萬晶晶，祝 熹，楊一平，劉 暢

（1.華中科技大學 馬克思主義學院，湖北 武漢430074；2.寧夏理工學院，寧夏 銀川753000）

1 引言

我國高校思想政治類課程教學效果難以評價，一直是困擾許多教育工作者和管理者的難題之一。高校思想政治課由于其教學目的的特殊性，決定了其不能像其他的學科通過一張期末考試的試卷（對教材知識的考查）就知道學生的學習效果與教師的教學效果。因為即使學生在考試中取得了高分，也只能說明學生背會了書上的內(nèi)容，而不能說明他們真正認同了書上所倡導的人生觀、價值觀等，更不能說明他們把這些知識內(nèi)化并付諸行動了。而我們高校思政教育的目標絕不是讓學生只是背會書本上的知識，而是希望通過教育，真正引導其認知、情感、態(tài)度以至行為發(fā)生改變，把他們培養(yǎng)成為品德高尚，具有正確的人生觀、價值觀，愛國、愛黨、愛社會主義的公民。

那么，如何有效考察思想政治課的教學效果呢？研究者從高校的《思想道德修養(yǎng)與法律基礎(chǔ)》課程（以下簡稱《基礎(chǔ)》課）入手，對這一問題進行探索。由于在實際的教學情境中，難以引入嚴格控制的實驗方法對教學效果進行考察，而即便可以，也是以犧牲研究結(jié)果的外部效度為代價，導致研究結(jié)果難以在實際的教學情境中推廣和應(yīng)用。所以，我們嘗試在盡量尊重實際的教學情境下，通過心理測量學的方法對教學效果進行考察。經(jīng)過慎重考慮，我們選取了學習動機及其改變作為評價教學效果的重要指標，原因如下：第一，學生對一門課程的學習動機是教師可以控制的，也是受到教學以外額外變量的影響相對較小的一個心理指標。第二，學習動機是影響教學效果的一個重要的因素。教育心理學的研究結(jié)果表明，教學效果的好壞取決于兩個方面，一是學生想不想學，一是學生能不能學，而前者指的就是學習動機了。而且學習動機對教學效果的重要作用，已被許多研究所證實［1～7］。所以，把學習動機作為考察其教學效果的一個指標，其中的邏輯是：如果學生對這門課學習動機低下，那么很難取得較好的教學效果。若學生的學習動機在教學前后得以提高，可以預(yù)測教學取得了積極的效果。所以，學習動機可以作為評價該門課程教學效果的指標之一。

如果要以學習動機作為考察高?！痘A(chǔ)》課的教學指標之一，就需要相應(yīng)的工具。現(xiàn)在雖然已經(jīng)有許多比較成熟的學習動機量表，比如，Biggs（1987）等編制的“學習過程問卷（SPQ）”，池麗萍和辛自強［8］（2006）修訂的由 Amabile、Hill、Hcnncssey和 Tighe等（1994）編制的“大學生學習動機問卷”等。但是使用一般性的學習動機問卷考察大學生對《基礎(chǔ)》課的學習動機，針對性不強，我們希望具體了解與課程學習內(nèi)容相關(guān)的那些學習動機的特點，這也是評估教學的最貼切的切入點。

綜上所述，本研究希望在修訂劉暢、楊一平［9］“大學生思想政治課內(nèi)部學習動機問卷”的基礎(chǔ)上，建構(gòu)一份考察《思想道德修養(yǎng)與法律基礎(chǔ)》課程的包括內(nèi)部動機和外部動機的問卷，并使其具有良好信度和效度，以便作為今后進一步研究的工具，并對解決思政課教學效果難以評價的問題進行一定的嘗試。

2 研究方法

2.1 研究被試

（1）預(yù)測被試。為了篩選項目和探索問卷的結(jié)構(gòu)，采用整群抽樣法，抽取武漢市一所重點大學的2010級大一學生進行預(yù)測。發(fā)放問卷1500份，回收問卷1373份，回收率為91.5%。

