大学生学习倦怠问卷的编制

陈家胜

（平顶山学院 河南 平顶山 467000）

一、引言

近年来，学者对大学生学习倦怠进行了广泛研究，取得了一些有价值的研究成果，但在学习倦怠的结构探索与量表编制方面，研究得还不深入。国外早期的学习倦怠量表是在职业倦怠量表的基础上改编而成。Maslach倦怠量表（MBI：Maslach Burnout Inventory）是职业倦怠研究领域的经典测量工具，确立了职业倦怠的三个维度：情感耗竭、玩世不恭、成就感降低[1]。Schaufeli等（1985）编制的学业倦怠量表遵循了MBI的三维结构，只是考虑学生特点，用“效能感降低”取代“成就感降低”，该量表实际上是MBI的学生版（MBI-SS：Maslach Burnout Inventory Student Survey）[2]。张莹等（2005）[3]将MBI-SS修订为中文版，三个分量表的名称分别被译为“衰竭”、“讥诮态度”、“效能感降低”，这是国内第一个学习倦怠量表。连榕等（2005）[4]结合中国大学生的实际，将学习倦怠结构的三维结构命名为情绪低落、行为不当与成就感低，他所编制的《大学生学习倦怠调查量表》是目前国内使用频次最多的大学生学习倦怠测量工具。学习倦怠作为一种消极心理，具有夸文化、夸时代的特点。国外量表不尽符合中国本土文化，国内量表多为多年以前编制，其中一些题项，如“我课后很少学习”，用于测量90后大学生的学习倦怠明显缺乏效度。因此，修订或重新编制大学生学习倦怠测量工具十分必要。本研究在探索和验证学习倦怠结构的基础上，编制大学生学习倦怠问卷，旨在为本领域内的研究提供可靠、有效的测量工具。

二、方法

（一）初始问卷的形成

访谈30名90后大学生，让他们回答开放式问题，如“当你对学习缺乏兴趣却又不得不为之时，有怎样的感受？”，“当你对学习感到厌倦时，有怎样的表现？”。将学生的回答情况概括为核心词汇，然后将核心词汇拓展为自陈语句，如“我觉得学习是一件乏味的事情”。同时召集8名学生干部，对《大学生学习倦怠调查量表》[4]中的20个题项逐一研讨，只保留能反映90后大学生学习倦怠特征的题项。对以上两个渠道获得的题项进行归并、整合，获得一份由25个题项组成的初始问卷。各题项均采用likert五点记分法，“1”表示“完全不符合”，“5”表示“完全符合”；分数越高，表示学习倦怠程度越高。

（二）施测

鉴于初始问卷题项不多，本研究将预试和正式问卷的施测合并进行。采用分层抽样方法抽取河南两所本科院校的750名学生为被试，共收回有效问卷683份，有效率为91%。

（三）数据处理

对初始问卷的所有25个题项进行项目分析，删除不合格的项目后剩余题项组成正式问卷。将数据分为两个样本：A样本为奇数序号个案，B样本为偶数序号个案。使用SPSS17.0对A样本数据进行探索性因素分析，并检验各题项、各因子的信度；使用AMOS17.0对B样本数据进行验证性因素分析，并检验正式问卷的结构效度。

三、结果

（一）项目分析与探索性因素分析

计算初始问卷各题项得分与总分的相关，结果有4个题项与总分相关不显著。取初始问卷总分最高的27%个个案为高分组，总分最低的27%个个案为低分组，对两组被试各题项平均得分进行差异检验，结果7个题项平均分差异不显著。删除11个题项后得到由14个题项构成的正式问卷。

Bartlett球形检验结果KMO值为0.893（p<0.01），表明14个题项间具有明显的结构性，适合进行因素分析。采用主成分分析法抽取公共因子，三个特征根大于1的主成分累计解释14个题项得分总方差的58.22%，可作为公共因子。采用方差极大化法进行因子旋转，得到题项与因子的对应关系：5个题项负荷于第一因子，5个题项负荷于第二因子，4个题项负荷于第三因子。参考以往学习倦怠量表的结构，将第一因子命名为耗竭，主要反映学习引起的情绪资源消耗程度及对学习活动的负性情感体验程度；将第二因子命名为学习疏离，主要反映学生对学习活动的排斥程度及被动参与程度；将第三因子命名为自信不足，主要反映学生对自我学习能力的低估程度及成就感缺乏程度。

