農戶教育需求測量指標體系的構建

文 張圓圓

2021年2月21日，中共中央發布了第1號中央文件，統籌推進農村振興，加快農村農業現代化。深入把握農戶教育需求，調整農村教育供求矛盾對提高農戶人力資本水平，提升內生動力具有重要意義。目前，學界對農戶教育需求系統性、專門性的研究尚還缺乏。因而，本文綜合相關文獻設計了測量農戶教育需求的理論指標，編制了農戶教育需求量表；通過實證檢驗后建構了測量農戶教育需求的指標體系，以期為農戶教育需求的實證研究提供借鑒，給農村教育現代化發展帶來有益啟示。

一、研究設計

農戶教育需求測量理論指標以相關政策為基礎，參照已有相關研究，分別從自我發展、家庭教育和優質教育三個方面加以建構。

（一）自我發展需求

農戶的自我發展是指在沒有外界協助下，農戶的尊嚴和價值、滿足家庭基本需求、生活質量等提升的程度和可能性。國家出臺的一些政策強調農戶的自我發展，《中國農村扶貧開發綱要（2011—2020年）》指導思想指出“要更加注重提高扶貧對象的自我發展能力”。有學者表明，提高農民的自我發展能力，不僅是反貧的潛在要求，是農村家庭脫貧致富的根本要求，還是鄉村振興、農村農業現代化的核心?；诳尚心芰碚摵涂沙掷m生計分析框架，自我發展需求由自我發展意識和自我發展潛力組成；自我發展意識有生活態度、創新意識和健康意識；自我發展潛能包括人力資本、資本積累能力和市場參與能力。

（二）家庭教育需求

《簡明教育詞典》將家庭教育定義為父母或其他家庭長輩對兒童和青少年的有意識教育?！督逃筷P于加強家庭教育的指導意見》重視家庭、家庭教育和家庭作風，家庭是社會的基本細胞，對國家發展、民族進步和社會和諧具有重要意義。另外，家庭的概念常見于一些社會學理論中，布迪厄的文化資本理論提出，文化資本的一種形式，即身體形態文化資本，通過家庭環境和學校教育獲得知識、技能、品位等，使之成為精神和身體的一部分。本文將家庭教育需求劃分為家庭教育觀念和家庭教育能力；家庭教育觀念有教育期望和培育觀念；文化資本、親子溝通和家校合作組成家庭教育能力。

（三）優質教育需求

基礎教育專家胡百萬在《我心目中的素質教育》提到優質教育應該以學生為本、依照教育規律、全面提升學生素質、發展學生個性?！秶鴦赵宏P于深入推進義務教育均衡發展的意見》以“上好學”生動形象的展現了國家普及優質教育的追求。根據教育類型，將優質教育需求分為學校教育質量提升需求、社區教育質量提升需求和職業教育質量提升需求；其中，學校教育質量提升需求包括學校教師、學校課程和學校管理三個方面，社區教育質量提升需求包括社區服務和社區教育兩個方面，職業教育質量提升需求包括職業教育的實用性和針對性兩個方面。

依據農戶教育需求測量理論指標設計了102項農戶教育需求測量題目和11項農戶人口統計學題目，組成農戶教育需求調查問卷。通過小范圍預調研及結果反饋修訂問卷的語義與表達方式，最終形成了《農戶教育需求調查問卷》。

二、實證檢驗

（一）項目分析

為改進自編農戶教育需求量表的信效度，剔除無效樣本后需進行項目分析，即根據調查結果對組成量表的102項題目逐個分析。由于量表采用了Likert五級量表，所以選擇區分度分析和相關性分析。

一方面，臨界比值（CR值）分析區分度。總分排序后將兩端27%的分數分為高分組和低分組，將兩組分別標記為1組和2組后，進行獨立樣本T檢驗。發現所有題目CR值都處于0.01極其顯著水平，意味102項題目均具有良好的鑒別力，不需要刪除題目。另一方面，用題總相關進行相關性分析。逐個計算102項題目與量表總分的Pearson相關系數，發現量表所有題目與量表總分的相關性達到極其顯著水平。可見各題目所測的行為樣本一致性很高，不需要剔除任何題目?？傊?，自編農戶教育需求量表中102項題目具有良好的適切或可靠程度，為量表的信度和效度提供了基本保障。

（二）效度分析

農戶教育需求量表結構效度的檢驗使用因子分析法，SPSS 26隨機分半處理1438份量表答卷，一半SPSS 26探索性因子分析（EFA）精簡量表，一半Mplus 8.3驗證性因子分析（CFA）優化和驗證測量的指標體系。

