学前教育专业个性化人才培养调查问卷编制探析

陈健敏，王 影

（长春光华学院 现代教育学院，吉林 长春 130033）

一、问题提出

随着我国学前教育事业的快速发展，培养以本专科为主体的高素质幼儿园教师，并保证其长期从事幼儿教育事业，不仅关系到整个师资培养体系的建立与完善，也关系到学生个人职业生涯的长足发展。有学者指出：推进个性化教育，强调学生“个性特质”与“职业特性”的深度融合，有利于推动现阶段高校学前教育专业从“育人规模”向“育人质量”转变［1］。创新制订关注学生个性化成长发展的培养方案，使之高质量、稳定地从事幼儿教师职业是当前社会发展和高校教学改革的现实需求。

对于个性化人才培养的议题，国外教育界起步较早。在20世纪80年代，就有美国学者发表了诸多本科教育改革的研究报告，其提倡培养个性化、多元化人才培养模式的主张于21世纪初的大学中得以实践。英国和日本的一流大学也随之调整了人才培养理念，将“培养创造性”放置于个性化人才培养的重要环节，在专业设置的方向上，强调“宽”“通”“活”的专业设置模式；在专业设置的时间上，注重晚期进行专业分流［2］；同时在教学制度、教学组织、课程设置、教学管理等方面做出了一系列实质性改革，为个人化人才培养的理论研究提供了有益的借鉴。

我国研究者在借鉴他国经验的基础上，对个性化人才培养的理念和价值做出一系列阐释。王晓辉认为，个性化人才培养应重视以生为本，重视提高学生的独特性、主体性、创造性，尊重学生个性的和谐，并保持培养模式的动态发展［3］。黄星认为，个性化人才培养模式能够强化学生的个性优势，特别从尊重每个人的智力优势上开发和挖掘其潜能，保障每个学生在职业背景下充分实现个人的价值［4］。胡顺石等人认为，个性化人才培养应以人为本、因材施教，提倡自我规划和个人价值实现，注重创新型人才和创造力培养，尊重和发展学生个性特征［5］。而对于如何实现人才的个性化培养，王姗姗认为应做到在教学过程中建设突出创造性和个性的学习环境，强调人才培养的多样化和创新化，强调培养社会需要的综合素质人才［6］。王春香则认为应提供宽松创新环境，确立个性化培养目标，设置个性化教育课程，运用个性化教育方法，采用个性化考评机制等［7］。

综上所述，当前学界对个性化人才培养的阐释莫衷一是，缺乏对本科学段学前教育专业个性化人才培养特质的系统描摹，因而在制订培养方案的过程中缺少有力的理论指导。为此，本研究拟编制学前教育专业个性化培养的问卷，为了解学前教育专业学生在个性化培养方面的现实情况提供有效工具，进而为高校制订培养方案提供有力依据。

二、学前教育专业个性化人才培养的问卷编制

（一）研究对象

本研究采用方便抽样、随机抽样及整群抽样三种方法，利用纸质问卷及网络问卷发放相结合的方式，从吉林省、黑龙江省、河南省、江苏省中5座城市的6所高校抽取本科学段学前教育专业在校生作为研究对象，共计发放问卷1000份，回收有效问卷849份，有效率为84.9%，样本分布见表1。

表1 调查样本分布表（N=849）

（二）研究过程

第一，在查阅大量文献并综合分析多所高校培养方案内容的基础上，形成了研究假设并初步建立学前教育专业个性化人才培养的测定项目。

第二，对学前教育专业在校生27人进行半结构化访谈，了解其对学前教育专业个性化人才培养的一般性认识，并对上述结果予以主题词分析，参照学前教育专业个性化人才培养的测定项目及已有文献的表述最终形成初始问卷。

第三，邀请5名学前教育在校生填答问卷并对初始问卷进行评议，就问卷表述歧义和填答可读性不强的内容进行修改，并通过专家质询对初始问卷进行了完善和修撰。形成包含40道题设的学前教育专业个性化人才培养初测问卷，初测问卷由基本信息与个性化人才培养现状调查两部分组成，前者题目针对被试的人口学变量设置，题型为单选题；后者题设针对被试的个性化人才培养诸多方面设置，参考李克特量表法修订，项目赋分从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“无意见”、4表示“较符合”、5表示“非常符合”。

