學前教育專業個性化人才培養調查問卷編制探析

陳健敏，王 影

（長春光華學院 現代教育學院，吉林 長春 130033）

一、問題提出

隨著我國學前教育事業的快速發展，培養以本專科為主體的高素質幼兒園教師，并保證其長期從事幼兒教育事業，不僅關系到整個師資培養體系的建立與完善，也關系到學生個人職業生涯的長足發展。有學者指出：推進個性化教育，強調學生“個性特質”與“職業特性”的深度融合，有利于推動現階段高校學前教育專業從“育人規模”向“育人質量”轉變［1］。創新制訂關注學生個性化成長發展的培養方案，使之高質量、穩定地從事幼兒教師職業是當前社會發展和高校教學改革的現實需求。

對于個性化人才培養的議題，國外教育界起步較早。在20世紀80年代，就有美國學者發表了諸多本科教育改革的研究報告，其提倡培養個性化、多元化人才培養模式的主張于21世紀初的大學中得以實踐。英國和日本的一流大學也隨之調整了人才培養理念，將“培養創造性”放置于個性化人才培養的重要環節，在專業設置的方向上，強調“寬”“通”“活”的專業設置模式；在專業設置的時間上，注重晚期進行專業分流［2］；同時在教學制度、教學組織、課程設置、教學管理等方面做出了一系列實質性改革，為個人化人才培養的理論研究提供了有益的借鑒。

我國研究者在借鑒他國經驗的基礎上，對個性化人才培養的理念和價值做出一系列闡釋。王曉輝認為，個性化人才培養應重視以生為本，重視提高學生的獨特性、主體性、創造性，尊重學生個性的和諧，并保持培養模式的動態發展［3］。黃星認為，個性化人才培養模式能夠強化學生的個性優勢，特別從尊重每個人的智力優勢上開發和挖掘其潛能，保障每個學生在職業背景下充分實現個人的價值［4］。胡順石等人認為，個性化人才培養應以人為本、因材施教，提倡自我規劃和個人價值實現，注重創新型人才和創造力培養，尊重和發展學生個性特征［5］。而對于如何實現人才的個性化培養，王姍姍認為應做到在教學過程中建設突出創造性和個性的學習環境，強調人才培養的多樣化和創新化，強調培養社會需要的綜合素質人才［6］。王春香則認為應提供寬松創新環境，確立個性化培養目標，設置個性化教育課程，運用個性化教育方法，采用個性化考評機制等［7］。

綜上所述，當前學界對個性化人才培養的闡釋莫衷一是，缺乏對本科學段學前教育專業個性化人才培養特質的系統描摹，因而在制訂培養方案的過程中缺少有力的理論指導。為此，本研究擬編制學前教育專業個性化培養的問卷，為了解學前教育專業學生在個性化培養方面的現實情況提供有效工具，進而為高校制訂培養方案提供有力依據。

二、學前教育專業個性化人才培養的問卷編制

（一）研究對象

本研究采用方便抽樣、隨機抽樣及整群抽樣三種方法，利用紙質問卷及網絡問卷發放相結合的方式，從吉林省、黑龍江省、河南省、江蘇省中5座城市的6所高校抽取本科學段學前教育專業在校生作為研究對象，共計發放問卷1000份，回收有效問卷849份，有效率為84.9%，樣本分布見表1。

表1 調查樣本分布表（N=849）

（二）研究過程

第一，在查閱大量文獻并綜合分析多所高校培養方案內容的基礎上，形成了研究假設并初步建立學前教育專業個性化人才培養的測定項目。

第二，對學前教育專業在校生27人進行半結構化訪談，了解其對學前教育專業個性化人才培養的一般性認識，并對上述結果予以主題詞分析，參照學前教育專業個性化人才培養的測定項目及已有文獻的表述最終形成初始問卷。

第三，邀請5名學前教育在校生填答問卷并對初始問卷進行評議，就問卷表述歧義和填答可讀性不強的內容進行修改，并通過專家質詢對初始問卷進行了完善和修撰。形成包含40道題設的學前教育專業個性化人才培養初測問卷，初測問卷由基本信息與個性化人才培養現狀調查兩部分組成，前者題目針對被試的人口學變量設置，題型為單選題；后者題設針對被試的個性化人才培養諸多方面設置，參考李克特量表法修訂，項目賦分從1（不符合）到5（非常符合），其中1表示“不符合”、2表示“不太符合”、3表示“無意見”、4表示“較符合”、5表示“非常符合”。

