高职学生学习满意度问卷的编制与效信度检验

周蕾　朱长新　王阳

摘要：为了编制高职学生学习满意度问卷并检验其效度和信度，在自编的初始问卷经预测修订后，得到最终问卷含3个维度18个条目，正式施测回收了735份有效问卷，并以高等職业技术学院学生学习满意度调查问卷（HVTCSLSQ）、大学生学习满意度量表（CSLSS）和一般自我效能量表（GSES）为校标。通过条目分析、探索性因子分析、验证性因子分析、区分效度、校标关联度、Cronbach α系数、合成信度等方法对数据进行处理，结果显示该问卷具有良好的效度和信度。因此，得出结论：该问卷是一个良好的测量工具，可以用来评估高职学生的学习满意度。

关键词：学习满意度;问卷编制;效度;信度

中图分类号：G711文献标志码：A文章编号：1001-7836（2019）05-0067-03

当前，对学生学习满意度的调查有各种不同的评价指标和量表，而编制出科学合理的评价量表至关重要。如Betz等人编制的大学生满意度问卷包括学校环境与设备、教学管理措施与规划、教师素质、教学方法、学习成果及同学关系等六个方面[1];Chien将学习满意度归纳为个体特征、教学态度和能力、课程质量、学习环境以及教学效果五个方面[2]。美国大学生满意度量表（Student Satisfaction Inventory，SSI）根据学校的不同性质也有多个不同版本，调查内容涵盖归属感、教师素质、学习服务、校园生活、人际关系等。国家大学生学习情况问卷调查系统问卷（National College Student Survey，NCSS）中，学生具体满意度包括教师教学、校园支持、人际关系三个维度[3]。综合国内外研究，学习满意度主要有以下几个维度：学习环境（硬环境和软环境）;管理服务（教务管理、实习实践等）;教师教学（知识水平、道德修养等）;学习成果（获得的知识技能等）;人际关系（师生同学关系等）。

一、对象与方法

（一）对象

研究样本来自广州数所高职院校（广州科技职业技术学院、广东工贸职业技术学院、广州职业技术学院），采用方便抽样法，先进行预测。第一次预测发出100份问卷，得到有效问卷80份，其中男生有效问卷50份，女生有效问卷30份（样本1）。第二次预测发出100份问卷，得到有效问卷83份，其中男生有效问卷47份，女生有效问卷36份（样本2）。

采用问卷星两次正式施测后共回收问卷800份。第一次在广州科技职业技术学院正式施测，共390人参加，得到完整有效问卷363份（样本3）。其中男生219份，女生144份;理工科191份，文科172份;大一183份，大二101份，大三79份;城镇学生136份，乡村学生227份。第二次在其他两所学校正式施测，共410人参加，得到完整有效问卷372份（样本4）。其中男生201份，女生171份;理工科174份，文科198份;大一201份，大二115份，大三56份;城镇学生142份，乡村学生230份。

另从样本3和样本4中抽取部分学生参加校标问卷的施测，得到有效完整问卷168份（样本5），其中男生93 份，女生75份;理工科83份，文科85份;城镇学生62份，乡村学生106份。

（二）校标工具

1.高等职业技术学院学生学习满意度调查问卷[4]（Higher Vocational And Technical College Students Learning Satisfaction Questionnaire，HVTCSLSQ）该问卷由肖连英编制，其维度和对应的条目数分别为：实践教学10个、理论教学9个、素质拓展10个和教学管理5个。该问卷采用1—5级计分，代表“完全否定—完全肯定”，得分越高满意度越高。本研究中该量表及四个维度的Cronbach α系数分别为0.97、0.92、0.92、0.86、0.89。

2.大学生学习满意度量表[5]（College Students Learning Satisfaction Scale，CSLSS）

该量表由李洪玉、何一粟和王蕊编制，其维度和对应的条目数分别为：学业满意度4个、教学满意度4个、硬件设施满意度4个。该问卷采用1—5级计分，代表“非常不符合—非常符合”，得分越高满意度越高。本研究中该量表及三个分维度的Cronbach α系数分别为0.92、0.78、0.85、0.77。

3.一般自我效能量表（General Self-Efficacy Scale）

一般自我效能量表在国际上被广泛使用。该量表包括10个条目，采用1—4计分，代表“非常不正确—非常正确”。王才康等考察了该量表中文版本的适用性，在大中学生群体里中有良好的信效度[4]。研究发现，大学生的一般自我效能感越强，学习动机越强，其学习满意度也越高[6—7]。因此，此量表可以作为学习满意度的同时校标。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.90。