（二）验证性因素分析

为验证学习倦怠的三因素模型，另外提出两个模型。单因素模型：14个题项均负荷在一个潜在因素上；二因素模型：鉴于因子1与因子2相关较高（r12=0.40），可能反映同一构面，将其合并为一个因子；这样，14个题项负荷在两个潜在因素上。表1显示：三因素模型的各项拟合指标均优于竞争模型，且均达到测量学要求。

（三）效度分析

依据修正指标大于4的标准，增列测量指标误差项间的共变关系，获得三个单向度模型。图1显示：三个单向度模型的卡方自由度比均小于2，p值均大于0.05，RMSEA值均小于0.08，GFI、AGFI值均大于0.90，各题项的因子载荷均大于0.71，表明模型的收敛效度佳。

表1 三个竞争模型的整体拟合指标（N=269）

图1 耗竭、学习疏离、自信不足的单向度模型

为检验因子的区别效度，将因子两两组合并利用单群组生成两个模型：未限制模型不界定任何参数限制；限制模型界定因子间的共变关系为1。表3显示：各组未限制模型的χ2值均小于限制模型，且χ2差异量均达到极其显著水平（p<0.001），表明未限制模型与限制模型有显著不同，两两因子间的区别效度佳。

四、讨论

本研究揭示了大学生学习倦怠的三维结构，这与以往研究结论一致。早期的学习倦怠量表将三个结构因子分别命名为“情感耗竭”、“玩世不恭”、“成就感降低”。“情感耗竭”后来相继被演变为“情绪耗竭”、“生理耗竭”、“心身衰竭”[5-6]，这说明倦怠状态下的学习活动，既消耗情绪资源，又消耗生理资源，所以本研究统称“耗竭”。以往量表将倦怠的行为因子命名为“玩世不恭”、“犬儒主义”和“行为不当”等。“玩世不恭”、“犬儒主义”更符合职业倦怠的特点，“行为不当”则过于泛化。本研究用“学习疏离”一词概括学生对学习活动的排斥行为，似更为确切。学习活动带来的正向情感体验既有“成就感”，又有“效能感”，“成就感降低”、“效能感降低”实质上是“自信不足”，故本研究将第三因子命名为“自信不足”。

表2 各因子的区别效度检验

本研究没有专门进行同质性信度检验，但问卷的信度是有保证的。单向度模型图显示，各题项的因子载荷均大于0.71，根据“信度系数等于因子载荷系数的平方”，各题项的信度系数均大于0.50，符合测量学要求。进一步计算各因子的组合信度分别为0.894，0.903，0.901，远远超过0.60的测量学标准，各因子的平均方差抽取量分别为0.629，0.651，0.697，远远超过0.50的测量学标准。

本研究在变量测量方面采取了程序控制方式，将不同因子的题项交叉排列，并对个别项目作反向表述，实施反向记分，目的在于减小系统共源偏差导致的系统误差[7]。本研究未能在全国范围内严格抽样，未来的研究应设法拓宽取样的渠道和区域，并尽可能制定相配套的常模。

五、结论

（一）大学生学习倦怠是一个三维的结构，包括耗竭、学习疏离、自信不足。

（二）问卷的收敛效度和区分效度较佳，各题项及各因子的信度符合测量学要求。

［1］李永鑫，吴明证.工作倦怠的结构研究［J］.心理科学，2005，28（2）：454-457.

［2］Maslach C，Schaufeli WB&leiter MP.Job burnout.Annual Review of Psychology［J］.2001，52:397-422.

［3］张莹，甘怡群，张轶文.MBI学生版的信效度检验及影响倦怠的学业特征［J］.中国临床心理学杂志，2005，13（4）：383-385.

［4］连榕，杨丽娴，吴兰花.大学生的专业承诺、学习倦怠的关系与量表编制［J］.心理学报，2005，37（5）：632-636.

［5］杨丽娴，连榕.学习倦怠的研究现状及展望［J］.集美大学学报，2005，6（2）：54-57.

［6］胡俏，戴春林.中学生学习倦怠结构研究［J］.心理科学，2007，30（1）：162-164.

［7］王淑娟.心理测验中正反向表述项目对量表效度的影响［J］.中国临床心理学杂志，2009，17（5）：554-556.