李憲印 楊 娜

一、問題的提出

大學(xué)生學(xué)業(yè)成就是指大學(xué)生在校期間所獲得的知識和技能的提升與積累。大學(xué)生學(xué)業(yè)成就不同于中小學(xué)學(xué)生學(xué)業(yè)成就的評價，它不單指學(xué)習(xí)成績，還應(yīng)包括學(xué)業(yè)機會本身與工作搜尋結(jié)果。[1]大學(xué)生涯是個體從學(xué)生時代走向職業(yè)生涯的起點與跳板，個體在大學(xué)期間獲得的知識運用能力及綜合素質(zhì)的形成對將來職業(yè)生涯發(fā)展具有重要意義，其作用甚至遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其在大學(xué)期間所積累的知識本身。

現(xiàn)行的高等教育培養(yǎng)體制著重于以培養(yǎng)過程指標(biāo)來評價高校教育質(zhì)量，而沒有以結(jié)果指標(biāo)為導(dǎo)向的培養(yǎng)評價與改進(jìn)體系，結(jié)果導(dǎo)致教學(xué)不能培養(yǎng)出社會需要的能力和知識、職業(yè)素養(yǎng)和工作習(xí)慣，造成畢業(yè)生的專業(yè)對口率低、離職率高和職場磨合期長等現(xiàn)象。在美國，學(xué)生學(xué)業(yè)成就評價已經(jīng)成為大眾化高等教育中一個極其核心和重要的概念，高等院校不僅可以使用學(xué)生評價體系來應(yīng)對外界施加給院校的質(zhì)量問責(zé)、認(rèn)證等的要求和壓力，還可以適應(yīng)和滿足大眾化情境下多樣化學(xué)生群體的學(xué)習(xí)與發(fā)展需求。[2]而在中國，大多數(shù)研究針對中小學(xué)生[3][4]以及青少年[5][6][7]的學(xué)業(yè)成就進(jìn)行研究，均直接采用各科測驗成績作為對其學(xué)業(yè)成就的衡量。針對大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就評價沒有引起高等教育相關(guān)部門的關(guān)注，而關(guān)于大學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展的相關(guān)研究也不充分。通過中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，以“大學(xué)生”和“學(xué)業(yè)成就”為關(guān)鍵詞進(jìn)行文獻(xiàn)檢索，結(jié)果只有127篇，其中期刊文章117篇，博碩士論文10篇。作為高等教育評價領(lǐng)域的一個重要組成部分，高校學(xué)生學(xué)業(yè)成就評價是高校教育教學(xué)質(zhì)量的重要保障，是推動高等教育科學(xué)化、提高高等教育實效性的重要載體。有效地開展高校學(xué)生學(xué)業(yè)成就評價研究對豐富高校學(xué)生評價理論及高等教育培養(yǎng)體制改革具有重要意義。

由于學(xué)業(yè)成就概念本身的復(fù)雜性和動態(tài)性，人們對于大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的概念沒有取得共識。

學(xué)者們試圖通過學(xué)業(yè)成就結(jié)構(gòu)要素的剖析，以明晰學(xué)業(yè)成就的概念內(nèi)涵。王雁飛（2002）考慮到大學(xué)考試形式、考試目的的特殊性，借鑒企業(yè)員工績效量表的結(jié)構(gòu)，認(rèn)為大學(xué)生學(xué)業(yè)成就包括學(xué)習(xí)績效、人際促進(jìn)和學(xué)習(xí)奉獻(xiàn)。李飛（2009）則認(rèn)為，學(xué)業(yè)成就能夠體現(xiàn)大學(xué)生在校學(xué)習(xí)活動的結(jié)果與綜合素質(zhì)，能夠直接反應(yīng)高校的教育質(zhì)量，學(xué)業(yè)成就不能只用學(xué)業(yè)成績來衡量，還包括大學(xué)生的認(rèn)知水平、學(xué)習(xí)能力以及自我評價等許多方面的內(nèi)容。鐘云華（2012）認(rèn)為，廣義的高等教育學(xué)業(yè)成就是學(xué)生進(jìn)入高等教育領(lǐng)域至步出高等教育領(lǐng)域這一段時期內(nèi)所獲得的綜合性發(fā)展，它不僅指學(xué)習(xí)成績，還包括高等教育入學(xué)機會本身與接受高等教育之后的工作搜尋結(jié)果。[8]

