结果：大学生学业自我概念问卷共17个项目，包括学业自我意识、学业自我调控、学业自我体验等三个因子，三个因子可以解释59.949%的方差变异量.总量表以及三个因子Cronbach1系数分别为：总量表0.893、学业自我意识0.837、学业自我调控0.739、学业自我体验0.762；总量表分半信度为0.824.验证性因素分析结果较好（RMSEA=0.064，CFI=0.908，AGFI=0.901）.信效度检验结果符合心理测量学的要求.结论：编制的量表可以用来测量我国大学生学业自我概念.

大学生；学业自我概念；信效度检验

学业自我概念作为教育心理学研究领域下的重要课题，已经有十分丰富的研究成果.就大学生学业自我概念来说，研究者主要的关注的是学业自我概念的影响因素[1,2]、学业自我概念与其他心理因子之间的关系[3-7]等.还有少数的国内研究者（如魏俊彪[2]，赵静、贾晓明[8]）尝试使用自编问卷的方法来研究大学生学业自我概念的结构.但是这些研究要么是直接使用国外编制的问卷，要么就是采取自编问卷的方式对大学生学业自我概念进行研究，而直接使用国外编制的问卷没有考虑到中国的文化背景；研究者自编的问卷信效度较不理想，这两种研究方式的适用性均有限.因此，编制一份符合我国文化背景的，能够独立测量我国大学生学业自我概念的量表，对研究我国大学生学业自我概念具有重要的意义.

1 被试与研究程序

1.1 被试

开放式问卷及访谈被试：使用郭成于2006年编制的《青少年学业情况调查》主观问卷[9].经过修改之后发放给安徽农业大学大一至大四共100名学生，共收回88份，回收率88.0%.在分析过回收后的问卷后，编制访谈提纲，对安徽农业大学大一至大四共40名学生进行访谈.

初测被试：第一次初测随机抽取安徽合肥、芜湖、宿州，上海等地的高校学生，随机发放问卷500份，共回收420份，回收率84.0%；第二次初测随机抽取安徽合肥、芜湖、宿州，广东广州等地的高校学生，随机发放问卷500份，共回收410份，回收率82.0%；第三次初测随机抽取安徽合肥、芜湖、宿州，广东广州等地高校的学生，随机发放问卷500份，共回收435份，回收率87.0%.

正式试测被试：随机抽取安徽合肥、芜湖、宿州，上海，广东广州等地的高校学生，随机发放问卷1000份，共回收826份，回收率82.6%.将正式试测的所得的问卷随机分成两组，每组各413份，标号A、B.对A组数据进行项目分析和探索性因素分析；对B组数据进行验证性因素分析.

效标问卷被试：于安徽农业大学大一至大四年级随机共发放200份效标问卷，回收150份，回收率75.0%.

初测、正式试测以及效标问卷均未统计人口学信息.

1.2 研究程序

第一步，查阅以往文献，了解大学生学业自我概念研究的现状，为编制大学生学业自我概念量表打下理论基础；第二步，以郭成编制的《青少年学业情况调查》主观问卷为模板，编制主观问卷，问卷主要包括两个问题“在大学学业上，我是……”以及“在大学学业上，我希望……”，要求被试以词或者完整的句子回答，以了解大学生对自身学业情况的看法；第三步，在分析回收上来的主观问卷之后，编制访谈提纲，访谈提纲的主要问题有：“你愿意和你的同学或朋友谈及关于学习的相关话题吗？如果有，请问是什么？”，“在遇到学业失败时，你能否有效的解决？你有事吗解决方法？”以及“学校激励学习的相关措施（如奖学金，各类评比活动）对你的学习有没有促进作用？如果有，请列举出来.”等,进一步了解大学生学业自我概念的情况；第四步，发放初测量表，对量表项目进行项目分析，删去不达标准的项目，并对量表进行探索性因素分析；第五步，发放正式的量表，对量表进行项目分析，探索性因素分析和验证性因素分析.

1.3 统计处理

使用SPSS20.0以及AMOS17.0对所得数据进行统计处理.

2 结果

2.1 项目分析

对A组问卷进行项目分析.为了提高量表的同质性，根据共同性需要大于0.2的原则删除4题.发现剩下的27题均满足项目分析对项目的各项要求.

2.2 探索性因素分析

在探索性因素分析之前，对A组问卷进行Kaiser-Meyer-Olkim（KMO）以及巴特莱赫（Bartlett）球形检验.结果显示，数据KMO值为0.925，Bartlett球形检验显著性小于0.000，说明数据适合做因素分析.在探索性因素分析时，筛选题目的原则有下：（1）因素负荷量必须大于0.40；（2）删除在两个因素载荷比较接近的项目；（3）每个因子上最少有3个项目.最后删去14个项目，剩下由17项目，三个因素模型组成的正式量表.各因素的负荷值，共同度见表1.

表1 大学生学业自我概念量表探索性因素分析

如表1所示，3个因素总共解释了59.949%的方差变异量，项目因素负荷最高的为0.792，最低的为0.495，各项目之间的共同度介于0.716～0.454之间.第一个因素的特征值为7.366，解释了37.448%的变异量，它包括项目1、3、4、5、6、8、9，我们将这个因素命名为“学业自我意识”，它主要描述的是大学生对自己学业情况的认知；第二个因素的特征值为2.187，解释了13.159%的变异量，它包括项目16、17、26、27、31，我们将这个因素命名为“学业自我调控”，它主要描述的是大学生对自己学业行为的调控能力；第一个因素的特征值为1.680，解释了9.342%的变异量，它包括项目10、11、12、15、24，我们将这个因素命名为“学业自我体验”，它主要描述的是大学生对自己学业情绪的体验.