（2）正式施測被試。兩個月后，采用整群抽樣法，抽取武漢市一所重點大學的2010級大一學生參加本次研究。發(fā)放問卷1600份，回收問卷1545份，回收率為96.6%。其中，男生960人，女生573人，19人未填；漢族學生占到了總數(shù)的93.1%；在專業(yè)分布上，工科學生居多，占總?cè)藬?shù)的52.9%。而文科占總?cè)藬?shù)的13.9%，商學為11.2%，醫(yī)學為11.0%，理科為10.9%。

2.2 研究工具

2.2.1 大學生思想政治課內(nèi)部學習動機問卷

以劉暢、楊一平［9］編制的“大學生思想政治課內(nèi)部學習動機問卷”為基礎(chǔ)來發(fā)展本研究的問卷。該問卷通過考察學生期望從思想政治課程中獲得什么來考察其學習動機，由認知、社會、情緒情感三個維度構(gòu)成，共37題。認知維度指的是期望從這門課中獲得解決各種問題的能力，為未來發(fā)展做準備的動機，包括16題，如“有助于我更好的適應(yīng)大學生活”；社會維度指的是期望從這門課中滿足社會交往的需要，促進其社會思考，增進其社會責任感、道德感等方面的動機，包括11題，如“有師生互動的教學模式”、“課上喚起大家的社會責任感”；情緒情感維度涉及期望從這門課中獲得滿足、愉快、成就感等內(nèi)容的動機，包括10項題目，如“使我因?qū)W到新知識而感到愉快”。

量表采用5點計分。得分越高表示學習動機越強。經(jīng)過劉暢、楊一平的檢驗，總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.849，各個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)也都在0.65以上。

2.2.2 學習動機問卷

采用李燕等人［8，10］修訂的“學習動機問卷”作為效標。該問卷有20個題目，分為內(nèi)生動機分量表和外生動機分量表。其中，內(nèi)生動機指的是人們對學習本身的興趣，而外生動機指的是由學習帶來的結(jié)果，比如獎勵、他人認可等引起的動機。量表采用4點計分，分數(shù)越高表示其學習動機越高。經(jīng)李燕等人檢驗，總量表的內(nèi)部一致性信度為0.77，其中內(nèi)生動機分量表的內(nèi)部一致性信度為0.81，外生動機為0.71。之所以選擇該問卷作為效標，是因為它是同類問卷中發(fā)展得較為成熟的問卷之一。

2.3 修訂過程

問卷修訂經(jīng)過了以下3個階段。

第一階段：新增題項，形成“大學生＇基礎(chǔ)課＇學習動機問卷”第一稿。研究者通過對已學《基礎(chǔ)》課學生的訪談，在查閱和參考了大量的學習動機問卷的基礎(chǔ)上，設(shè)計了31個項目。然后經(jīng)過專家的修改和刪減，最終確定了17題作為新增項目。這樣，結(jié)合原有的37題，最終確定了50題的新編問卷一稿。

第二階段：預(yù)測，篩選項目并調(diào)整問卷結(jié)構(gòu)。經(jīng)過項目分析和五次探索性因素分析，最后得到分別歸屬為6個維度的29個項目。然后根據(jù)新確定的6維度內(nèi)容，新增了3個項目，組成了32題的“大學生思想課學習動機問卷”第二稿。

第三階段：正式施測，進一步篩選項目和調(diào)整問卷結(jié)構(gòu)，得到正式問卷，并對問卷進行驗證性因素分析。把1545名被試進行分半，前半部分用來進行項目分析和探索性因素分析，后半部分用于驗證性因素分析。根據(jù)前半部分數(shù)據(jù)的項目分析和三輪探索性因素分析，得到了由20題組成的4維度問卷。最終得到了“大學生基礎(chǔ)課學習動機問卷”第三稿。然后使用后半部分的數(shù)據(jù)對其進行驗證性因素分析，同時考察了正式問卷的信度以及效標效度。