綜上所述，有關(guān)大學(xué)生學(xué)業(yè)成就測量工具基本是基于對傳統(tǒng)的課程學(xué)習(xí)的績效進(jìn)行評價的前提下完成的，當(dāng)前這種評價方式已經(jīng)背離了社會對當(dāng)代大學(xué)生必備知識和能力的要求。另外，在培養(yǎng)目標(biāo)上，與重點高校不同著重培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)術(shù)能力不同，就業(yè)能力成為考察地方普通高校大學(xué)畢業(yè)生學(xué)業(yè)成就的重要標(biāo)準(zhǔn)，作為就業(yè)能力與就業(yè)質(zhì)量的決定性前導(dǎo)變量，對地方普通高校大學(xué)生學(xué)業(yè)成就開展研究和探索，對于豐富和我國的高等教育評價體系，具有重要的理論意義；對于提升大學(xué)生就業(yè)能力和就業(yè)質(zhì)量，助推地方普通高校轉(zhuǎn)型與改革具有積極的實踐意義。

二、學(xué)業(yè)成就量表的編制過程

（一）文獻(xiàn)綜述

姚本先（2004）認(rèn)為學(xué)業(yè)成就是從整體上對學(xué)生在校期間的各種表現(xiàn)進(jìn)行的一種綜合性評價，既包括學(xué)習(xí)成績又包括綜合能力和整體素質(zhì)。張宏如等人（2005）以年度成績綜合測評為學(xué)業(yè)成就指標(biāo)，對大學(xué)生學(xué)習(xí)動機、元認(rèn)知與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系進(jìn)行研究。[9]周炎根等人（2010）也采用王雁飛等人提出的大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表對大學(xué)生自主學(xué)習(xí)、成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成就關(guān)系進(jìn)行研究。[10]文超等（2010）編制的學(xué)業(yè)成就問卷，要求青少年對自己在語文、數(shù)學(xué)、英語三門主科上的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)行評價。[11]王雁飛、李云健和黃悅新（2011）對大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的界定更加全面、合理，定義為：大學(xué)生在某一時期內(nèi)的學(xué)習(xí)結(jié)果、學(xué)習(xí)行為和學(xué)習(xí)態(tài)度的總和，主要包括大學(xué)生行為績效和客觀成績兩個部分。[12]其中大學(xué)生行為績效是根據(jù)王雁飛（2002）的員工績效量表改編而成，由學(xué)習(xí)績效、人際促進(jìn)和學(xué)習(xí)奉獻(xiàn)三個維度構(gòu)成；客觀成績由智育分排名、德育分排名、文體分排名和綜合分排名構(gòu)成。[13]黎志華等（2013）把大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的平均學(xué)分績點（GPA）作為學(xué)業(yè)成就指標(biāo)，平均學(xué)分績點換算的方法為把各科成績按績點數(shù)乘以學(xué)分，再以總學(xué)分除之，來衡量大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就。[14]徐芬和李春花（2015）通過對語文、數(shù)學(xué)、英語成就的測驗探索了中學(xué)生的認(rèn)知能力對其學(xué)業(yè)成就的影響。[15]陳偉文（2015）、陳偉文和黃綺妮（2015）通過累積的平均學(xué)分績點（GPA）和平均分?jǐn)?shù)來衡量香港大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就。[16][17]Un Fong Lam等人（2015）通過學(xué)生自我報告的平均績點（GPA）作為初中學(xué)業(yè)成績的指標(biāo)。[18]通過檢索對國內(nèi)外有關(guān)學(xué)業(yè)成就研究文獻(xiàn)，收集國內(nèi)外相關(guān)研究中與學(xué)業(yè)成就中有關(guān)的測量，并沒有學(xué)業(yè)成就的相對成熟的量表。

21世紀(jì)高校大學(xué)生是高素質(zhì)的人才，是思維活躍、觀念開放的一群人。對當(dāng)代大學(xué)生而言，學(xué)業(yè)成就是一個綜合的概念。[19]大學(xué)生學(xué)業(yè)成就不應(yīng)僅局限于學(xué)習(xí)成績，而應(yīng)更注重其綜合素質(zhì)以及就業(yè)能力。比如：有研究也表明溝通能力、問題解決和決策能力及自我管理能力不僅是大學(xué)生必備的能力，而且也是他們普遍欠缺的能力。

