中学生辍学倾向的概念、量表编制及现状分析

欧贤才

（广西农业职业技术大学 商学部，广西 南宁 530007）

一、概念及研究综述

辍学一般是指学生未完成学制所规定的教育年限而中断学习并离开学校的行为，但不包括因疾病、留级、休学、转学等因素所导致的失学。虽然我国经济社会长期稳定发展，教育事业也取得了长足进步，但目前中等教育阶段的辍学问题仍未得到彻底解决。一项自2007 至2013 年的八次大规模调查显示，我国农村地区初中阶段的累计辍学率（未毕业人数占入学总人数的比例）为17.6%～31%，高中阶段为4.2%～7.4%，中职阶段则是30%左右。[1]截至2019 年11 月20 日，全国832 个国家级贫困县义务教育阶段已建立台账的辍学学生还有2.3 万。[2]因此，保学控辍被视为当前教育改革攻坚阶段三块“难啃的硬骨头”之一。[3]

辍学是一个由心理观念逐渐发展到辍学行为的过程，一般要经过辍学念头产生、辍学干预、辍学行为实施三个阶段，[4]前两个阶段主要表现为辍学心理倾向或潜在辍学倾向。辍学倾向是学生对辍学形成的肯定性评价（认同）和行为趋向，是辍学行为（包括隐性辍学，即虽有学籍但未能完成规定课程学习的具有辍学前期或后期表现的个体或群体教育状况，包括“名在人不在”“人在心不在”“人在爱不在”和“人在力不在”等状态[5]）发生前的心理准备状态。显然，如果能够深入了解中学生的辍学倾向并及时采取干预措施，就可以有效避免或减少学生的辍学行为。

长期以来，我国有关中学生辍学的学术研究及控辍保学工作实践主要是针对显性辍学行为（人离开学校不再上学），而忽视了对辍学认同、辍学意向等内隐辍学倾向的研究和干预。辍学行为研究取向有三个不足：第一，其研究内容主要是已发生的辍学行为，因而只能对辍学的原因和影响因素进行事后回溯性分析，而不能了解辍学前的心理动向，这不利于辍学的早期预警和及时干预。第二，这一取向对辍学的判定标准基于简单的“在校”与“不在校”的二分法，其研究对象主要为显性的校外已辍学群体，因而忽视了在校未辍学群体但有辍学倾向的隐性辍学群体。相反，辍学倾向研究取向把辍学看作是从辍学想法产生、维持到出现辍学行为的连续谱，它主要关注辍学行为发生前的心理动态、影响机制和决策过程，其研究对象涵盖了显性辍学群体、隐性辍学群体以及在校未辍学群体（以后两个群体为主）,研究重心从校外转至校内，从个别转至全体，从被动干预到主动预防，因而更有利于对中学生辍学进行监测和早期预警。第三，在实践中，除了客观辍学的指标外，还需要用主观辍学（即辍学倾向）或隐性辍学的指标来评估控辍保学工作的成效。例如，通过教育脱贫攻坚工作，我国义务教育阶段的辍学学生人数已由2019 年的约60 万人减少至2020 年的2419人。[6]不过，那些被劝返的曾辍学学生在心理上是否已消除了辍学倾向？如果仍存在较高的辍学倾向，他们将由客观辍学群体转变为隐性辍学群体，如若如此，控辍保学工作的效果将大打折扣。在这方面，以辍学人数为评价指标的辍学行为研究显然不能提供有关辍学心理倾向方面的评价指标。

然而，目前我国中学生辍学倾向的研究缺乏，主要原因是缺少科学的测量工具。在已有的相关研究文献中，有3 篇文献只用一个题目来测量辍学意愿或辍学意向，例如，“你下一年的辍学意愿程度”[7]、“初中毕业前你辍学的可能性是多少”[8]、“你是否有辍学意向”，[9]因而其测量误差较大。另有两篇文献虽然编制了多个题目的辍学倾向相关量表，但其中一篇报道的《农村初中学生辍学态度的量表》[10]其题目内容主要测量的是辍学的原因和后果而非辍学态度本身，另一篇文献所报道的《中职学生辍学意向测量量表》[11]只涉及辍学态度的行为意向成分而缺少认知评价成分，且其检验对象仅为中职学生，并未涉及普通教育的初中生和高中生。事实上，已有研究的对象均未涵盖所有的中学生类型。因此，标准化量表的开发成为中学生辍学倾向实证研究的首要任务。基于此，本研究首先编制一份标准化的辍学倾向量表，然后用这一量表对广西城乡中学生进行调查与分析，以了解当前我国中学生辍学倾向的发展现状。