1.探索性因子分析

在探索之前，KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結果：KMO值（0.96）大于0.90，Bartlett球形檢驗呈極其顯著水平，表明有公共因子存在于數據群的相關矩陣，非常滿足探索性因子分析的條件。用主成分提取法以特征根大于或等于1為原則，最大方差旋轉法抽取出共同因子17個，累積方差貢獻率為64.62%。但因共同因子太多，須刪除一些題目，標準如下：題目因子載荷小于0.5；題目和因子無對應關系；題目與因子對應關系不合邏輯；題目的排除可以明顯減少共同因子數量；題目的排除可以明顯提高同一共同因子各題目內部一致性。最終保留了31項題目，探索性因子分析發現：KMO值為0.93，Bartlett球形檢驗水平極其顯著，共同因子有6個，累積方差貢獻率為64.96%。

2.驗證性因子分析

探索性因子分析結果基礎上，采用驗證性因子分析另一半數據，初次驗證結果：x2/df值為4.63（大于3），RMSEA值為0.08（等于0.08），CFI值為0.79（小于0.90），TLI值為0.77（小于0.90）；農戶教育需求量表擬合指數未達預期標準，需對測量指標體系進行優化?；谝延兄R和經驗選擇性采納驗證結果的優化建議，刪減了10項題目，最終農戶教育需求量表擬合指數達到標準要求：x2/df（2.27）小于3，RMSEA（0.05）小于0.08，CFI（0.95）大于0.90，TLI（0.94）大于0.90，最終農戶教育需求量表保留了21項題目。

（三）信度分析

采用克隆巴赫（Cronbach）α系數檢驗精簡和優化后的農戶教育需求量表的一致性、穩定性及可靠性。總量表的Cronbach’s α系數為0.89，量表各因子的Cronbach’s α系數處于0.68～0.91范圍內，其中大多位于0.70～0.80，雖一因子的Cronbach’s α系數為0.68，但相當接近0.7，表明最終確定的農戶教育需求量表整體一致性、穩定性及可靠性適宜，基本符合測量指標體系的信度要求。

（四）指標構建

自編的農戶教育需求測量指標體系經項目分析、效度分析和信度分析后，最終結果如表1所示。本文立足于相關研究成果，對各指標進行概念界定。依據學者對“意愿”和“能力”相關概念的界定，教育獲得意愿是指農戶獲得教育類產品或服務的意向和愿望；教育獲得能力則指農戶為獲得教育類產品或服務所具備的心理、行為等方面條件的總稱。

表1 農戶教育需求測量指標體系

參照學者對“自我發展”和“意識”相關概念的定義，將自我發展意愿界定為農戶自我更新、農業學習和終身學習的意向和愿望；將自我發展意識定義為農戶對在生產和生活過程中實現自我價值的認識程度和態度。同時，綜合相關研究中“普通教育”和“職業教育”的含義，將子女普通教育獲得意愿界定為農戶對其子女獲得普通科學文化知識教育的意向和愿望；子女職業教育獲得意愿是指農戶對其子女得到某職業或生產勞動所需知識、技能等教育的意向和愿望。

基于學者對“家庭教育觀念”的定義，認為家庭教育觀念是指農戶對教育和培養子女的認識、看法和思想；結合相關研究中“支付能力”相關概念的含義，教育支付能力則是指農戶為獲得教育類產品或服務所具備的經濟條件。

三、結論與啟示

本文從農戶自我發展需求、家庭教育需求和優質教育需求三個維度出發，初步建構了農戶教育需求測量理論指標，編制了《農戶教育需求問卷》。對自編量表進行實證檢驗：經項目分析發現量表的102項題目具有良好的適切或可靠程度；結構效度檢驗使得量表的指標體系發生了顯著變動，最終保留了21項題目；經信度分析發現，精簡和優化后的量表整體一致性、穩定性及可靠性適宜?；诖耍Y合相關研究文獻，建構了農戶教育需求測量指標體系。

數據顯示，農戶教育獲得意愿依次受子女普通教育獲得意愿（貢獻率為70.22%）、自我發展意愿（貢獻率為49.42%）和子女職業教育獲得意愿（貢獻率為27.35%）影響?？梢姡狈降貐^農戶仍舊偏向子女接受普通教育，對職業教育的認可度不高，應加大職業教育的投入，在提升職業教育質量的同時，加大對農戶的職業教育宣傳力度，提高農戶對職業教育的認同。

農戶教育獲得能力依次受家庭教育觀念（貢獻率為69.05%）、自我發展意識（貢獻率為35.64%）和教育支付能力（貢獻率為17.38%）影響，說明農村家庭教育觀念的轉變是提升農戶教育需求能力的關鍵。有鑒于農村學校師資力量的相對薄弱，難以獨立承擔對農戶的家庭教育指導，應大力發展社區教育，營造良好的家庭教育環境與風氣。

此外，農戶自我發展意識與意愿對農戶教育獲得能力與意愿的貢獻率都較高，意味著開展新型職業農民培訓必須著力關注農戶自我發展意識與意愿的激發，簡單模式化程序性的培訓不利于滿足農戶的教育需求。