因此，本研究認(rèn)為學(xué)業(yè)成就實質(zhì)是一種綜合素質(zhì)與能力，是指大學(xué)在整個大學(xué)階段內(nèi)所獲得的綜合性發(fā)展，它既包括課程學(xué)習(xí)成績，更包括為將來職業(yè)生涯順利開展所積累的各種技能能力。本研究重點探討不考慮客觀課程學(xué)習(xí)成績的大學(xué)生學(xué)業(yè)成就。

（二）量表編制

1.大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表的理論結(jié)構(gòu)

為編制能夠全面衡量地方普通高校大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的量表，本研究首先對來自四個年級的8名本科生進(jìn)行訪談，運用頭腦風(fēng)暴法，探討大學(xué)生在校期間所獲得的各項能力，應(yīng)該取得何種學(xué)業(yè)成就來適應(yīng)未來發(fā)展的需要。其中包括大學(xué)生學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、溝通能力、人際關(guān)系、解決問題的能力、決策能力、自我管理能力、團隊合作能力等各個方面。另外，采用半開放式問卷的形式，讓學(xué)生選擇并補充學(xué)業(yè)成就應(yīng)該包含的具體方面。綜合訪談及半開放式問卷調(diào)查結(jié)果，得到了編制問卷的基礎(chǔ)信息。

針對上述訪談和調(diào)查內(nèi)容，為進(jìn)一步確定大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的構(gòu)成，采用自編的專家咨詢問卷與相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜壹捌髽I(yè)管理人員進(jìn)行深度交談，進(jìn)行意見咨詢，大部分專家對學(xué)業(yè)成就的維度都比較贊同。根據(jù)專家的意見，對各維度的闡述進(jìn)行了補充修改，最后得出大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的理論構(gòu)想模型（圖2-1）。

圖2-1 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的理論構(gòu)想模型

2.大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表的題項形成

本研究的量表題項內(nèi)容設(shè)計主要基于以下步驟：一是通過文獻(xiàn)綜述確定了量表構(gòu)建的理論基礎(chǔ)，檢索并閱讀國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，收集國內(nèi)外相關(guān)研究中與大學(xué)生學(xué)業(yè)成就、就業(yè)能力、綜合素質(zhì)有關(guān)的問卷，參考本研究中所涉及的有關(guān)學(xué)業(yè)成就構(gòu)成的部分項目。二是采用結(jié)構(gòu)化訪談和半開放式問卷調(diào)查的形式；三是采用德爾菲專家意見法，邀請該領(lǐng)域的相關(guān)專家學(xué)者，結(jié)合該領(lǐng)域的專家組成員對學(xué)業(yè)成就各個維度和題項的修改意見和建議，對相關(guān)量表進(jìn)行多次修訂。

（三）問卷施測

本研究以我國普通高校大學(xué)生為研究對象，對編制的大學(xué)生學(xué)業(yè)成就初始量表進(jìn)行預(yù)調(diào)查，針對有關(guān)問題進(jìn)行修訂，形成適合地方普通高等院校大學(xué)生學(xué)業(yè)成就測量量表。采用問卷調(diào)查法搜集研究資料，以紙質(zhì)問卷和問卷星作為數(shù)據(jù)收集的載體工具，通過組織學(xué)生進(jìn)行現(xiàn)場問卷收集和問卷星網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)收集。為保證調(diào)查結(jié)果的準(zhǔn)確性和有效性，本次調(diào)查采用匿名方式。

1.大學(xué)生學(xué)業(yè)成就初始量表預(yù)測及結(jié)果

根據(jù)學(xué)生訪談、開放式問卷以及專家意見，初步編制問卷的分量表如下：學(xué)習(xí)認(rèn)知能力分量表4個題項、溝通能力分量表4個題項、解決問題的能力分量表4個題項、自我管理能力分量表4個題項、團隊合作能力分量表5個題項，共21個題項。問卷采用李克特六級量表法進(jìn)行量化計分，分別為1=“完全不符合”，2=“不符合”，3=“不大符合”，4=“比較符合”，5=“符合”，6=“完全符合”，逆向問題的分?jǐn)?shù)反向計分，即6=“完全不符合”到1=“完全符合”。

