大學生隱性逃課量表的編制和結構探索*

蘇明宏 倪小冬 徐 捷 李孝明△

①中國.安徽醫科大學醫學心理系(安徽合肥) 230032 ②安徽醫科大學第一臨床醫學院 △通訊作者 E-mail:psyxiaoming@126.com

逃課有廣義和狹義之分，廣義上的逃課既有顯性又有隱性逃課，狹義上的逃課僅指顯性逃課。隱性逃課是指學生按時來上課，似乎也在認真聽課，但實質則“形在而神不在”，從不聽老師講課，只顧自學其它知識或從事其他與課堂無關的事。顯性逃課則是指個體沒有正當理由而不去上課的行為［1-2］。郎佳的研究顯示:70.8%的同學一半以上在上課時間存在隱性逃課現象，僅有6.7%的學生始終在認真聽課［3］。劉秋云等人對某地方院校的調查發現，65.2%的學生都有隱性逃課經歷，僅有2.5%的學生報告說沒有隱性逃課［4］。可見，與顯性逃課相比，隱性逃課由于其隱蔽性強而更加嚴重。而且隱性逃課也未被學校重視，只要不影響上課，教師常持放任自流的態度［1］。

在研究領域，隱性逃課也未受重視，直接研究隱性逃課仍然較少。國內對隱性逃課的研究總體上可以概括為三類:一是以高校為樣本的隱性逃課現象的調查研究綜述［2-5］，二是側重隱性逃課現象的成因與對策分析［4-9］，三是基于某一理論視角對隱性逃課現象進行理論探討［1，10-16］。研究者較多地關注隱性逃課現象發生的原因，他們發現學生自身因素、教師和教學內容、學校的管理、家庭因素、教學體制、社會因素等與隱性逃課有關［5-10］。但這些研究一般是從社會學角度來分析隱性逃課現象，很少從個體認知和行為的角度來深入研究隱性逃課原因，這說明現有的對隱性逃課的研究結論還不具有足夠的說服力?？梢哉f，目前對大學生隱性逃課的研究仍處于探索階段。雖然已有研究對廣義上的逃課現象的原因進行了因素分析或命名［2，16］，但沒有專門用以評價中國大學生隱性逃課的量表，沒有衡量大學生隱性逃課程度的統一標準。本研究旨在從大學生個體認知和行為這一微觀角度出發，避開高校管理，社會環境等宏觀層面，不再進行現象的分析，并根據心理測量學的原理，來編制大學生隱性逃課量表(Recessive Truancy Scale for college students，RTS)，再對量表信效度進行檢驗，從而為隱性逃課的研究提供新的思路方法和標準，也為解決隱性逃課現象提供方法上的參考。

1 對象與方法

1.1 對象

樣本1(預測樣本):采用方便抽樣，從安徽省某醫科學校抽取350 名大學生，并在課堂發放問卷，剔除空白缺項及規律作答問卷后，回收有效問卷329份(94.00%)。其中，女146 名，男183 名;大四53人，大三126人，大二101人，大一49人。樣本2(正式樣本1):采取分層隨機抽樣方法從安徽省抽取4 所大學(1 所文史院校，1 所醫學院校，1 所理工大學，1 所綜合院校)的450 名大學生，統一在課堂上施測，回收有效問卷400 份。其中，女186 名，男214 名;大四62人，大三130人，大二120人，大一88人;一本174人，二本105人，三本79人，大專42人。理工科159人，文史科76人，經濟管理類117人，醫學48人。樣本3(正式樣本2):采取分層隨機抽樣方法從安徽省抽取8 所大學(2 所文史院校，2所醫學院校，3 所理工大學，1 所綜合院校)的550 名大學生施測，回收有效答卷502 份。其中，女256名，男246 名;大四104人，大三163人，大二130人，大一105人。理工科171人，文史科102人，經濟管理科100人，醫學92人，其他37;一本168人，二本140人，三本97人，大專97人。兩個星期后，從樣本2 中抽取56 名被試重測，男26人，女30人。最后有效被試53人，其中男24人，女29人。

