《中職生學習倦怠問卷》的修訂

福建省郵電學校 陳玉蘭

一、《中職生學習倦怠問卷》修訂背景

學習倦怠對學生成績、心理健康水平、學業發展、就業乃至今后人生發展都產生巨大影響?？梢姡瑢τ趯W習倦怠進行研究勢在必行。

目前尚未有適用于中職生學習倦怠研究的工具。已有較成熟的學習倦怠問卷，都是以大學生或中學生為研究對象編制的，而中職學生與他們在心理素質層面上具有一定差異，目前學習倦怠量表結構尚未有權威定論，維度也尚不統一，有必要進行一定調整。本研究吸收當前國內外研究成果，借鑒胡俏等人編制的中學生學習倦怠量表，在兩次施測問卷基礎上量化分析，根據中職生實際情況和學情特點，對量表相關題項進行修訂。

二、《中職生學習倦怠問卷》修訂中問卷維度的建構

參考Pines 倦怠觀點，保留情緒、生理耗竭維度，并根據中職生學習情況適當增加相應題項。參考已有大學生、青少年學習倦怠量表，保留學習低效能感維度，僅根據學生特點對項目進行了修訂。根據已有倦怠理論，保留師生疏離維度，并對原項目進行刪改。同時，參考青少年學習倦怠量表中學業疏離維度，并適當增加相應題項。

通過篩選項目和專家討論，最終形成的《中職生學習倦怠問卷》共包含26 個項目，沿用原問卷李克特5 級計分法，問卷將分為5 個維度（生理、心理耗竭，學習低效能感，師生、學業疏離）。

三、《中職生學習倦怠問卷》施測過程

（一）研究對象及工具

本研究在胡俏等人編制的中學生學習倦怠量表基礎上進行修訂，對福建省郵電學校在校生施測。研究共發放340份量表，回收數據334 份。剔除無效問卷，最終有效問卷323 份，研究有效回收率為95.00%（見表1）。

（二）數據處理

在本研究中將使用SPSS19.0 統計軟件進行項目分析、信度分析和探索性因素分析，使用Amos21.0 進行驗證性因素分析。

四、《中職生學習倦怠問卷》修訂的統計結果與分析

（一）項目分析

1.決斷值

先計算總分，將被試按總分從高到低排序。接著進行分組，以27%作為截點，前27%的被試為高分組，后27%的為低分組。再使用獨立樣本t 檢驗考察得分差異。結果顯示兩組在各項目上均具顯著差異，說明各個項目均具有良好區分度（見表2）。

表2 中職學生學習倦怠初測問卷項目決斷值檢驗表（N=323）

表3 中職學生學習倦怠初測問卷項目與總分相關檢驗表（N=323）

表4 中職學生學習倦怠初測問卷項目與維度相關檢驗表（N=323）

表5 中職學生學習倦怠問卷信度分析表

表6 KMO 與Bartlett’s 球形檢驗

2.項目與總分的相關

若項目與所屬維度或總分之間相關低于0.4，或相關系數不顯著，則該項目與維度或總分之間同質性較低，需刪除。發現各個項目與總分之間均具有顯著正相關關系，相關系數r 均大于0.4，說明具有較高同質性（見表3）。

項發現各項目與相應維度之間也具有顯著正相關關系，相關系數r 均大于0.6，說明具有較高的同質性（見表4）。

（二）信度分析

采用Cronbach's α 系數作為內部一致性信度的指標，結果顯示具有良好的內部一致性信度，總分Cronbach's α系數達到了0.93，各維度的Cronbach's α系數也在0.79—0.91，說明信度良好，可用于中職學生。使用Pearson 相關法對問卷分半信度進行分析，按項目順序，將題項分為前后兩個部分。發現也具有較好分半信度，總分的分半信度達到0.85，各個維度的分半信度分別在0.69—0.88。這也說明信度良好可用于中職生（見表5）。

