醫學生自我教育問卷的編制

臧 爽 計永利 田 偉 郝建東

1.中國醫科大學護理學院，遼寧沈陽 110001；2.中國醫科大學附屬第一醫院研究生工作部，遼寧沈陽 110001；3.中國醫科大學教務處，遼寧沈陽 110001；4.中國醫科大學人文社科學院，遼寧沈陽 110001

教育是培養人的社會活動，是教育者對受教育者的外部影響[1]。然而將教育僅局限于“他育”領域，就忽略了受教育者在教學活動中的教育主動性。前蘇聯著名教育學家蘇霍姆林斯基指出，只有能夠激發學生去進行自我教育的教育，才是真正的教育[2]。因此，長久以來，自我教育成為受教育者教育及學習能力成熟的標志，是教育界關注的問題。

自我教育是教育活動的一個重要組成部分，是個體根據教育的主體要求和自身發展的需求，有目的、有計劃、自覺地對自我提出任務，將之作為認識和改造的對象，通過自我認識、選擇、反省、調控等，提高和完善自我[3]。目前國內對于醫學生自我教育的研究大多局限于自我教育的意義及自我教育培養的理論研究層面，尚缺乏量性的評價指標。張琴秀等[4]曾使用自編初中生自我教育調查問卷對初中生的自我教育情況進行分析研究，量性地評價了初中生的自我教育現狀。然而目前尚缺乏醫學生自我教育能力相關的測量工具。由于大學階段個體的生理發育和心理發育趨于成熟，生理功能和神經系統的發育處于最佳時期，情感體驗和情緒狀態飽滿，自我意識不斷完善，學業成就取向有別于中學階段，因此，在評價的角度和內容方面會與其他教育階段的學生存在差異。為了更好地對醫學生的自我教育進行實證研究，有的放矢地展開教育工作，本研究擬編制一個適合測量醫學生自我教育情況的工具，并初步檢驗工具的信度和效度。

1 對象與方法

1.1 對象

于2010年9月選取中國醫科大學以高考第一批次本科分數線錄取的423名醫學生，刪除缺失數據較多的14份，共回收有效問卷409份，問卷的有效回收率為96.69%；受試者年齡 19～24 歲，平均（21.44±0.88）歲，其中，男 171 名，女238名。

1.2 方法

本研究分為4個步驟：第1 步，確定問卷的維度，初步編制問卷條目。根據自我教育結構論[5]中的三大結構系統，即自我認知教育系統、自我調控教育系統、自我發展教育系統，確定問卷的因子。對30名醫學生實施開放式問卷調查，要求他們列出在自我教育時會受到哪些因素的影響（至少列出5個），問卷的有效回收率為100%。將所收集的條目進行歸類，合并意義相近條目，結合自我教育結構論以及開放性問卷的訪談結果和大量相關性文獻的查閱后編制初試問卷。以自我教育結構論的3個結構系統為問卷的因子，每個因子編制10～13個題目，共36個題目，其中包括6個反向問題。采用Likert 5 點計分法：“4”表示非常符合，“3”表示大部分符合，“2”表示中度符合，“1”表示大部分不符合，“0”表示非常不符合。選擇5名教育管理、統計學、公共衛生領域的專家，進行咨詢，聽取其對問卷設計的意見與建議，完善問卷的內容與形式。第2 步，對初步編制的項目進行試測和分析。將初步編制的自我教育問卷對在與應用正式編制的問卷受試對象同一群體的60名醫學生進行試測，在試測過程中觀察受測學生完成的時間、記錄其所提的意見。第3 步，進行項目分析。根據初步試測的情況，分析題目內容編制的適當性、題目表達的準確性以及題目是否完全反映自我教育理論的的思想性。對問卷進行區分度分析，將每個項目分數與問卷總分進行相關分析。對問卷項目選項的適宜性進行分析，檢查問卷的所有選項是否都被受測者所選，考察Likert 5 點計分分級的適應性。第4 步：對醫學生自我教育問卷的指標進行檢驗。所有數據用SPSS 13.0 統計軟件進行處理，采用主成分分析的方法，正交旋轉后共抽取出4個可解釋的有效因子，分別是自我調控、自我認知、自我完善、自我實現。經過專家咨詢和對問卷的二次修訂，去掉預測問卷中有多重負荷以及條目含義不明的9個項目，對11個條目進行修改，最后形成了4個因素共27個條目，采用Likert 5分法進行標度的問卷，作為正式研究使用的調查問卷，見表1。