第四，运用方便抽样的方法，对吉林省某高校的206 位学前教育专业本科在校生进行了初测。探索性因素分析结果显示，问卷包含4 个因素，其方差累计解释率为74.085%，问卷总信度为0.960，各维度信度分别是0.928、0.941、0.939、0.946。项目分析结果显示，各题项与总分的相关系数在0.418～0.689之间，且均达到非常显著的水平（P＜0.001），据此开展正式测验。

（三）数据处理

研究者将回收的849份有效问卷随机分为两份：样本一（N=449）用于项目分析及探索性因素分析，样本二（N=400）用于验证性因素分析。上述数据采用SPSS 26.0和AMOS 17.0统计分析软件进行处理。

（四）研究结果

1.项目分析。研究者通过“临界比例CR”检验项目适切性。首先，求出被试在诸多题项的总分，再选择其中得分最高和最低的27%被试，进行高低两组在每题得分的平均数差异显著性检验，统计分析结果表明：各题项共同性位于0.548～0.779之间，因素负荷量大于0.45，最大两因素负荷均大于0.25。另外，计算各题项与总分的相关系数处于0.639～0.826 之间，均在0.4 以上，达到了非常显著的水平。说明各题项与问卷总分之间存在中高度相关，题项具有较强的同质性。

2.探索性因素分析。研究者对449个有效数据进行探索性因素分析，取样适当性（KMO）指标为0.974，Bartlett球形度检验卡方值为23990.212（P＜0.001），说明母群体相关矩阵间具有共同因素，各个题项取样适当性量数（MSA）位于0.964～0.984之间，适宜作探索性因素分析。运用主成分分析法，经斜交旋转抽取4个因素，累计解释率为67.487%，如表2所示，符合总方差解释率不低于40%的心理测量统计要求。

表2 探索性因素分析结果

研究者又依照如下标准确定了因素及题项数量：其一，抽取因素的贡献率大于1且符合陡坡图检验；其二，因素在旋转前至少能够解释3%的总变异；其三，每个因素至少包含3个题项；其四，删除双重负荷过高（第27、28、38 题）和因子变量共同度低于0.5（第1、2、16 题）的题项，最终保留了34 个项目，归类为4 个因子，并将其分别命名为“专业学习”“非专业学习”“理念宣导”“驱力激活”。

3.信度检验。研究者对400份问卷数据分别采用克隆巴赫α系数和折半信度系数鉴定了问卷各维度及总问卷的信度，结果如表3所示。检验结果表明：总问卷的克隆巴赫α系数和折半信度系数分别为0.939和0.920，问卷总体内部一致性信度非常高。问卷四个维度的克隆巴赫α系数（Cronbach’s alpha）为0.891～0.905 之间，折半信度系数 为0.879～0.923之间，均高于0.7的可接受水平，说明调查问卷内容具有很高的可靠性与稳定性［8］。

表3 信度检验结果（N=400）

4.验证性因素分析。研究者利用Amos 17.0 程序建构学前教育专业个性化人才培养模型，采取极大似然估计法检验四个因素的拟合程度。

第一，删除了因素与潜在变量关系系数低于0.71 的题项（第10、24、25 题）；第二，依据修正指数对初始模型予以修正后，用如下推断值检验模型适配性：卡方自由度比值（x2/df）低于0.5，近似误差均方根（RMSEA）小于0.08，标准化残差均方根（SRMR）、残差均方根（RMR）低于0.05；比较拟合指数（CFI）、Tucker-Lewis 指数（TLI）、增值拟合指数（IFI）高于0.9。验证性因素分析结果表明，所有拟合指数均在合理范围（见表4），说明此模型拟合程度较好，可接受模型假设。因此，学前教育专业个性化人才培养符合“一阶四因素”结构模型。

表4 验证性因素分析模型拟合指数（N=400）

对问卷题项的因素负荷量、平均方差抽取量（AVE）及组合信度（CR）进行统计分析，以检核问卷的聚敛效度，问卷31个题项的因素负荷量均高于0.70，达到了较为理想的状态，说明问卷的题项能够有效反映“学前教育专业个性化人才培养”的四大因素。问卷四因素的平均方差抽取量（AVE）为0.596～0.706，均大于0.50，说明问卷测量误差较小，诸题项能够有效反映其共同因素的潜在特质。另外，四因素的组合信度值（CR）均大于0.70，说明该模型信度良好［9］。

三、讨论

本研究在查阅相关文献的基础上，严格遵循确立问卷结构和编制问卷的研究规范，综合利用开放式问卷、访谈的方法编制原始问卷，探究了学前教育专业个性化人才培养结构包括“专业学习”“非专业学习”“理念宣导”“驱力激活”在内的四个维度，共计31个项目。验证性因素分析，证实学前教育专业个性化人才培养是一种由四因素组成的、彼此相关的多维结构。