最后，隨機抽取一行班級為重測信度的施測對象，間隔一個月進行兩次施測。被試共98 人，刪除未完成被試11 人和兩次測量中無效被試7 人，最終有效被試共87 人。通過比較前后兩次測驗的相關程度，發現具有良好重測信度，呈現顯著正相關關系，r=0.76，p ＜0.001。各個維度之間存在顯著正相關關系，相關系數在0.56—0.67。說明測驗具有較好時間穩定性，信度良好，可被用于中職生。

（三）效度分析

1.探索性因素分析

進行分析之前，先采用KMO 和Bartlett’s 球形檢驗對其進行檢驗，以確定數據是否能夠進行探索性因素分析。結果發現本研究中KMO 值已經達到0.93，超過了KMO 需要達到0.6 標準。同時Bartlett’s 球形檢驗的χ2值為4748.45，自由度為325，p ＜0.001。這兩個指標說明本研究中的數據可以進行探索性因素分析（見表6）。

問卷中各維度之間可能具有一定相關性，本研究將采用主成分分析法抽取因子，并保留特征值大于1 的因子，同時采用最優旋轉法（Kappa=4）對數據進行斜交旋轉，并獲得最后結果。根據吳明隆所提出刪除項目標準，因素負荷量小于0.45 應被刪除，故刪除第15 題。因第4、13 題存在多重負荷，且在這兩個因子上負荷量之差小于0.50，不符合其所提出篩選項目標準故刪除。

多次分析后研究最終提取出5 個因子，可以解釋的總變異量為66.30%。通過碎石圖發現前5個因子特征值均大于1，折線較陡峭，此后數據逐漸趨于平緩，說明合理。各個項目共同性均在0.50 以上，最高達到0.75。每個項目在各自因子上的負荷量均在0.45 以上，說明探索性因子分析結果具有較好代表性。這與假設一致（見圖1 表7）。

表7 中職學生學習倦怠初測問卷探索性因素分析表（N=323）

表8 中職學生學習倦怠問卷驗證性因素分析的主要擬合度指標表（N=323）

因子1 包含第5、6、7、8、9、10 等6 個項目，描述學習產生疲憊、厭煩感及出現玩世不恭態度，故命名“心理耗竭”。因子2 包含第21、22、23、24、25、26 等6 個項目，主要描述學習興趣降低、逃避學習等不良行為，故命名“學業疏離”。因子3 包含第16、17、18、19、20 主5 個項目，要描述個體由于學業不順所產生疏遠教師、不愿接近教師等行為，故命名“師生疏離”。因子4 包含第11、12、14 等3 個項目，主要描述個體對自己是否能順利完成學習內容的能力感，故命名為“學習低效能感”。因子5 包含第1、2、3 等3 個項目，描述個體面對學業時產生的睡眠質量低、體質下降等不良反應，故命名“生理耗竭”。

2.驗證性因素分析

經分析大部分擬合統計指標基本達到標準，其中χ2/df =2.22，小于臨界值5；RMSEA=0.06，小于臨界值0.08，達到良好標準；CFI 和IFI 大于0.90 的適配標準，PNFI 和PGFI 也大于0.50 的適配標準。GFI、AGFI 和NFI 這三個擬合度指標雖未達到0.90 的適配標準，但仍處于可以接受范圍之內，接近適配標準。說明具有良好結構效度（見表8 圖2）。

3.校標關聯效度分析

研究發現兩者表總分具有顯著正相關關系，r=0.67，p ＜0.01，這說明具有良好的校標關聯效度，能夠較為有效預測中職生學習倦怠水平。

五、《中職生學習倦怠問卷》修訂總結

在本研究中，最后修訂完成的問卷維度和假設一致，在胡俏等人編制的原問卷基礎上，增加了學業疏離維度。根據連榕等人的學習倦怠理論，可以分為三部分內容（情緒低落維度、行為不當維度和低成就感維度）。本研究對行為不當維度進行了細分，進一步分為師生疏離維度和學業疏離維度。最后通過探索性因素分析和驗證性因素分析，研究結果最終表明學習倦怠應當包含這一維度的內容。