第四，運用方便抽樣的方法，對吉林省某高校的206 位學前教育專業本科在校生進行了初測。探索性因素分析結果顯示，問卷包含4 個因素，其方差累計解釋率為74.085%，問卷總信度為0.960，各維度信度分別是0.928、0.941、0.939、0.946。項目分析結果顯示，各題項與總分的相關系數在0.418～0.689之間，且均達到非常顯著的水平（P＜0.001），據此開展正式測驗。

（三）數據處理

研究者將回收的849份有效問卷隨機分為兩份：樣本一（N=449）用于項目分析及探索性因素分析，樣本二（N=400）用于驗證性因素分析。上述數據采用SPSS 26.0和AMOS 17.0統計分析軟件進行處理。

（四）研究結果

1.項目分析。研究者通過“臨界比例CR”檢驗項目適切性。首先，求出被試在諸多題項的總分，再選擇其中得分最高和最低的27%被試，進行高低兩組在每題得分的平均數差異顯著性檢驗，統計分析結果表明：各題項共同性位于0.548～0.779之間，因素負荷量大于0.45，最大兩因素負荷均大于0.25。另外，計算各題項與總分的相關系數處于0.639～0.826 之間，均在0.4 以上，達到了非常顯著的水平。說明各題項與問卷總分之間存在中高度相關，題項具有較強的同質性。

2.探索性因素分析。研究者對449個有效數據進行探索性因素分析，取樣適當性（KMO）指標為0.974，Bartlett球形度檢驗卡方值為23990.212（P＜0.001），說明母群體相關矩陣間具有共同因素，各個題項取樣適當性量數（MSA）位于0.964～0.984之間，適宜作探索性因素分析。運用主成分分析法，經斜交旋轉抽取4個因素，累計解釋率為67.487%，如表2所示，符合總方差解釋率不低于40%的心理測量統計要求。

表2 探索性因素分析結果

研究者又依照如下標準確定了因素及題項數量：其一，抽取因素的貢獻率大于1且符合陡坡圖檢驗；其二，因素在旋轉前至少能夠解釋3%的總變異；其三，每個因素至少包含3個題項；其四，刪除雙重負荷過高（第27、28、38 題）和因子變量共同度低于0.5（第1、2、16 題）的題項，最終保留了34 個項目，歸類為4 個因子，并將其分別命名為“專業學習”“非專業學習”“理念宣導”“驅力激活”。

3.信度檢驗。研究者對400份問卷數據分別采用克隆巴赫α系數和折半信度系數鑒定了問卷各維度及總問卷的信度，結果如表3所示。檢驗結果表明：總問卷的克隆巴赫α系數和折半信度系數分別為0.939和0.920，問卷總體內部一致性信度非常高。問卷四個維度的克隆巴赫α系數（Cronbach’s alpha）為0.891～0.905 之間，折半信度系數 為0.879～0.923之間，均高于0.7的可接受水平，說明調查問卷內容具有很高的可靠性與穩定性［8］。

表3 信度檢驗結果（N=400）

4.驗證性因素分析。研究者利用Amos 17.0 程序建構學前教育專業個性化人才培養模型，采取極大似然估計法檢驗四個因素的擬合程度。

第一，刪除了因素與潛在變量關系系數低于0.71 的題項（第10、24、25 題）；第二，依據修正指數對初始模型予以修正后，用如下推斷值檢驗模型適配性：卡方自由度比值（x2/df）低于0.5，近似誤差均方根（RMSEA）小于0.08，標準化殘差均方根（SRMR）、殘差均方根（RMR）低于0.05；比較擬合指數（CFI）、Tucker-Lewis 指數（TLI）、增值擬合指數（IFI）高于0.9。驗證性因素分析結果表明，所有擬合指數均在合理范圍（見表4），說明此模型擬合程度較好，可接受模型假設。因此，學前教育專業個性化人才培養符合“一階四因素”結構模型。

表4 驗證性因素分析模型擬合指數（N=400）

對問卷題項的因素負荷量、平均方差抽取量（AVE）及組合信度（CR）進行統計分析，以檢核問卷的聚斂效度，問卷31個題項的因素負荷量均高于0.70，達到了較為理想的狀態，說明問卷的題項能夠有效反映“學前教育專業個性化人才培養”的四大因素。問卷四因素的平均方差抽取量（AVE）為0.596～0.706，均大于0.50，說明問卷測量誤差較小，諸題項能夠有效反映其共同因素的潛在特質。另外，四因素的組合信度值（CR）均大于0.70，說明該模型信度良好［9］。

三、討論

本研究在查閱相關文獻的基礎上，嚴格遵循確立問卷結構和編制問卷的研究規范，綜合利用開放式問卷、訪談的方法編制原始問卷，探究了學前教育專業個性化人才培養結構包括“專業學習”“非專業學習”“理念宣導”“驅力激活”在內的四個維度，共計31個項目。驗證性因素分析，證實學前教育專業個性化人才培養是一種由四因素組成的、彼此相關的多維結構。