二、辍学倾向量表的编制

（一）调查对象和方法

调查对象共分两批，数据分别用于初始量表的探索性因子分析和正式量表的验证性因子分析与现状分析。第一批被试共254 名中学生，来自广西南宁市乡镇初中、县级普通高中和城市中等职业技术学校各一所。其中，初中生80 人（31.5%），高中生83 人（32.7%），中职生91 人（35.8%）；男生125 人（49.2%），女生129 人（50.8%）。第二批被试共1367 名中学生，来自广西南宁市、柳州市、桂林市、来宾市、钦州市和岑溪市的六所普通中学以及三所中等职业技术学校。其中，初中生751 人（54.9%），高中生324 人（23.7%），中职生292 人（21.4%）；男生614 人（44.9%），女生693 人（50.7%），部分被试的性别信息缺失。

（二）初始量表的编制

研究首先查阅中学生辍学相关文献，整理出辍学生的主要心理特点。其次，访谈两名初中班主任及两名已辍学中学生，了解学生辍学前的心理和行为特点。初始量表从有关辍学的认知和行为意向两个方面编制了15 个题目。题目采用李克特式五点计分法计分，即完全不符合（1）、不太符合（2）、不确定（3）、比较符合（4）、完全符合（5）。

采用SPSS 16.0 对初始量表进行探索性因子分析，其中，采用主成分法提取公因子和方差最大化法进行因子旋转，根据特征根大于1 的准则确定公因子数目。结果显示，KMO 为0.90，巴特莱特球形检验在0.001 水平上显著，表明适合因子分析。但有5 个题目因存在以下问题而被删除：在所有因子上的载荷都低于0.4，存在交叉载荷现象（即同时在多个因子上具有大于0.4 的载荷），题目描述的内容与因子内其他题目不一致而导致不方便命名。删除题目后的量表包括10 个题目，特征根大于1 的公因子共2 个，累积方差解释率为50.5%。此外，采用Mplus 8.0 进行的平行分析（Parallel Analysis）也支持提取两个因子。量表的题目、因子结构、载荷和特征根见表1。

表1 探索性因子分析的题目载荷和特征根

根据表1，因子1 的题目描述了个体的辍学愿望以及为辍学而采取的一些准备或努力，例如Q4“我不想上学读书”和Q11“我一直在努力说服家人允许我辍学”，因而将其命名为“辍学意向”。因子2 的题目描述了个体对辍学的认识和评价，例如Q3“我觉得辍学是很丢人的事情”和Q10“中途辍学是一种不负责任的行为”，因而将其命名为“辍学认同”（该因子题目均为反向计分题）。

（三）正式量表的测量学特征

1.项目区分度。量表所有题目在高、低组（根据维度得分的前后各27%分组）之间的得分差异都达到0.001 水平上的显著，且绝大部分题目的项目-总分相关系数都大于0.4，表明所有题目都具有良好的区分度。

2.结构效度、交叉复核效度和区分效度。采用Mplus 8.0 进行验证性因子分析，以考查量表的结构效度、交叉复核效度和区分效度。当拟合指数CFI、TLI＞0.9，RMSEA＜0.08 时，表明结构方程模型与数据拟合良好。[12]表2 显示，二维结构的辍学倾向量表在总样本和所有三个学段子样本中的拟合指数都达到拟合要求，表明该量表的结构效度以及交叉复核效度良好。

表2 二维模型验证性因子分析及跨学段测量等值性分析结果

为检验两个维度的区分度，研究进一步在总样本中对比单维模型（假定两个维度区分度低，可以合并为一个维度）与二维模型的拟合效果。结果显示，单维模型所有拟合指数都没有达到拟合要求（χ2=1201.69，df=35，CFI=0.651，TLI=0.552，RMSEA=0.156），而二维模型所有拟合指数都达到拟合要求（表2），表明二维模型比单维模型拟合更优，表明辍学认知与辍学意向两个维度的区分度良好。此外，两个分量表的潜变量相关系数仅为0.26，也说明这两个维度具有较好的区分度。