2.4 統(tǒng)計方法

采用SPSS16.0軟件和Amos17.0軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理。

3 研究結(jié)果

3.1 項目分析

3.1.1 鑒別力

以項目分數(shù)與測驗總分的相關(guān)作為項目區(qū)分度的指標。相關(guān)越高說明項目的區(qū)分度越高。相關(guān)低于0.2說明項目沒有測量出總量表所要測量的內(nèi)容。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了第31題的的相關(guān)低于0.2，其余的題目都顯著大于0.2（P＜0.01）。刪去第31題。

3.1.2 臨界比率值（CR值）

將總分按從高到低的順序排列，得分位于前27%為高分組，得分位于后27%者為低分組。進行高低兩個組在每題得分平均數(shù)上的獨立樣本T檢驗。保留差異顯著的題目，刪除差異不顯著的題目。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，每一題的差異都顯著的。所以保留余下的31個項目進行下一步的分析。

3.2 探索性因素分析

首先判斷問卷項目得分構(gòu)成的矩陣是否適合做探索性因素分析，KMO值為0.957說明測量值的分布很適合進行因素分析，而且Bartlett球形檢驗結(jié)果是顯著的（P＜0.05），適合進行因素分析。

再提取因子。使用主成分分析法抽取因子，取特征值大于或等于1作為截取因子的標準，提取了4個因子。

然后使用Varimax（最大方差）方法正交旋轉(zhuǎn)因子，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的矩陣刪除題目，刪除題目的標準為：（1）因素負荷小于0.3的題目。（2）在多個因素上有負荷，且差值小于0.2的題目。（3）意義模糊的題目。同時考慮以上三項指標，在第一輪因素分析時，刪去6題，保留余下的題目進行新一輪的因素分析，又刪去3題，依次循環(huán)，經(jīng)過四輪探索性因素分析，一共刪除11題，最終得到20題的正式問卷。

20個項目分別歸屬為四個因子，根據(jù)各個因子內(nèi)項目的含義把因子分別命名為：認知修養(yǎng)動機（因素1，共9題）、情緒情感動機（因素2，共5題）、人際互動動機（因素3，共3題）、獲得認可動機（因素4，共3題）。其中，認知修養(yǎng)動機指的是學生認為可以從《基礎(chǔ)》課中獲得有關(guān)理解他人、認知自我、提高適應(yīng)力和道德修養(yǎng)等方面的動機；情緒情感動機指的是學生在學習過程中體會到愉快、高興、自我滿足等方面的動機；人際互動動機指的是學生在《基礎(chǔ)》課中可以與老師和同學進行交流的動機；獲得認可動機指的是學生為了得到老師和同學的認可、與他人競爭的動機。4因子對方差的總解釋量為60.787%。旋轉(zhuǎn)后的因素矩陣見表1。

3.3 問卷信度、效度

3.3.1 問卷的信度檢驗

（1）同質(zhì)信度。該系數(shù)反映的是測驗內(nèi)部的一致性，即項目的同質(zhì)性，系數(shù)越高越同質(zhì)，信度越好。根據(jù)心理測量學的標準，信度系數(shù)達到0.7以上即說明量表的信度符合要求。結(jié)果表明，總量表的α系數(shù)為0.917，4個因子項目的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為：0.91、0.83、0.78、0.69。

表1 旋轉(zhuǎn)后的因素矩陣

（2）分半信度。采用前后半分組方法計算其分半信度，結(jié)果為0.85。根據(jù)以上標準說明本量表具有較好的分半信度。

3.3.2 問卷的效度檢驗

效度指的是一個量表實際能測出其所要測的心理特質(zhì)的程度。本研究考查了內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和效標關(guān)聯(lián)效度。

（1）內(nèi)容效度。本問卷的修訂經(jīng)過了長達一年的時間，問卷題目來源于對學生的訪談、開放式問卷以及對眾多問卷的參考。并且由2位掌握心理學和思政課雙重知識背景的德育心理學專家嚴格把關(guān)，保證了問卷有較好的內(nèi)容效度。