1.2 量表項目編寫及預測

1.2.1 前期訪談 半開放式問卷和訪談方法，調查某醫科大學60 名學生(男30人，女30人)。問卷內容包括:①請說出至少5 種讓您隱性逃課的原因;②隱性逃課時通常您在做什么;③寫出4 種以上避免隱性逃課的方法?；厥諉柧砗?，隨機留下12 名學生進行訪談，進一步澄清被試提供的回答，據此初步編制陳述性語句作為量表項目來源的一部分。

1.2.2 初測項目的編寫與預測 結合郎佳等［3］所做研究及馮延勇等［17］編制的大學生學習適應量表的維度內容和量表形式，根據半開放式訪談結果編制了初始的大學生隱性逃課問卷。包括60 個項目，采用李克特(Likert)式5 點量表，從完全不符合(1分)～完全符合(5 分)5 級評分，分值越高表示隱性逃課程度越嚴重。

1.3 效標問卷

大學生一般學業情緒問卷［18］，該問卷用于評估大學生學業活動的一般學業情緒。共88 個條目，分為4 個維度，分別為消極高喚醒、積極高喚醒、消極低喚醒和積極低喚醒。從完全不符合(1 分)～完全符合(5 分)5 級評分，分值越高表示學業情緒體驗越強，在本研究中量表的內部一致性信度為0.88。

1.4 統計處理

使用SPSS 20.0 對樣本1 進行項目分析，對樣本2 進行內部一致性信度分析和探索性因素分析和量表的信度和效度分析，并用Amos 17.0 對樣本3進行驗證性因素分析。

2 結 果

2.1 預測

對第1 次預測樣本進行項目分析，采用極端分組法和相關法。極端分組法:將初始問卷中的反向記分題項轉換得分后，求出問卷總分。然后以27%為臨界值，選取樣本1 前27%和后27%分別作為高分組(n=88)和低分組(n=88)，對兩組被試在每一項目上的得分采用獨立樣本t 檢驗，將平均數的差異達不到0.05 顯著水平的項目剔除，共剔除6 題。相關法:采用Pearson 積差相關法計算各題目分數與總分的相關，并剔除相關r ＜0.30 的題目，共剔除4道，最終形成用于正式測驗的隱性逃課量表42 個項目。各項目分數與總分相關的范圍在0.31～0.79之間，P 均＜0.01。

2.2 正式測驗

根據樣本2，獲得了5 個因子的正式量表，各因子的分數情況見表1。

表1 正式量表各因子得分(n=400)

2.3 效度分析

2.3.1 結構效度 對樣本2(n =400)測試結果的42 個項目進行Bartlett 球形檢驗，結果KMO=0.92;χ2=8482.42，P ＜0.00l，表明本量表適合進行因素分析。對42 個項目采用主成分分析法進行多次探索性因素分析，并剔除一些項目，剔除標準參照吳九君［19］，侯靜［20］的做法:①剔除載荷量＜0.40 的項目;②剔除在2 個因子上都有負載的項目;③剔除在本因子內與其他題項含義明顯不同的項目。根據以上篩選標準，每刪除一個項目都重新進行因素分析，共剔除14 個項目，剩余28 個項目，其中項目21、22、23、26、27、31 為反向記分題。結合碎石圖、特征值和方差解釋率分析5 個因子比較合適。5 個公因子的方差累計貢獻率56.82%，表明該量表具有良好的結構效度。

根據每個因子包含項目的內在意義將5 個因子命名:因子Ⅰ(項目8、10、11、14、15)命名為學業認知(指對大學學業負性的認知偏差，如認為大學所學的內容已經過時或對將來沒有作用。);因子Ⅱ(項目21、22、23、26、27、31)命名為學習習慣(指良好的課堂和平時的學習習慣，如上課及時記筆記課后及時復習);因子Ⅲ(項目1、6、12、24、25、33、36)命名為自我調整(指學生主動適應課堂，調整自己的狀態，如改變自己的學習習慣，接受老師的教學方式);因子Ⅳ(項目2、3、4、5、7)命名為課堂認知(指對大學課堂學習的偏向負性的認知偏差，如認為大學課堂學習不重要或沒有用，不如自己課后自學);因子Ⅴ(項目16、18、20、35、37)命名為學習環境(指學生所處的上課環境對聽課的影響，如周圍同學不聽課，教師對課堂學生隱性逃課不聞不問，沒有與學生互動的教學對自己的影響)。