3.测量等值性。测量等值（measurement equivalence）是指测量工具在不同样本组（横向）或不同测量时点（纵向）之间具有同等的测量特性和评估效果，通常主要包括形态等值（具有相同的因子结构）、载荷等值（具有相同的测量单位）、截距等值（具有相同的测量起点）、误差等值（具有相同的测量误差）等。测量等值是一个测量工具的测量结果可以在不同群体或不同测量时点间进行比较的基础。例如，载荷等值是组间结构系数比较的基础，截距等值（更严格的要求是误差等值）是变量均值组间比较的基础。基于多组结构方程模型的验证性因子分析是测量等值检验的常用方法。在多组结构方程模型中，当某个参数的等值约束模型的拟合效果与非等值约束模型无显著差异（卡方 差 异 量△χ2不 显 著，或CFI、RMSEA差 异 量△CFI＜0.01、△RMSEA＜0.01[13,14]）时，说明这一参数在不同样本组间等值。

对辍学倾向量表进行跨学段（初中生、高中生和中职生）的测量等值性分析，结果（表2）显示，作为基线模型的形态等值模型所有拟合指数都达到拟合要求，载荷等值模型与形态等值模型之间的△CFI=0.003＜0.01、△RMSEA=0.002＜0.01，截距等值模型与载荷等值模型之间的△CFI=0.010、△RMSEA=0.003＜0.01，因此，辍学倾向量表在三个学段之间存在截距等值（已包含形态等值和载荷等值），即可以在这三个学段中学生之间比较辍学认同和辍学意向之间的维度得分和协方差。

4.信度。根据表3，在总样本及三个子样本中，辍学认同和辍学意向的题目载荷介于0.4～0.8 之间，两个分量表以及总量表的内部一致性信度克隆巴赫α 系数都大于0.7。此外，对60 名初二学生和40 名中职二年级学生进行间隔三个月的前测和后测结果显示，辍学认同、辍学意向和辍学倾向总分的重测信度分别为0.71、0.74 和0.78。

表3 题目载荷和量表信度

5.效标关联效度。采用自编的“读书无用论”量表作为效标量表，内容为中学生对“读大学浪费时间”“读大学浪费金钱”“读大学划不来”“读大学不能改变前途命运”“如果富裕了就不会读大学”等题目的认同情况。采用李克特式五点计分法计分，量表得分越高表示越认同“读书无用论”。对141 名初二学生的探索性因子分析，“读书无用论”量表只提取出一个公因子，累积方差贡献率为53.8%，且所有五个题目的载荷均大于0.7，此外，该量表的内部一致性信度α 系数为0.80，因而其信度效度较好。进一步的相关分析结果显示，辍学认同（r=0.36，p＜0.05）、辍学意向（r=0.44，p＜0.001）、辍学倾向总分（r=0.50，p＜0.001）与“读书无用论”均存在中等或稍低的显著正相关。

三、中学生辍学倾向的发展现状

在总样本中，辍学认同、辍学意向及辍学倾向总分的平均值分别为12.90（SD=5.04）、8.33（SD=3.79）和21.17（SD=6.96）。若以量表总分≥40 分（平均每个题目≥4 分）为中高倾向水平，30≤总分＜40 为低倾向水平（3≤平均每个题目＜4 分），总分＜30 为无倾向水平（平均每个题目＜3 分），那么，无辍学倾向、低辍学倾向和中高辍学倾向的中学生人数比例依次为88%、11%和1%。其中，初中、高中和中职的中高辍学倾向人数比例分别为0.8%、1.3%和1.5%。因此，可以粗略认为我国（广西）中学生的辍学倾向总体水平较低。

在人口学变量方面，对于辍学倾向总分，基于学段、城乡、性别和独生子女类别的四因素方差分析结果显示，所有二因素、三因素和四因素的交互效应都不显著。剔除不显著的交互项之后的非饱和模型结果显示，学段（F(2,1211)=16.28,p＜0.001）和城乡（F(1,1211)=7.33,p＜0.01）的主效应显著，但性别（F(1,1211)=0.09,p=0.76） 和独生子女类别（F(1,1211)=0.02,p=0.89）的主效应都不显著。具体来说，高中生（21.82）和中职生（22.54）的辍学倾向总分都显著高于初中生（19.82），但高中生和中职生之间不存在显著性差异；农村中学生（22.02）的辍学倾向总分显著高于城市中学生（20.77）；男生（21.45）与女生（21.33）之间以及独生子女（21.43）与非独生子女（21.35）之间的辍学倾向总分都不存在显著性差异。