（一）问卷的信度

本研究不仅利用克隆巴赫α系数对量表的内部一致性进行慎重估计，还为避免单纯通过克隆巴赫α系数验证而对被试样本特点过于敏感的不足，采用折半信度系数对问卷进行效度检验，补充确证问卷的稳定性与可靠性。从统计分析结果来看，学前教育专业个性化人才培养调查问卷的总体克隆巴赫α系数和折半信度系数均高于0.90，说明问卷总体信度非常好；诸维度检验下的克隆巴赫α系数与折半信度均高于0.80，说明这四因素的信度非常好。

（二）问卷的效度

1.结构效度。研究者检验了不受模型复杂程度影响的问卷拟合优度指标卡方自由度比值（x2/df）为4.774。依据学者吴明隆的观点，该值小于1为模型过度适配，大于3（较宽松值为5）为适配不佳，然而该指标受到样本大小的影响，且无法更正过多检验统计力问题［10］。本研究中的该值达到了较宽松的适配度，需要结合其他拟合指标进行综合判断。

由此，研究者继续考察问卷的绝对适配度指数，即近似误差均方根（RMSEA）、标准化残差均方根（SRMR）、残差均方根（RMR）和增值适配指数，即比较拟合指数（CFI）、增值拟合指数（IFI）。一般认为，残差均方根（RMR）越小适配度越佳，小于0.05时是可以接受的适配模型；标准化残差均方根（SRMR）介于0到1之间，数值越近于0适配度越好，小于0.05模型适配；近似误差均方根（RMSEA）应不大于0.1，小于0.01适配理想，小于0.05模型适配良好，小于0.08模型适配合理；比较拟合指数（CFI）对假设模型契合度的估计即使在小样本情况下也十分稳定，其与Tucker-Lewis指数（TLI）、增值拟合指数（IFI）往往介于0与1之间，大于0.9模型适配。依据以上标准，本问卷检验的各项拟合指数均达到了适配门槛，验证性因素分析支持了探索性因素分析的结果，即利用449位学前教育专业本科在校生样本探索出的四因素模型在400位学生样本的另一同质群体中仍适用，学前教育专业个性化人才培养的四因素模型具有合理性，可作为测量学前教育专业个性化人才培养现状的有效工具。

2.聚敛效度。研究者在考察问卷各个因素与潜在变量的负荷量，以及各维度平均方差抽取量（AVE）和组合信度（CR）过程中发现：此问卷四因素与其潜在变量的负荷量均大于0.71，表示测量同一特质因素的指标会落在同一因素构念上，具有聚敛效度；各个因素平均方差抽取量（AVE）均大于0.5，表示潜在变量的聚敛能力十分理想，具有良好的操作型定义化［11］；各个因素的组合信度（CR）值均大于0.9，远超过大于0.7的门槛，说明各因素的内部一致性信度质量高。

（三）问卷的共变关系解释

研究表明，学前教育专业化人才培养呈“一阶四因素”结构模型，该模型的题项中存在着一定的共变关系。第一，题项“经常举行小组研讨式课程”和“专业课程以小班授课模式居多”之间存在共变关系。结合对样本所在学校课程组织形式的考察，研究者发现学前教育专业的教法课，多以小班授课模式呈现，且需要学生以小组为单位模拟幼儿园教学情境，而其他课程多以合并行政班而组织、以教师讲授为主的集体教学模式呈现，较少进行小组研讨，更难以关注到学生的个别化学习。第二，题项“我认为学团活动对大学生发展有价值”和“我主动参与过学团活动并有所收获”之间存在共变关系。结合对样本的访谈，研究者了解到就学生个体而言，学团活动的参与具有较强的自主选择性，因此在丰富多彩的学团活动中，学生更容易在内驱力的作用下不断体悟、积极思考获得收获。第三，“学分制度健全”和“学生可以通过多种渠道获得学分以满足毕业条件”之间存在共变关系。结合对样本的访谈，研究者了解到学生对学分制度持有的态度是“修够学分不影响毕业即可”，对具体学分的分布及权重等制度考虑得不甚清楚，因而这两个题项的关联恰恰反映了学生在高校期间的学习往往存在个性化的思考和行动，教育者仅依靠用学分自上而下地调整学生学习的侧重，未必能够符合期待，为此在学前教育专业人才培养过程中，更多地理解学生、以学生视角考虑问题或能取得更好的效果。