組織300名大學(xué)本科生實施現(xiàn)場調(diào)查，以及通過問卷星進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)收集200份。對收集的500份數(shù)據(jù)進(jìn)行整合、剔除無效問卷，對逆向問題進(jìn)行逆向處理。

（1）項目分析（Item Analysis）

項目分析用來評估復(fù)合測量中所包含的每個項目是否具有獨立的貢獻(xiàn)。[20]在分析中，若發(fā)現(xiàn)某個項目對整個指標(biāo)的貢獻(xiàn)過小，就應(yīng)該將該指標(biāo)刪除。

項目分析是在求出每一題項的“臨界比率”，其求法是將所有受試者在預(yù)測問卷的得分總和依高低分排列，得分前27%為高分組，得分后27%為低分組，對兩組每個題項得分的平均數(shù)上的差異作顯著性檢驗，將沒有達(dá)到顯著性水平的題項刪除。若統(tǒng)計結(jié)果為顯著（p＜0.05），即表示這個題項具有一定的鑒別力，能鑒別不同受試者的反應(yīng)程度，此為題項保留的依據(jù)。

通過T檢驗顯示，雙側(cè)檢驗Sig.值均為0.000＜0.05，說明兩組樣本的平均數(shù)存在顯著性差異，21個題項均達(dá)到了顯著性水平，代表量表的題項具有區(qū)分高分組與低分組的能力，各題項與總分的相關(guān)也達(dá)到了0.001的顯著水平，相關(guān)系數(shù)均高于0.3，說明各題項鑒別力較高，內(nèi)在一致性高（表2-1）。

表2-1 項目分析結(jié)果

（續(xù)表）

（2）探索性因子分析

首先對量表進(jìn)行信度分析，克倫巴赫（Cronbach）α信度系數(shù)為0.906＞0.8，表明該量表具有較高的信度。分析結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)成就量表的KMO值為0.922＞0.8，球形檢驗的顯著值為0，球形檢驗結(jié)果顯著，表明該量表適合作因子分析。利用SPSS 20.0對學(xué)業(yè)成就樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，采用主成分分析法（PC）和正交旋轉(zhuǎn)因素分析(Varima）抽取公因子，取消因素負(fù)荷小于0.4的題項，分析結(jié)果顯示，發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子，共聚合出4個因子，累積解釋的總方差為54.529% ，但因子聚集不理想，其中因子三學(xué)習(xí)認(rèn)知能力與因子四自我管理能力聚合較好，團隊合作能力維度的部分題項負(fù)荷在因子二溝通能力維度上，解決問題的能力的題項分散聚合在不同的維度上，各維度部分題項間具有較高的相關(guān)。

導(dǎo)致上述分析結(jié)果的原因主要有：一是各維度的操作性定義不明確，區(qū)分度不夠，存在重復(fù)交叉；二是各維度題項的設(shè)置并未完全符合其定義，有的題項可以同屬于兩個不同的維度，導(dǎo)致各維度部分題項之間交叉聚合；三是題項設(shè)置語言表達(dá)不易理解，不同樣本之間理解差異較大，影響了問卷質(zhì)量。

2.大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表修訂

由于解決問題的能力維度未聚合出來，于是將此維度刪除；因子分析得到的第一個因子綜合問卷設(shè)計的各個維度，根據(jù)王雁飛等人（2011）[21]提出的大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表，將其重新命名為人際促進(jìn)，最終形成大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的新的理論構(gòu)想，包括學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、溝通能力、自我管理能力、人際促進(jìn)。

重新明確學(xué)業(yè)成就各維度的定義（表2-2），針對各維度的定義和內(nèi)容，替換各維度中存在共性的問題，并根據(jù)已有文獻(xiàn)替換和增加新的題項。針對問卷中出現(xiàn)的的語意不清、表達(dá)不當(dāng)、難以理解的題項進(jìn)行修改。問卷設(shè)置部分逆向問題，在一定程度上減少共同方法偏差。

表2-2 學(xué)業(yè)成就各維度定義

在第一次預(yù)測基礎(chǔ)上修改初始量表，最終形成新的大學(xué)生學(xué)業(yè)成就修訂量表，共19個題項，學(xué)習(xí)認(rèn)知能力分量表（4個題項）、溝通能力分量表（5個題項）、自我管理能力分量表（5個題項）、人際促進(jìn)分量表（5個題項），其中C5、C6、C10、C15、C17為逆向問題。將問卷采用李克特五級量表法進(jìn)行量化計分，分別為1=“完全不符合”，2=“不符合”，3=“無法確定”，4=“符合”，5=“完全符合”，逆向問題的分?jǐn)?shù)反向計分，即5=“完全不符合”到1=“完全符合”。