四、讨论

（一）辍学倾向量表的测量学特征

本研究编制的辍学倾向量表由辍学认同和辍学意向两个维度构成，其二维结构模型在初中生、高中生和中职生等三个学段群体中都拟合良好，表明该量表具有良好的结构效度、交叉复核效度和区分效度。其次，辍学倾向量表在三个中学生学段之间具有截距等值性，表明该量表的二维结构、题目的测量单位和测量起点在不同中学生群体中是相同的，因而他们在该量表上的得分具有可比性，这为中学生辍学倾向的测量和对比提供了统一的标准化工具。再者，辍学倾向量表的内部一致性信度和重测信度都达到测量学上的要求（大于0.7），表明该量表的测量结果是可靠稳定的。

（二）辍学倾向二维心理结构的意义

关于辍学倾向或辍学态度，已有研究多以单方面的“辍学意愿”或“辍学意向”测量，本研究增加了认知方面的“辍学认同”维度，这一二维结构模型得到了实证数据的支持。此外，辍学认同与辍学意向存在较低程度的正相关，表明两个维度既有相关性又有独立性或分离性，且两个维度均与“读书无用论”具有中等稍低的正相关。这一结果有如下几点启示意义：第一，改变中学生的辍学认同在一定程度上可以预防和减少其辍学的意愿；第二，中学生对于辍学的认识与其辍学行为意向并非总是严格一致的，因此有关中学生辍学的预防和干预措施不能仅停留在认知层面的宣传教育；第三，人们关于“读书无用论”影响学生辍学的经验推断在一定程度上得到了证实。对于辍学认同与辍学意向的低相关，可能的原因是，辍学认同的产生源自中学生自身的主观认识，而辍学意向的产生则受制于外部生存环境、中学生自身的独立经济能力和社会生存能力以及家长、学校、政府的态度和约束强度等客观条件，因而二者难以保持步调一致。典型的情况是，部分中学生虽然由于厌学、读书无望[15]等自身主观原因而高度认同辍学行为，但迫于各种外部客观压力，其辍学的意向却不高。需要指出的是，由于辍学认同与辍学意向具有一定程度的分离性，因此在实证研究中有必要同时统计该量表的总分和分量表得分。

（三）中学生辍学倾向的发展现状

本研究发现，中学生总体的辍学倾向水平较低，中高辍学倾向水平的人数比例仅为1%。古伟霞2014 至2015 年的调查也发现，广西少数民族地区初中阶段近三年的辍学率均在1%～2%之间。[16]近年来，随着控辍保学工作的深入开展，我国中学生的辍学人数已明显减少，但我们仍然需要关注心理层面的主观辍学倾向，例如以厌学、“缺学”为主要特征的隐性辍学现象。[17]本研究还发现，高中生和中职生的辍学倾向都高于初中生。这一方面是由于高中生和中职生的身心发育比初中生成熟，独立生存能力更强，因而他们对辍学后的社会生存与发展比初中生更有信心；另一方面，相比于义务教育阶段的初中生，非义务教育阶段的高中生和中职生在辍学过程中所遭遇到的外部阻力更小，因而也更容易产生辍学倾向。也有研究发现，当前我国农村中学生的高“届辍学率”正由初中生转变为高中生。[18]此外，在本研究中，农村中学生的辍学倾向高于城市学生，这与已有一些研究结论以及人们的经验认识相符。不过，本研究并未发现辍学倾向存在性别差异和独生子女类别差异，这可能与近年来我国普遍重视子女教育以及人们的性别平等和子女教育平等观念的不断增强有关。

五、研究不足与展望

本研究的不足之一是未能检验辍学倾向量表的现实预测效力问题。辍学倾向量表测量的是辍学行为发生前的心理倾向，这一心理倾向是否能有效预测中学生的实际辍学行为以及辍学认同与辍学意向各自的预测效力有何差异，因时间和能力有限，本研究未能探索这两个具有重要现实意义的问题，这是未来研究的重要方向。其次，本研究为横断研究，因而未能揭示中学生辍学倾向的动态发展变化特点，今后应加强这方面的跟踪研究。再者，辍学倾向量表的题目表述并不限定于中学生情境，因此理论上也可应用于大学生群体，但这一推测还有待于未来研究的检验。