2.3 验证性因素分析

运用AMOS17.0对正式试测后所得的B组问卷（共413份）进行验证性因素分析，以对探索性因素分析所得到的三因素大学生学业自我概念模型进行检验，结果见表2.

表2 大学生学业自我概念量表验证性因素分析结果

如表2所示，大学生学业自我概念量表验证性因素分析χ2/df值为2.535，介于2.0～5.0之间，说明该三因素模型可接受；RMSEA=0.064，介于0.5～0.8之间，CFI=0.908，AGFI=0.901，GFI=0.911，三者均大于0.90，说明三因素模型的拟合度较好.验证性因素分析结构符合心理测量学的相关要求.

2.4 量表的信效度检验

2.4.1 信度检验

本研究中，主要使用内部一致性系数和分半信度，对本量表的信度进行考察.总量表、各分量表的信度以及分半信度如表3所示.

表3 大学生学业自我概念量表信度检验

如表3所示，量表的各部分 Cronbach1系数介于0.793～0.893之间，总量表的内部一致性系数为0.893；从各因子中随机抽取一半的题目（共抽取9题），测得量表的分半信度为0.824；符合心理测量学的标准.

2.4.2 效度检验

2.4.2.1 内容效度

本量表是在综合国内外大学生学业自我概念的研究以及开放式问卷和访谈的基础上所编制完成的.在问卷编制的过程中，所有使用的工具均事先经过两名心理学专业教师审定；量表正式试测之前，还邀请了10名心理专业的学生对量表进行了评定，所有参与审定或者评定的参与者都认为本量表可以表示大学生学业自我概念的内涵.

2.4.2.2 结构效度

一份合格的量表要求量表内部各因子与总分要有中等程度的相关.大学生学业自我概念量表各因子与总分之间的相关如表4所示.

表4 大学生学业自我概念量表各因子与总分的相关

如表4所示，大学生学业自我概念量表各因子之间的相关系数介于0.554～0.663之间；各因子与学业自我总分的相关系数介于0.797～0.831之间，高于各因子之间的相关系数.该结果符合因素分析的要求，反映了各量表具有一定的独立性的同时也体现出了想要测量的具体内容.

2.4.2.4 效标效度

对于大学生学业自我概念的测量，国内暂时还没有一个独立的工具.郭成等人于2011年编制了一份《青少年一般学业自我概念量表》，常模为1200名初一至高三的中学生[10].虽然该量表常模并不是大学生，但是其常模群体的年龄与大学生较为接近，可以用来作为测量大学生学业自我概念的替代性工具，因此本研究选取该量表作为效标.该量表共20个项目，分为四个维度：学业情感体验、学业行为自控、学业能力知觉以及学业成就价值；总量表信度为0.91，各分量表的信度介于0.79～0.86之间.

大学生学业自我概念量表与效标之间的相关系数如表5所示.

表5 大学生学业自我概念量表与青少年一般学业自我概念量表效标相关检验

由表5可见，大学生学业自我概念量表与效标之间的相关系数介于0.201～0.604之间，且相关均到达显著性水平（p＜0.01）.

3 讨论

3.1 大学生学业自我概念量表的因素结构——与国内已有的相关研究的比较

正如前文所提到的，少数国内研究者尝试使用自编问卷的方法来研究大学生学业自我概念的结构.国内学者魏俊彪等人认为，大学生的学业自我概念由6个维度构成：天资自我、努力自我、效能自我、成就自我、课堂自我以及作业自我[2]；国内研究者赵静，贾晓明将大一新生的学业自我概念分为学业身份、学业成绩、学业态度和学业能力四个维度[5].笔者认为，国内已有的研究成果与本研究并不冲突.国内已有的研究对大学生学业自我概念的划分更倾向于对学业认知（如学业身份、努力自我等）和学业成就（如学业成绩、成就自我等），而本研究更强调大学生学业自我概念中学业情绪体验和学业行为调控这两个部分.

3.2 大学生学业自我概念量表心理测量学指标

大学生学业自我概念量表在编制之间，进行了主观问卷调查和访谈，这确保了所编制的量表的代表性.在正式试测之前，经历了三次初测，确保了最后试测的量表的有效性.最后试测的所收集到的数据随机分为两组（A、B组），对A组数据进行KMO值和Bartlett球形检验，结果发现KMO值为0.925，显著性小于0.000，说明适合做因素分析.探索性因素分析共抽取了3个因素，可以解释59.949%的方差变异量，将这三个因素分别命名为“学业自我意识”，“学业自我调控”和“学业自我体验”；对B组数据进行验证性因素分析，结果表明，三因素模型是可以接受的，且模型的拟合程度较好.

大学生学业自我概念量表的信度检验结果为：量表的各部分Cronbach1系数介于0.793～0.893之间，说明量表的内部一致性较好，具有较高的同质性.

就大学生学业自我概念量表的效度而言，本研究探讨了其内容效度，结构效度和效标效度.在初测和正式试测前，将所编制的量表交由两名心理学专业教师反复修改、审定；正式试测前将修改审定后的量表交由10名心理专业的学生进行了评定，评定之后再进行修改，这些措施在一定程度上都保证了本量表的内容效度.为了确保量表的结构效度，我们考察了大学生学业自我概念量表内部各因子之间的相关系数，结果显示大学生学业自我概念量表各因子之间的相关系数介于0.554～0.663之间；各因子与学业自我总分的相关系数介于0.797～0.831之间，高于各因子之间的相关系数.同时，我们还使用了《青少年一般学业自我概念量表》来考察大学生学业自我概念量表的效标信度.结果显示，效标相关系数介于0.201～0.604之间，且相关均到达显著性水平（p＜0.01）.