3.大學(xué)生學(xué)業(yè)成就修訂量表預(yù)測及結(jié)果

收集問卷1,000份，剔除無效問卷61份，得到有效問卷939份，有效問卷回收率為93.9%。將問卷分為兩部分，一部分?jǐn)?shù)據(jù)用來進(jìn)行項目分析和探索性因子分析，另一部分?jǐn)?shù)據(jù)則對探索性因素分析后保留的題項進(jìn)行驗證性因子分析，然后針對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行問卷的信效度檢驗。

選取調(diào)查數(shù)據(jù)中400份問卷，對數(shù)據(jù)中的逆向問題進(jìn)行逆向處理，采用EM算法（Expected Maximization Algorithm）對數(shù)據(jù)中的缺失值進(jìn)行彌補，得到最終分析數(shù)據(jù)，依次進(jìn)行項目分析、信度分析、效度分析、探索性因子分析。

（1）項目分析：獨立樣本T檢驗

將所有受試者在預(yù)測問卷的得分總和依高低分排列，得分前27%為高分組，得分后27%為低分組，對兩組每個題項得分的平均數(shù)差異做顯著性檢驗，本問卷通過T檢驗顯示，雙側(cè)檢驗Sig.值均為0.000＜0.05，說明兩組樣本的平均數(shù)存在顯著性差異，19個題項均達(dá)到了顯著性水平，代表量表的題項具有區(qū)分高分組與低分組的能力，各題項與總分的相關(guān)也達(dá)到了0.001的顯著水平，相關(guān)系數(shù)均高于0.3，說明各題項鑒別力較高，內(nèi)在一致性高（表2-3）。

表2-3 項目分析

（2）信度分析

利用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件，對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗，結(jié)果顯示學(xué)業(yè)成就量表的克倫巴赫（Cronbach）α信度系數(shù)為0.846＞0.8，屬于高信度范圍。

（3）效度分析

通過KMO樣本適合性檢驗(KaiSer-Meyer-Olkin)和Bartlett球形檢驗，KMO越大，則所有變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)平方和遠(yuǎn)大于偏相關(guān)系數(shù)平方和，因此越適合于作因子分析。Kaiser(1974)指出當(dāng)KMO值小于0.5時不適合進(jìn)行因子分析，而KMO值大于0.9時則非常適合進(jìn)行因子分析，0.8＜KMO值＜0.9時，適合做因子分析。分析結(jié)果表明，KMO值為0.839＞0.8，Bartlett球形檢驗的卡方值2536.938，sig.值為0.000，以上指標(biāo)均表明該修訂量表適合進(jìn)行因子分析。

（4）探索性因子分析

利用SPSS 20.0對學(xué)業(yè)成就樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，采用主成分分析（Pricipal Component Analysis，PCA）抽取基于特征值大于1的公因子，運用最大平衡值法進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣。通過取消因素負(fù)荷小于0.4的題項，旋轉(zhuǎn)經(jīng)過7次迭代后收斂后得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣，共聚合出4個因子。

題項C16在兩個維度里均具有較高的負(fù)荷，因此，將此題項刪除，之后題項C3在兩個維度里也都具有較高的負(fù)荷，故也將題項C3刪除。共同度表明了原始變量方差中能被共同因子解釋的部分，共同性越大，變量能被因子說明的程度越高，即因子可解釋該變量的方差越多。刪除該量表中共同度較小的題項C4、C14、C8，最后得到其因素負(fù)荷旋轉(zhuǎn)成份矩陣、共同度（表2-4）。

表2-4 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就因素負(fù)荷矩陣

由表2-4可見，四個因子累積解釋的總方差達(dá)到56.633%。題項的最高負(fù)荷為0.822，最低負(fù)荷為0.462。參照理論模型的構(gòu)想將四個因子命名，看該因子的題項主要來自根據(jù)理論構(gòu)想模型編制的預(yù)測問卷的哪個維度，哪個維度貢獻(xiàn)的題項多就以哪個構(gòu)想維度命名。因此，因子1命名為人際促進(jìn)（C19、C13、C12、C18），因子2命名為學(xué)習(xí)認(rèn)知能力（C2、C11、C1、C7），因子3命名為自我管理能力（C5、C6、C15），因子4命名為溝通能力（C17、C10、C9）。