（2）因素間的相關(guān)系數(shù)。根據(jù)心理測量理論，問卷的各個維度之間應(yīng)該具有中等程度的相關(guān)，因為這表明各個因子既能對整個量表作出貢獻，同時各自又具有一定的相對獨立性。而且各個維度與問卷總分間的相關(guān)應(yīng)該顯著高于問卷的各個維度間的相關(guān)。同時滿足以上兩個條件就說明問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

心理測量學家Turker認為，一個良好的問卷結(jié)構(gòu)要求維度與測驗的相關(guān)在0.3～0.8之間，各維度之間的相關(guān)在0.1～0.6之間。本研究的因子間的相關(guān)系數(shù)及因子與總分間的相關(guān)見表2。

表2 各個因素間、因素與總問卷間的相關(guān)程度（N＝642）

從表2可以看出，除了維度1和維度2的相關(guān)大于0.6，其余各維度間的相關(guān)都在0.1～0.6之間，維度與總分的相關(guān)在0.5～1.0之間，明顯大于各個維度間的相關(guān)，并且相關(guān)都非常顯著（P＜0.01），這說明該量表結(jié)構(gòu)效度較好。

（3）驗證性因素分析。驗證性因素分析可以采用以下幾種指標來評價模型的好壞。最常用的指標是X2值，X2值越小說明模型的擬合效果愈好，但X2值容易受到自由度的影響，當樣本規(guī)模較大時X2值容易顯著，所以我們還選取X2／df值作為標準，卡方比上自由度小于2時，說模型整體擬合很好，2～3為較好，大于5為較差。除此之外，研究還常使用 NFI、CFI、IFI、RMSEA等指標來衡量模型的擬合情況。NFI、CFI、IFI的變化區(qū)間在0到1之間，越接近于1，擬合度越好，一般而言，大于0.9時模型的擬合效果良好；RMSEA的變化區(qū)間也在0到1之間，但越接近于0越好，小于0.08為可接受模型。本研究的結(jié)果見表3，驗證性因素分析輸出的四結(jié)構(gòu)模型標準化路徑系數(shù)在0.53～0.81之間，結(jié)果顯示問卷的結(jié)構(gòu)與數(shù)據(jù)高度擬合，該問卷具有較好的理論結(jié)構(gòu)。

表3 四維度模型的擬合度指標

（4）效標效度。采用李燕等修訂的“學習動機問卷”（分為內(nèi)生動機、外生動機兩個分量表）作為其效標，考察其效標效度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩問卷的總分相關(guān)為0.283（P＜0.01）。其中，“大學生＇基礎(chǔ)課＇學習動機問卷”的情緒情感動機（因子2）與“內(nèi)生動機分量表”的相關(guān)為0.274（P＜0.01），與“外生動機分量表”的相關(guān)為0.034；“大學生＇基礎(chǔ)課＇學習動機問卷”的獲得認可動機（因子4）與“外生動機分量表”的相關(guān)為0.412＊＊（P＜0.01），與“內(nèi)生動機分量表”的相關(guān)為0.056。說明本問卷所建構(gòu)的內(nèi)外部動機維度與以往成熟問卷具有一致性，能有效區(qū)分大學生學習《基礎(chǔ)》課的內(nèi)部動機和外部動機。

4 討論

4.1 大學生《思想道德修養(yǎng)與法律基礎(chǔ)》課學習動機的心理結(jié)構(gòu)

本研究通過探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，大學生《基礎(chǔ)》課的學習動機是一個多維度的結(jié)構(gòu)，如果學生認為在課堂上能獲得認知和修養(yǎng)的提高，獲得內(nèi)心滿足，得到他人肯定，有較多的課堂互動，那么，學生就對這門課有較高的學習動機。這一結(jié)果說明，大學生《基礎(chǔ)》課的學習動機與一般性的學習動機相比，既有區(qū)別又有聯(lián)系。