各項目的載荷見表2，各因子之間的相關系數見表3，各因子間均為中低度相關。

表2 量表各因子載荷值

表3 各因子之間的相關(r)

根據探索性因素分析所得的維度結構，使用Amos 17.0 對樣本3(n =502)進行驗證性因素分析，見表4。初始5 因子模型的各項指標見模型(修正前)，尚未達到理想值。根據初始模型的修正指數，參照吳明隆所著工具書中的做法［21］:①修改因子與項目的路徑關系;②增加同一因子內項目殘差的相關路徑;反復修正后得到正式模型(修正后)，各項指標達到理想值。

2.3.2 實證效度 大學生隱性逃課量表因子得分與大學生一般學業情緒量表因子得分的相關系數(r)為0.38～0.57，P ＜0.01。

2.4 信度分析

內部一致性信度:總問卷的Cronbach α 系數為0.85，5 個因子的Cronbach α 系數為0.72～0.85。重測信度:總問卷的重測信度(r)為0.89，6 個因子的重測信度為0.70～0.80，見表5。

表4 大學生隱性逃課量表的驗證性因素分析

表5 各因子的Cronbach α 系數和重測相關(r)

3 討 論

本研究在繼承前人研究成果(包括借鑒外顯逃課的研究成果)的基礎上，結合大學生隱性逃課問卷訪談收集的資料，初步編制了共28 個項目的大學生隱性逃課量表。探索性因子分析顯示該量表可以分為5 個因子，分別是學業認知，學習習慣，自我調整，課堂認知和學習環境，共解釋了總方差的56.82%，驗證性因素分析表明RTS 的正式5 因子模型各驗證性因子擬合指標值均達到理想值，表明具有良好的結構效度。

信度分析表明，量表5個因子的內部一致性系數都大于0.70，總量表為0.85;重測信度總量表的Pearson 相關系數為0.89，5 個因子的Pearson 相關系數在0.75～0.80 之間。依據心理測量學理論，信度高的量表，總信度系數應在0.80 以上，各個分因子的信度系數應在0.60～0.70 之間是可以接受的［22］，說明RTS 具有良好的內部一致性信度和重測信度。

本量表中的學業認知和課堂認知因子屬于大學生隱性逃課的認知表現，學習習慣和自我調整因子屬于行為表現，以往的研究中只有對廣義逃課現象成因的因素分析［2，16］，這些研究側重逃課現象宏觀分析，所以在其因子分析的結果中往往缺乏這方面的因素。因子Ⅱ(學習習慣)包含的項目如“學習新課程前，我會預習”，“每次上課后我都會及時復習”等均為良好的學習習慣，該因子得分高者可能更少有隱性逃課行為。因子Ⅲ是自我調整，在這個因子上得分高者更少可能有隱性逃課行為，此發現表明大學生在應對隱性逃課時并不是一味消極的，他們可能會調整認知或行為以應對某些特定的課程，如因子Ⅲ所包含的項目“自己喜歡的課程，即使老師上課講的很枯燥，我也會堅持聽下去”，“當某節課我不想聽而這節課又很重要時，我會調整狀態認真聽課”。可見，當學生的學習需要被激發后，即使曾經有過隱性逃課行為的學生，也可能自我調整，而認真聽課。然而，已有研究都沒有報告隱性逃課學生的這個自我調整策略?，F有研究從加強學生的職業規劃教育［8，15］，提高教師綜合素質［9，12，14］，完善教學管理［6，14］等方面提出解決隱性逃課問題的策略，如果這些策略都能建立在“激發學生學習需求”這一基礎上，必會事半功倍。因子Ⅴ表明不良的學風與環境與大學生隱性逃課有關，教師對隱性逃課現象的忽視也會助長隱性逃課行為的發生，這也是當前大學生隱性逃課現象嚴重性的表現。

綜上所述，本研究編制的大學生隱性逃課量表具有良好的信度和效度。此量表的編制，為隱性逃課的研究提供了參考工具，也為隱性逃課的解決策略提供了新思路。

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