鄧會

（浙江工商職業(yè)技術(shù)學院，浙江 寧波）

2002 年德國心理學家Pekrun 與同事首次提出了“學業(yè)情緒”的概念[1]。近年來，研究者開始關(guān)注不同層段學校、學科、年級、性別學生的學業(yè)情緒。本研究聚焦高職院校大學生群體，采取定量研究范式，探討以下問題：①在思政課堂上體驗的學業(yè)情緒形成哪些維度？②影響思政課堂學業(yè)情緒的因素有哪些？③思政課堂環(huán)境因素與學業(yè)情緒的各維度是否存在相關(guān)關(guān)系？

一 問卷編制

（一） 問卷項目的收集與編訂

問卷設(shè)計構(gòu)想主要基于Pekrun 的學業(yè)情緒理論。通過檢索參考國內(nèi)外成熟的測量工具、學生訪談、心理學專家審定題項，最終初問卷項目為89 個。問卷采用Likert5 級計分，從“完全不符合”到“完全符合”，依次記1-5 分。

（二） 初測與結(jié)果

本研究選取浙江某高職院校大一學生134 人進行了問卷的小樣本調(diào)查，其中，男生72 人，女生62 人。所有數(shù)據(jù)運用SPSSAU 統(tǒng)計軟件進行處理。

1.項目分析。以各個分問卷總分最高的27%和最低的27%作為高分組與低分組界限，求出兩組被試在每題得分的平均數(shù)差異，刪除沒有達到顯著水平的題目。項目分析后保留86 個題目，其中“學生主要課堂學業(yè)情緒分問卷”37 個，“影響課堂學業(yè)情緒的因素分問卷”35 個，“主觀控制—價值評價分問卷”14 個。

2.探索性因子分析。通過SPSSAU 輸出的KMO和Bartlett 的球體檢驗數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)三個分問卷的KMO 值分別為0.828、0.876 和0.923，且Bartlett 的球體檢驗均達到了顯著性水平（P＜0.01），適合進行因子分析[2-3]。

本研究采用主成分分析法進行因子分析，各分問卷具體分析結(jié)果：①對主要課堂學業(yè)情緒分問卷剔除后剩余的28 個項目再次進行因子分析,特征值大于1 的因子有四個，可累計解釋的方差為65.46%。參考Pekrun 對學業(yè)情緒的分類，分別命名為：積極低喚醒情緒、消極低喚醒情緒、消極高喚醒情緒和積極高喚醒情緒。②對影響課堂學業(yè)情緒的因素分問卷剩余的22 個項目再次進行因子分析，特征值大于1的因子有5 個,可累計解釋的方差為67.284%。根據(jù)分析結(jié)果，影響思政課課堂學業(yè)情緒的因素包含教師、學生、教學內(nèi)容、教學情境、人際關(guān)系五個方面。③對主觀控制-價值評價分問卷剩余的12 個項目再次進行因子分析,研究者發(fā)現(xiàn)特征值大于1 的因子有2個,可累計解釋的方差為67.143%，分別命名為“主觀價值評價”和“主觀控制評價”。

經(jīng)過對預測問卷的統(tǒng)計分析，最終確定的正式問卷由四部分、62 個題項構(gòu)成。

二 正式施測

（一） 研究對象

采用班級整群抽樣，從浙江寧波高職院校中抽取561 名學生為被試。本次調(diào)查共收回有效問卷553份，有效率為98.57%。

（二） 問卷信效度檢驗

本研究采用克隆巴赫α 系數(shù)、分半法對問卷的信度進行檢驗。結(jié)果顯示，正式問卷總的內(nèi)部一致性信度為0.873，分半信度為0.780。

采用驗證性因素分析結(jié)果顯示，常用模型擬合指標都達到了可以接受的統(tǒng)計學標準，表明正式問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

（三） 高職學生思政課堂學業(yè)情緒狀況

1.高職學生思政課堂學業(yè)情緒總體狀況?？偟膩碚f，課堂環(huán)境下學生對積極情緒的感知程度數(shù)據(jù)均值高于消極情緒，從數(shù)據(jù)的標準差來看，僅有厭煩情緒與其他學業(yè)情緒比較而言差異明顯，見表1。