（三）研究步骤

1.初始问卷的编制

在参考已有研究的基础上，编制了开放性问卷，如“学校的教师（理论教师、实训教师）哪些地方让你满意”“学校的哪些管理服务让你满意”“学校的哪些硬件设施让你满意”“学校的专业课程安排有哪些需要改进”等。共收集60份开放式问卷，将所有条目经过归类、汇总，提取出了50个条目。

通过咨询2名心理学专业博士，再对初始条目的逻辑性，文字表述的清晰性、准确性、简洁性等方面进行综合评定，最终初始问卷的每个维度入选的条目数是：教师综合素质8个、校园环境8个和专业课程设置4个，问卷采用1—5级计分，代表“非常不满意”到“非常满意”。

2.预测与修订

对样本1的数据进行了条目分析、筛选与修订，主要考查各条目得分的均值、标准差、信度检验、鉴别度、区分度和题总相关系数、探索性因子分析（EFA）中因子载荷偏低的条目进行反复取舍和同一因子所测条目内容的共同属性[8]进行反复研究提炼。接着对第二次预测样本2的数据也进行了以上处理，并对问卷再次修订，最终正式问卷包含3个维度18个条目，其中教师综合素质8个、校园环境6个和专业课程设置4个。

3.正式施测

正式问卷的施测分多次、多样本发放以便更好地考查问卷的稳定性和测量学指标。总样本用于做条目分析、信度分析，样本3用于探索性因子分析，樣本4用于验证性因子分析、收敛效度与区分效度，样本5用于校标关联度检验。

（四）统计方法

使用SPSS 19.0与Mplus 7.0对数据进行统计分析。

二、结果

（一）条目分析

对总样本按总分排名前（高分组）后（低分组）27%对被试进行高低分组，求出高分组与低分组在各条目上的均值差异显著性。分别计算18个条目与问卷总分的相关，结果显示条目与总分相关系数在0.65—0.84之间。

（二）效度分析

1.结构效度

探索性因子分析：结果显示KMO值为0.95，Bartlett球形检验近似卡方值为6 043.06（p<0.001），说明18个条目之间不是独立的，做因子分析有意义。抽取特征根大于1的因子，选取具有Kaiser标准化的倾斜旋转法，并保留因子载荷大于0.45的变量。最终提取3个特征根大于1的因子，3个公共因子的方差累计贡献率为75.09%，其中，各条目的共同度在0.51—0.84之间。可依据旋转后的因子载荷矩阵对因子进行命名，本问卷经过反复修订后，已经剔除了同一因子中测量特质不同即同质性不好的条目，给保留并修订后的条目赋予更合理的实际意义，分别命名为教师综合素质、校园环境和专业课程设置（见表1）。

验证性因子分析：先以18个条目做单因子模型分析，问卷总体上由高职学生学习满意度一个因子解释;再以探索性因子分析的3个因子构建学习满意度的三因子模型，模型的标准化因子载荷在0.65—0.91之间，3个因子间相关系数在0.66—0.78之间（p<0.001）。二阶因子模型在3个一阶因子的基础上提取出总体满意度这个高阶因子，二阶因子载荷在0.78—0.93之间（p<0.001）。

从结果看，一阶三因子模型和二阶因子模型拟合指数完全相同，说明它们是拟合最好的两个等同模型，无优劣之分[9]，但仔细观察发现三因子模型中的三个因子相关很高，应该存在一个高阶因子模型，所以说二阶因子模型对数据的解释更加合理。

2.区分效度

收敛效度的公式为AVE=（∑λ²）/n（n为某因子中的项目数;λ为标准化路径系数）。判断变量区分效度的标准：比较各潜变量值的平方根与该变量AVE与其他变量之间相关系数的绝对值（见表2）。

3.校标关联度

总问卷得分及其三个维度教师综合素质得分、校园环境得分、专业课程设置得分与HVTCSLSQ得分、CSLSS得分、GESE得分均呈正相关（见表3）。

（三）信度分析

1.Cronbach α系数

总问卷的Cronbach α系数为0.96。各分维度的Cronbach α系数分别为：教师综合素质0.95、校园环境0.91和专业课程设置0.92。

2.合成信度

总问卷的同质性系数为0.88，同质性高说明合成总分有意义[10]。总问卷的合成信度及95%可信区间为0.970（0.966，0.974），教师综合素质0.954（0.946，0.961）、校园环境0.907（0.893，0.921）和专业课程设置0.919（0.905，0.934）。