1.3 統計學方法

使用SPSS 13.0 統計軟件對數據進行處理，采用因子分析、主成分分析、相關分析、信度檢驗、探索性分析對問卷進行檢驗。以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 結構效度

將獲得的數據進行因子分析，得到KMO=0.877，Bartlett's Sphericity=4168.224，df=630，P＜0.001，說明相關矩陣存在共同因子，適合進行探索性因子分析。采用主成分法進行初步因子分析，獲得9個特征根大于1的因子。結合碎石圖，發現抽取4個因子時問卷結構和項目分布較合理，這4個因素的累積貢獻率為76.191%，因此將因子數設定為4個。做最大方差正交旋轉，以因子負荷大于0.40、在其他因子上的載荷小于0.30、每個因子至少包括3個項目的標準，刪除了9個條目，正式問卷保留了27個條目。因子1 共包含12個條目，命名為自我調控：個體能夠自覺地調節和控制自身的思想和言行，使自身的發展能夠沿著正確的軌道進行。因子2 共包含8個條目命名為自我認知：個體對自身的品質、思想和行為等方面的認識、評價和判斷。因子3 共包含3個條目，命名為自我完善：個體在自我分析的基礎上對自己優缺點的判斷，是自我發展的目標指向及個體在自我教育過程中向目標奮進的行動。因子4 共包含4個條目，命名為自我實現：是個體對自己目標、行為的修正。各問題在公因子上的載荷，見表2。

表1 醫學生自我教育問卷對下面每一項，請根據您的實際情況進行評價，在符合您情況的數字上畫√

表2 因子負荷矩陣（經旋轉變換）

2.2 內容效度

為了檢驗醫學生自我教育問卷條目的一致性，進行了條目-因子項相關分析。用每個條目的得分與其所屬因子項得分計算相關性，以及計算各條目評分與總問卷之間的相關系數（r）獲得問卷的內容效度。各條目與相對應因子、自我教育問卷之間的r值均達統計學顯著水平（P＜0.05）。見表3。為了檢驗各因子項與總問卷之間以及各因子項之間的一致性，將自我教育問卷各因子之間與總評分之間進行相關分析。表4 結果顯示，各分問卷r值在0.217～0.570，都低于各分問卷與總問卷間r值。

表3 自我教育問卷內容效度檢驗

2.3 效標關聯效度

在國內還少見同類性質且具有很好信度與效度的問卷。因此本問卷主要采用自我效能感量表[6]和學習投入量表[7]總分作為醫學生自我教育問卷的效標效度。表5 結果顯示，自我效能量表以及學習投入量表分別與醫學生自我教育問卷的總分、自我調控因子、自我認知因子、自我評價因子、自我超越因子、自我完善因子具有不同程度的相關性（P＜0.01）。

表4 自我教育問卷因子間及其與總分之間的相關關系矩陣（r）

表5 醫學生自我教育問卷與自我效能感量表、學習投入量表的相關性（r）

2.4 信度

對問卷進行信度檢驗，自我教育總問卷的內部一致性系數（Cronbach's α）為0.858。間隔3周后選取60名學生為重測對象，前后兩次自我教育問卷的r值為0.781（P＜0.01），說明問卷具有較高的穩定性，問卷測量的結果可靠。

2.5 醫學生自我教育的評分情況

對本問卷受試的409名醫學生的自我教育的總均分及各因子的評分情況進行匯總，找出各因子評分的最低值和最高值，并用醫學生在各因子的評分/該因子應得最高分，計算出各因子的得分率，同法計算出醫學生自我教育問卷的得分率。其中，自我認知因子的得分率最高，為67.94%；自我調控因子的得分率最低，為61.67%；自我教育總問卷的得分率為64.82%。見表6。