表1 思政課堂學業(yè)情緒總體狀況（n=553）

2.不同背景因素的學生思政課堂學業(yè)情緒狀況。

（1）不同性別學生學業(yè)情緒的差異顯著性檢驗。男女學生對于消極低喚醒,積極高喚醒不會表現(xiàn)出顯著性差異，對于積極低喚醒,消極高喚醒呈現(xiàn)出0.05水平顯著性差異，見表2。

表2 不同性別思政課堂學業(yè)情緒狀況（±s）

表2 不同性別思政課堂學業(yè)情緒狀況（±s）

性別 消極低喚醒 積極低喚醒 積極高喚醒 消極高喚醒男（n=300） 2.62±0.81 3.79±0.71 3.86±0.77 2.94±0.78女（n=253） 2.69±0.72 3.66±0.62 3.94±0.59 3.06±0.66 t 值 -1.072 2.319 -1.478 -1.971

（2）不同專業(yè)類型學生學業(yè)情緒的方差分析。檢驗結(jié)果顯示：不同專業(yè)類型樣本對于消極高喚醒沒有差異性，對于消極低喚醒,積極低喚醒,積極高喚醒等3 項存在顯著差異性，見表3。

表3 不同專業(yè)類型課堂學業(yè)情緒狀況（±s）

表3 不同專業(yè)類型課堂學業(yè)情緒狀況（±s）

注：*P ＜0.05，**P ＜0.01。

專業(yè)類型 消極低喚醒 積極低喚醒 積極高喚醒 消極高喚醒文科類（n=218） 2.71±0.81 3.70±0.73 3.92±0.71 3.05±0.79理工類（n=271） 2.57±0.77 3.80±0.64 3.94±0.68 2.98±0.68藝術(shù)類（n=64） 2.79±0.61 3.53±0.60 3.66±0.63 2.84±0.68 F 3.095 4.485 4.431 1.950 P 0.046* 0.012* 0.012* 0.143

（3）不同生源類別學生學業(yè)情緒的方差分析。表4 單因素方差分析結(jié)果顯示：不同生源類別對于消極低喚醒,積極低喚醒,消極高喚醒不會表現(xiàn)出顯著性差異，而對于積極高喚醒呈現(xiàn)出顯著性差異。

3.思政課堂主要學業(yè)情緒影響因素分析。分析結(jié)果顯示：①積極高喚醒情緒和積極低喚醒與教師、教學內(nèi)容等五個因素均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系；②消極高喚醒情緒與教師因素、人際關(guān)系呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，與教學內(nèi)容、教學情境及學習者自身沒有相關(guān)關(guān)系；③消極低喚醒情緒與教學內(nèi)容、教學情境、學習者表現(xiàn)出顯著負相關(guān)關(guān)系[4-5]，見表5。

表4 不同生源類比課堂學業(yè)情緒狀況（±s）

表4 不同生源類比課堂學業(yè)情緒狀況（±s）

生源類別 消極低喚醒 積極低喚醒 積極高喚醒 消極高喚醒普高（n=236） 2.67±0.79 3.78±0.65 3.97±0.68 3.07±0.71中職（n=27） 2.63±0.82 3.65±0.74 3.58±0.70 2.96±0.68職高（n=290） 2.64±0.75 3.70±0.69 3.87±0.69 2.93±0.74 F 0.100 1.137 4.707 2.433 P 0.905 0.322 0.009** 0.089

三 結(jié)語

1.高職學生思政課堂學業(yè)情緒及其影響因素調(diào)查問卷具有較好的信效度指標。

2.高職學生感受到的思政課學業(yè)情緒可分為四個維度：積極高喚醒情緒、積極低喚醒情緒、消極高喚醒情緒、消極低喚醒情緒。

3.教師因素、學生因素、教學內(nèi)容、教學情境、人際關(guān)系等五個方面是影響高職學生思政課堂學業(yè)情緒的主要因素。

表5 思政課堂學業(yè)情緒影響因素Pearson 相關(guān)分析結(jié)果