（5）相關(guān)性分析

對四個因子進(jìn)行相關(guān)性分析，得到其相關(guān)性分析矩陣（表2-5）。

表2-4 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就因素負(fù)荷矩陣

由表2-5可知，人際促進(jìn)、學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、自我管理能力與溝通能力四個因子之間兩兩存在不同程度的相關(guān)，均在p＜0.01的水平下顯著性相關(guān)，這表明因子結(jié)構(gòu)可能蘊含更有解釋力的高階因子，因此需要對其進(jìn)行二階因子分析。將一階因子分析得到的4個因子作為新的變量，采用主成分分析（Pricipal Component Analysis，PCA）抽取基于特征值大于1的公因子，運用最大平衡值法進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣（表2-6）。共聚合出一個因子，可以作為人際促進(jìn)、學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、溝通能力與自我管理能力四個因子的高階因子，因此，該因素分析結(jié)果與第一次測試修改后的理論模型相吻合，以此作為大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的實證模型（圖2-2）。

表2-6 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就問卷二階因子分析結(jié)果

圖2-2 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的實證模型

（四）驗證性因子分析

通過探索性因子分析，構(gòu)建了大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的實證模型。該模型為二階模型，二階因子為大學(xué)生學(xué)業(yè)成就，四個一階因子分別為人際促進(jìn)、學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、自我管理能力與溝通能力。在探索性因子分析形成模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行驗證性因子分析，對已有模型與收集數(shù)據(jù)擬合程度的驗證。通過分析得出絕對適配度指標(biāo)：卡方值與自由度比（χ2/df）為2.912＜3，表示模型適配良好；殘差均方根（RMR）其值在0.05以下是可接受的適配模型，該模型RMR值為0.03＜0.05，表明該模型可以接受；當(dāng)近似均方根誤差（RMSEA）為0.045＜0.05，表明模型達(dá)到理想水平；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）分別為0.980、0.964，均大于0.9，表明模型適配度較佳。增值適配度指標(biāo)：標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)（NFI）、相對擬合指數(shù)（CFI）、遞增擬合指數(shù)（IFI）的擬合值分別為0.955、0.970、0.970均大于0.9，達(dá)到了理想水平0.9以上。簡約適配度指標(biāo)：PGFI、PNFI值分別為0.653、0.643均大于0.5，表示模型可接受（表2-7）。

表2-7 各因子之間的相關(guān)關(guān)系

從測量結(jié)果可以看出，學(xué)業(yè)成就四因子測量模型的各項指標(biāo)均在檢驗標(biāo)準(zhǔn)范圍之內(nèi)，模型的整體擬合優(yōu)度良好，模型與數(shù)據(jù)的契合度較高，表明大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

由表2-7可知，自我管理能力與溝通能力、學(xué)習(xí)認(rèn)知能力與溝通能力、學(xué)習(xí)認(rèn)知能力與人際促進(jìn)、人際促進(jìn)與溝通能力之間，都在p＜0.001水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系；自我管理能力與學(xué)習(xí)認(rèn)知能力在p＜0.01水平上存在顯著正相關(guān)關(guān)系；自我管理能力與人際促進(jìn)在p＜0.05水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系。四個因子兩兩之間均存在顯著地正相關(guān)關(guān)系，從而驗證了四個因子能夠聚合出高階因子學(xué)業(yè)成就，該量表具有良好的聚合效度。

（五）信效度檢驗

運用939份數(shù)據(jù)對量表進(jìn)行信度檢驗、效度檢驗。

1.量表信度檢驗

本研究將采用Cronbach’s α信度系數(shù)法作為問卷信度分析方法，用來評價量表的內(nèi)部一致性，學(xué)者Devellis認(rèn)為，一份量表或問卷的信度系數(shù)最好在0.80以上，0.70至0.80之間還算是可以接受的范圍；分量表最好在0.70以上，0.60至0.70之間可以接受。[23]大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表的信度檢驗結(jié)果見表2-8。