（四）高职学生学习满意度问卷得分的性别差异

以性别为分组变量，对总问卷及其三个维度总分进行独立样本检验，结果表明与女生相比，男生的总问卷及三个维度的总分均略高（见表4）。

三、讨论

正式问卷各项目与总分相关在0.65以上，高分组和低分组在各项目上的得分差异有统计意义，说明各项目均有较好的区分度，问卷可以有效地反映学习满意度的差异。

探索性因子分析结果显示，共同度均大于0.51，说明每个条目变量的变异都可以由所提取的教师综合素质、校园环境、课程设置3个因子有效地解释。《高职学生学习满意度问卷》18个条目的因子负荷均在0.53以上，3个公共因子可以解释总方差的75.09%。其中教师综合素质的满意度相对比较重要，因为其方差贡献率最大，校园环境次之，专业课程设置最小。事实上对国内高职学校而言，建设“一专多能”型教师队伍，根据自己的办学特色找准图书馆定位，加强校企合作改善实训基地“软”建设，以适度够用的标准科学合理设置专业课程，才能更好地培养高级技术型、应用型人才，不断提高高职学生的学习满意度。验证性因子分析比较了单因子模型、三因子模型和二阶因子模型，结果表明二阶因子模型拟合指数良好[7]，结构更加合理。以上结果均说明该问卷具有较好的结构效度。

Fornell和Larcher提出，各潜变量AVE值的平方根大于潜变量之间的相互关系，表明因子间具有良好的区分效度[11]。本问卷AVE值的平方根大于潜变量之间的相互关系，说明各潜变量的内涵既重合又有差异，具有很好的收敛效度与区分效度。

自我效能感是Bandura社会认知理论中的核心概念[12]。一般自我效能感指的是个体应对各种不同环境的挑战或面对新事物时表现出的一种总体性的自信心。对学生而言，往往在学习中自信心强，认为自己有能力学好文化知识，在面对学业困难时，也会表现出积极的学习态度，从而使其达到和维持较高的学习满意度[13]。因此，本研究选取HVTCSLSQ、CSLSS和GSES来检验本问卷的校标关联度。结果表明，总问卷与及其各维度得分与GSES得分呈正相关，说明自我效能感低有消极评价的个体有较低的学习满意度，自我效能感高有积极评价的个体通常有较高的学习满意度。本问卷与HVTCSLSQ、CSLSS的相关系数为0.84、0.63，已达高度正相关，说明本问卷具有良好的校标关联度。

总问卷及各维度的Cronbach α系数与合成信度均高于0.90，说明总问卷适合使用合成分数做进一步的统计分析。

对学习满意度性别差异的分析表明，男生得分在总问卷及其三个维度上均高于女生。这种现象可能是源于男、女双方的价值观和被满足的程度不同，女生要求要高于男生，女生在回答问卷时比较慎重、细致，男生相对随意一些，所以女生的满意度水平总体低于男生。

四、不足与未来研究方向

本研究受限于方便抽样仅以广州数所高职学生为研究对象，未来研究可扩大取样范围并采用更有代表性的样本，以便更充分研究高职学生学习满意度问卷效度和信度。但在制作问卷时没有做重测信度，以后仍需做进一步探讨。另外，鉴于满意度与一般效能感的密切关系，可进一步研究学习动机（学习倦怠）、学业自我效能感、学习满意度三者之间的关系。

参考文献：

[1]Betz E.L.， Others A. The Measurement and Analysis of College Student Satisfaction[J].Meas Evaluation Guidance， 1969（2）：110—118.

[2]Chien T. Using the learning satisfaction improving model to enhance the teaching quality[J].Quality Assurance in Education， 2007，15（2）：192—214.

[3]薛栋，文静.满意度视域下高职院校学生学习质量实证研究[J].职业技术教育，2015，36（13）：44—48.

[4]王才康，胡中锋，刘勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].应用心理学，2001，7（1）：37—40.

[5]申继亮，陈英和.中国教育心理测评手册[M].北京：高等教育出版社，2014：109—112.

[6]李雪平.大学生的一般自我效能感与学习动机的相关研究[J].教育研究与实验，2012（5）：84—88.

[7]温忠麟，黄彬彬，汤丹丹.问卷数据建模前传[J].心理科学，2018，41（1）：204—210.

[8]温忠麟.心理与教育統计[M].广州：广东高等教育出版社，2006.

[9]侯杰泰，温忠麟，成子娟.结构方程模型及其应用[M].北京：教育科学出版社，2011：88.

[10]叶宝娟，温忠麟.测验同质性系数及其区间估计[J].心理学报，2012，44（12）：1687—1694.

[11]Fornell C.， Larcher D. Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Error[J].Journal of Marketing Research， 1981，18（1）：39—50.

[12]Bandura A. Self-efficacy： The exercise of control[M].New York： Freeman， 1977.

[13]成媛，赵静.生态移民区中学生学业自我效能感与学习满意度的关系：学习态度的中介作用[J].中国特殊教育，2015（7）：80—85.