兩者的區(qū)別在于：在教學內(nèi)容上，《基礎(chǔ)》課給予他們學習、思想上的具體指導，這在一定程度上滿足了大一學生剛進大學對于適應(yīng)大學生活的需要，以及自我認識和思想修養(yǎng)等方面的需要，所以，成為他們學習《基礎(chǔ)》課的動機之一；在教學形式上，因為在課堂上有師生互動的教學模式，有活躍的課堂氣氛，可以和同學交流想法，所以，成為學生學習《基礎(chǔ)》課的另一動機。本研究的結(jié)果表明，有必要發(fā)展一份與某一科目的教學內(nèi)容和教學特點相結(jié)合的學習動機問卷，因為它往往具有一般性學習動機問卷不具備的特點，對教學效果的考察更具有針對性。

從兩者的聯(lián)系而言，大學生《基礎(chǔ)》課學習動機中的情緒情感動機和獲得認可動機，類似與池麗萍等人［9］修訂的由 Amabile、Hill、Hcnncssey和 Tighe等（1994）編制的“大學生學習動機問卷”中的內(nèi)部動機和外部動機。這說明了本研究研究結(jié)果的可靠性和完整性。進一步說明了大學生《基礎(chǔ)》課的學習動機除了具備自身的獨特性外也具有一般性學習動機的特點。

4.2 大學生《基礎(chǔ)》課的信度和效度

本研究考察了問卷的內(nèi)部一致性信度和分半信度，各個指標基本都達到了測量學的要求，說明了該問卷較穩(wěn)定。

通過因素間的相關(guān)和驗證性因素分析，證明了該問卷具有較好的效度。雖然認知修養(yǎng)動機與情緒情感動機的相關(guān)高于0.6，但是從兩個因子的內(nèi)容可以看出，正因為《基礎(chǔ)》課有助于滿足學生認知和提高自我修養(yǎng)的需要，才激起了其內(nèi)部學習動機，讓學生對其教學內(nèi)容感興趣，發(fā)自內(nèi)心想學習它，并從中體會到愉快、高興和滿足等積極情緒。所以，兩因子具有高度的相關(guān)是可以理解的。這一結(jié)果對我們的教學具有很重要指導意義。它提醒我們在教學內(nèi)容的安排上要貼近學生的實際，滿足學生的需要，從激發(fā)學生的內(nèi)部動機入手，提高教學效果。

從效標關(guān)聯(lián)效度的結(jié)果可以看出。由于本學習動機問卷針對的是《基礎(chǔ)》課這一具體的思政課程，而學生初始對思政課程的成見較深，使用一般的學習動機問卷作為其效標效度，其相關(guān)不會太高。所以本問卷和效標問卷的總分相關(guān)為中低度相關(guān)。但是，其相關(guān)達到了極為顯著的水平（P＜0.01），說明本問卷從總體上能有效測量出大學生學習《基礎(chǔ)》課的學習動力。另外，由于本問卷的“認知修養(yǎng)動機“（因子1）和”人際互動動機“（因子3）是針對《基礎(chǔ)》課的特殊維度，還沒有很好的效標對其進行考察，所以本研究只選取了與一般性的內(nèi)外學習動機緊密相連的“情緒情感動機”（因子2）和“獲得認可動機”（因子4）分別考察其效標效度。從相關(guān)結(jié)果可以看出，“情緒情感動機”可以有效測出其內(nèi)生動機，與“外生動機分量表”基本不相關(guān)，說明其具有較好的區(qū)分效度。同理，“獲得認可動機”則可以有效的測出其外部動機。

綜上所述，本研究修訂的大學生《基礎(chǔ)》課學習動機有4個維度，分別為：認知修養(yǎng)動機、情緒情感動機、人際互動動機、獲得認可動機。修訂后的問卷，具有較好的信度和效度。可以作為考察《基礎(chǔ)》課教學效果的指標之一，并可以作為今后相關(guān)研究的工具。

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