表2-8 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表信度檢驗結(jié)果

從表2-8中可以看出，大學(xué)生學(xué)業(yè)成就總體量表克倫巴赫（Cronbach）α信度系數(shù)為0.824，人際促進(jìn)和學(xué)習(xí)認(rèn)知能力Cronbach α信度系數(shù)分別為0.787、0.776均大于0.7，表明量表內(nèi)部一致性較高，自我管理能力和溝通能力的Cronbach α信度系數(shù)分別為0.643、0.623均大于0.6，屬于可接受的信度范圍。因此，該量表整體以及各分量表都具有良好的信度。

2.量表效度檢驗

（1）內(nèi)容效度（Content Validity），是指問卷的測量題項是否符合測量的目的和要求，與理論構(gòu)想內(nèi)容的吻合程度。本問卷在理論文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)行學(xué)生訪談、專家訪談及開放式問卷調(diào)查，進(jìn)而編制了本問卷維度和題項，對問卷進(jìn)行預(yù)調(diào)查，并經(jīng)過專家的修訂，保證問卷涵蓋了大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的各個方面，并具有代表性。因此，本量表具有較好的內(nèi)容效度。

（2）效標(biāo)效度（Criterion Validity），是指測量結(jié)果與一些能夠精確表示被測概念的標(biāo)準(zhǔn)之間的一致性程度，包括預(yù)測效度和同時效度，用測量分?jǐn)?shù)與效標(biāo)分?jǐn)?shù)之間的相關(guān)系數(shù)來衡量[24]（表2-9）。由表2-9可以看出，在p＜0.01的水平下，人際促進(jìn)、學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、自我管理能力和溝通能力四個因子對問卷總體都存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

表2-9 大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表內(nèi)部一致性效度檢驗

（3）結(jié)構(gòu)效度（Construct Validity），指問卷所能衡量到理論上期望的特征的程度，即問卷所要測量的概念能顯示出科學(xué)的意義并符合理論上的設(shè)想。它是通過與理論假設(shè)相比較來檢驗的，根據(jù)理論推測的“結(jié)構(gòu)”與具體行為和現(xiàn)象間的關(guān)系，判斷測量該“結(jié)構(gòu)”的問卷，能否反映此種聯(lián)系。評價結(jié)構(gòu)效度常用的統(tǒng)計方法是因子分析，其目的是想了解屬于相同概念的不同量表題項是否如理論預(yù)測那樣集中在同一公共因子里，通過驗證性因子分析可知大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表具有比具有非常好的結(jié)構(gòu)效度。

三、結(jié)論

經(jīng)過大學(xué)生學(xué)業(yè)成就初始量表的編制、預(yù)測和修訂最后形成四個維度為核心內(nèi)容的正式量表，經(jīng)過測試，該量表具有較好的信度和效度。通過探索性因子分析，基于特征值大于1，共抽取出四個公因子，累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到54.529%。研究進(jìn)一步指出，大學(xué)生學(xué)業(yè)成就表現(xiàn)為四個方面，即學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、溝通能力、自我管理能力和人際促進(jìn)。

為進(jìn)一步驗證大學(xué)生學(xué)業(yè)成就實證模型的可行性，在探索性因子分析形成模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行驗證性因子分析，對已有模型與收集數(shù)據(jù)擬合程度的驗證，學(xué)業(yè)成就四因子測量模型的各項指標(biāo)均在檢驗標(biāo)準(zhǔn)范圍之內(nèi)，模型的整體擬合優(yōu)度良好，模型與數(shù)據(jù)的契合度較高。表明大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

學(xué)習(xí)認(rèn)知能力、溝通能力、人際促進(jìn)和自我管理能力四個因子兩兩之間，在p＜0.05水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，從而驗證了四個因子能夠聚合出高階因子學(xué)業(yè)成就，該量表具有良好的聚合效度。運用939份整體數(shù)據(jù)對各量表進(jìn)行Cronbach’s α信度系數(shù)分析，檢驗結(jié)果顯示，量表整體和各分量表的α信度系數(shù)均高于0.60，表明有關(guān)測量時可靠的，具有良好的信度。

本研究表明，編制的《大學(xué)生學(xué)業(yè)成就量表》具有較好的理論構(gòu)想、良好的信效度指標(biāo)，為研究大學(xué)生學(xué)業(yè)成就提供有效的測量工具。

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