表6 醫學生自我教育的評分結果（分）

3 討論

醫學生自我教育是其為實現自我發展目標而進行的自我培養行為，既是身、心、智能發展到一定階段的產物，又是自我能力和自我意識發展的推動力量。本研究通過分析自我教育理論內涵，整合已有的研究所揭示的自我教育的內容、方法和意義，初步建立了自我認知教育、自我調控教育、自我發展教育3個因子的結構，然后通過分析開放式問卷的調查結果，提取醫學生自我教育所包含的核心成分，構成了包括36個條目的醫學生自我教育初試問卷。完成了對409名醫學生的測量，通過探索性因素分析，確立自我調控、自我認知、自我完善、自我實現4個因素，共27個條目。本研究的醫學生自我教育問卷的結構效度、效標關聯效度、內容效度、內部一致性信度和重測信度都滿足統計學要求。

從因素構成方面，將初始的3 因子結構演變為4 因子結構。與初始的理論結構相比較，去除了自我發展教育因子，增加了自我完善和自我實現兩個因子。這可能是在醫學生的教育發展過程中，將自我的充實完善作為教育的一個過程階段，而在此階段的基礎上再完成自我實現，雖然二者具有關聯性，但在行為執行方面將其分為兩個內容和步驟。這一分解，將自我教育評價的功能更為細化。從本次對自我教育結構的研究狀況看，要達到對自我教育的理論和結構有比較統一的認識尚需更廣泛、更深入的研究。

綜合Cronbach's α系數、項目與所屬分問卷的相關以及分問卷之間的相關系數，表明各維度內部及整個問卷內部的一致性較高。雖然自我實現與自我認知和自我完善的相關系數略低，但P值仍小于0.01。

醫學生自我教育問卷及其4個因子與自我效能和學習投入問卷存在較強的正相關性。這可能是自我效能感影響個體解決問題的方式，自我效能感高的個體在應對挑戰時有信心，常常采用較為積極成熟的應對方式[8]。因此，不是被動地接受教育，而是主動地完成自我教育，實現個人發展。學習投入是學生學習心理積極面的重要指標，反映了學生積極健康的心理狀態。本問卷傾向于對學習方面的自我教育，包含諸如“15.我對我自己的課堂學習效果很滿意”、“20.對于我想學習的內容我總是能找到學習的途徑”這類與自我調控學習有關的內容，體現了本問卷對學習領域的自我教育關注，因此與學習投入量表具有顯著的相關性。

本問卷是在理論分析和開放性問題內容的提取基礎上完成的。研究獲得的問卷信度和效度指標基本確保問卷及其4 因子結構的可靠性和有效性。但研究尚存在以下局限：其一，單一思路的理論分析難以涵蓋自我教育的所有內涵，所以可能遺漏某些醫學生自我教育的核心成分。其二，自我教育是存在于個體生活中的一個普適現象，不僅僅涵蓋在校文化課的學習，還包括思想道德領域等多方面，本研究的統一測量方式可能會使測量范圍局限。第三，尚需大樣本量的問卷驗證。

醫學生的自我教育是突破了傳統的他育式教育，是在自我教育意識的支配下，醫學生根據個人心智發展及社會發展的需要，發揮主觀能動性和教育自主性，借助教育完成知識內化過程，是有意識地完成自我培養，實現自我完善的過程。大學階段的人才培養重在基本素質的提升和職業能力的培養。因此，這一適合于評價醫學生的自我教育能力和自我教育水平的問卷，可以量性地評價其自我教育水平，為有針對性地展開教育指導提供參考。

[1]鐘蕓.自我教育的概念及與教育的關系[J].教育評論，2011，（6）：75-77.

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[3]祖嘉合.思想政治教育方法教程[M].北京：北京大學出版社，2004：148.

[4]張琴秀，曾先鋒.初中生自我教育現狀調查研究[J].天津師范大學學報：基礎教育版，2008，9（2）：6-10.

[5]程文晉，渠長根，武彩鴻.自我教育論.北京：氣象出版社，1998.116-141.

[6]王才康，胡中鋒，劉勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].應用心理學，2001，7（1）：37-40.

[7]方來壇，時勘，張風華.中文版學習投入量表的信效度研究[J].中國臨床心理學雜志，2008，16（6）：618-620.

[8]李玲.大學生學業自我效能感與應對方式的關系研究[J].中國農業教育，2009，（3）：43-45.