（一）問卷的信度

本研究不僅利用克隆巴赫α系數對量表的內部一致性進行慎重估計，還為避免單純通過克隆巴赫α系數驗證而對被試樣本特點過于敏感的不足，采用折半信度系數對問卷進行效度檢驗，補充確證問卷的穩定性與可靠性。從統計分析結果來看，學前教育專業個性化人才培養調查問卷的總體克隆巴赫α系數和折半信度系數均高于0.90，說明問卷總體信度非常好；諸維度檢驗下的克隆巴赫α系數與折半信度均高于0.80，說明這四因素的信度非常好。

（二）問卷的效度

1.結構效度。研究者檢驗了不受模型復雜程度影響的問卷擬合優度指標卡方自由度比值（x2/df）為4.774。依據學者吳明隆的觀點，該值小于1為模型過度適配，大于3（較寬松值為5）為適配不佳，然而該指標受到樣本大小的影響，且無法更正過多檢驗統計力問題［10］。本研究中的該值達到了較寬松的適配度，需要結合其他擬合指標進行綜合判斷。

由此，研究者繼續考察問卷的絕對適配度指數，即近似誤差均方根（RMSEA）、標準化殘差均方根（SRMR）、殘差均方根（RMR）和增值適配指數，即比較擬合指數（CFI）、增值擬合指數（IFI）。一般認為，殘差均方根（RMR）越小適配度越佳，小于0.05時是可以接受的適配模型；標準化殘差均方根（SRMR）介于0到1之間，數值越近于0適配度越好，小于0.05模型適配；近似誤差均方根（RMSEA）應不大于0.1，小于0.01適配理想，小于0.05模型適配良好，小于0.08模型適配合理；比較擬合指數（CFI）對假設模型契合度的估計即使在小樣本情況下也十分穩定，其與Tucker-Lewis指數（TLI）、增值擬合指數（IFI）往往介于0與1之間，大于0.9模型適配。依據以上標準，本問卷檢驗的各項擬合指數均達到了適配門檻，驗證性因素分析支持了探索性因素分析的結果，即利用449位學前教育專業本科在校生樣本探索出的四因素模型在400位學生樣本的另一同質群體中仍適用，學前教育專業個性化人才培養的四因素模型具有合理性，可作為測量學前教育專業個性化人才培養現狀的有效工具。

2.聚斂效度。研究者在考察問卷各個因素與潛在變量的負荷量，以及各維度平均方差抽取量（AVE）和組合信度（CR）過程中發現：此問卷四因素與其潛在變量的負荷量均大于0.71，表示測量同一特質因素的指標會落在同一因素構念上，具有聚斂效度；各個因素平均方差抽取量（AVE）均大于0.5，表示潛在變量的聚斂能力十分理想，具有良好的操作型定義化［11］；各個因素的組合信度（CR）值均大于0.9，遠超過大于0.7的門檻，說明各因素的內部一致性信度質量高。

（三）問卷的共變關系解釋

研究表明，學前教育專業化人才培養呈“一階四因素”結構模型，該模型的題項中存在著一定的共變關系。第一，題項“經常舉行小組研討式課程”和“專業課程以小班授課模式居多”之間存在共變關系。結合對樣本所在學校課程組織形式的考察，研究者發現學前教育專業的教法課，多以小班授課模式呈現，且需要學生以小組為單位模擬幼兒園教學情境，而其他課程多以合并行政班而組織、以教師講授為主的集體教學模式呈現，較少進行小組研討，更難以關注到學生的個別化學習。第二，題項“我認為學團活動對大學生發展有價值”和“我主動參與過學團活動并有所收獲”之間存在共變關系。結合對樣本的訪談，研究者了解到就學生個體而言，學團活動的參與具有較強的自主選擇性，因此在豐富多彩的學團活動中，學生更容易在內驅力的作用下不斷體悟、積極思考獲得收獲。第三，“學分制度健全”和“學生可以通過多種渠道獲得學分以滿足畢業條件”之間存在共變關系。結合對樣本的訪談，研究者了解到學生對學分制度持有的態度是“修夠學分不影響畢業即可”，對具體學分的分布及權重等制度考慮得不甚清楚，因而這兩個題項的關聯恰恰反映了學生在高校期間的學習往往存在個性化的思考和行動，教育者僅依靠用學分自上而下地調整學生學習的側重，未必能夠符合期待，為此在學前教育專業人才培養過程中，更多地理解學生、以學生視角考慮問題或能取得更好的效果。