高職學生學習滿意度問卷的編制與效信度檢驗
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摘要：為了編制高職學生學習滿意度問卷并檢驗其效度和信度，在自編的初始問卷經預測修訂后，得到最終問卷含3個維度18個條目，正式施測回收了735份有效問卷，并以高等職業技術學院學生學習滿意度調查問卷（HVTCSLSQ）、大學生學習滿意度量表（CSLSS）和一般自我效能量表（GSES）為校標。通過條目分析、探索性因子分析、驗證性因子分析、區分效度、校標關聯度、Cronbach α系數、合成信度等方法對數據進行處理，結果顯示該問卷具有良好的效度和信度。因此，得出結論：該問卷是一個良好的測量工具，可以用來評估高職學生的學習滿意度。
關鍵詞：學習滿意度;問卷編制;效度;信度
中圖分類號：G711文獻標志碼：A文章編號：1001-7836（2019）05-0067-03
當前，對學生學習滿意度的調查有各種不同的評價指標和量表，而編制出科學合理的評價量表至關重要。如Betz等人編制的大學生滿意度問卷包括學校環境與設備、教學管理措施與規劃、教師素質、教學方法、學習成果及同學關系等六個方面[1];Chien將學習滿意度歸納為個體特征、教學態度和能力、課程質量、學習環境以及教學效果五個方面[2]。美國大學生滿意度量表（Student Satisfaction Inventory，SSI）根據學校的不同性質也有多個不同版本，調查內容涵蓋歸屬感、教師素質、學習服務、校園生活、人際關系等。國家大學生學習情況問卷調查系統問卷（National College Student Survey，NCSS）中，學生具體滿意度包括教師教學、校園支持、人際關系三個維度[3]。綜合國內外研究，學習滿意度主要有以下幾個維度：學習環境（硬環境和軟環境）;管理服務（教務管理、實習實踐等）;教師教學（知識水平、道德修養等）;學習成果（獲得的知識技能等）;人際關系（師生同學關系等）。
一、對象與方法
（一）對象
研究樣本來自廣州數所高職院校（廣州科技職業技術學院、廣東工貿職業技術學院、廣州職業技術學院），采用方便抽樣法，先進行預測。第一次預測發出100份問卷，得到有效問卷80份，其中男生有效問卷50份，女生有效問卷30份（樣本1）。第二次預測發出100份問卷，得到有效問卷83份，其中男生有效問卷47份，女生有效問卷36份（樣本2）。
采用問卷星兩次正式施測后共回收問卷800份。第一次在廣州科技職業技術學院正式施測，共390人參加，得到完整有效問卷363份（樣本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;城鎮學生136份，鄉村學生227份。第二次在其他兩所學校正式施測，共410人參加，得到完整有效問卷372份（樣本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;城鎮學生142份，鄉村學生230份。
另從樣本3和樣本4中抽取部分學生參加校標問卷的施測，得到有效完整問卷168份（樣本5），其中男生93 份，女生75份;理工科83份，文科85份;城鎮學生62份，鄉村學生106份。
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1.高等職業技術學院學生學習滿意度調查問卷[4]（Higher Vocational And Technical College Students’ Learning Satisfaction Questionnaire，HVTCSLSQ）該問卷由肖連英編制，其維度和對應的條目數分別為：實踐教學10個、理論教學9個、素質拓展10個和教學管理5個。該問卷采用1—5級計分，代表“完全否定—完全肯定”，得分越高滿意度越高。本研究中該量表及四個維度的Cronbach α系數分別為0.97、0.92、0.92、0.86、0.89。
2.大學生學習滿意度量表[5]（College Students’ Learning Satisfaction Scale，CSLSS）
該量表由李洪玉、何一粟和王蕊編制，其維度和對應的條目數分別為：學業滿意度4個、教學滿意度4個、硬件設施滿意度4個。該問卷采用1—5級計分，代表“非常不符合—非常符合”，得分越高滿意度越高。本研究中該量表及三個分維度的Cronbach α系數分別為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國際上被廣泛使用。該量表包括10個條目，采用1—4計分，代表“非常不正確—非常正確”。王才康等考察了該量表中文版本的適用性，在大中學生群體里中有良好的信效度[4]。研究發現，大學生的一般自我效能感越強，學習動機越強，其學習滿意度也越高[6—7]。因此，此量表可以作為學習滿意度的同時校標。本研究中該量表的Cronbach α系數為0.90。
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1.初始問卷的編制
在參考已有研究的基礎上，編制了開放性問卷，如“學校的教師（理論教師、實訓教師）哪些地方讓你滿意”“學校的哪些管理服務讓你滿意”“學校的哪些硬件設施讓你滿意”“學校的專業課程安排有哪些需要改進”等。共收集60份開放式問卷，將所有條目經過歸類、匯總，提取出了50個條目。
通過咨詢2名心理學專業博士，再對初始條目的邏輯性，文字表述的清晰性、準確性、簡潔性等方面進行綜合評定，最終初始問卷的每個維度入選的條目數是：教師綜合素質8個、校園環境8個和專業課程設置4個，問卷采用1—5級計分，代表“非常不滿意”到“非常滿意”。
2.預測與修訂
對樣本1的數據進行了條目分析、篩選與修訂，主要考查各條目得分的均值、標準差、信度檢驗、鑒別度、區分度和題總相關系數、探索性因子分析（EFA）中因子載荷偏低的條目進行反復取舍和同一因子所測條目內容的共同屬性[8]進行反復研究提煉。接著對第二次預測樣本2的數據也進行了以上處理，并對問卷再次修訂，最終正式問卷包含3個維度18個條目，其中教師綜合素質8個、校園環境6個和專業課程設置4個。 3.正式施測
正式問卷的施測分多次、多樣本發放以便更好地考查問卷的穩定性和測量學指標?？倶颖居糜谧鰲l目分析、信度分析，樣本3用于探索性因子分析，樣本4用于驗證性因子分析、收斂效度與區分效度，樣本5用于校標關聯度檢驗。
?。ㄋ模┙y計方法
使用SPSS 19.0與Mplus 7.0對數據進行統計分析。
二、結果
?。ㄒ唬l目分析
對總樣本按總分排名前（高分組）后（低分組）27%對被試進行高低分組，求出高分組與低分組在各條目上的均值差異顯著性。分別計算18個條目與問卷總分的相關，結果顯示條目與總分相關系數在0.65—0.84之間。
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1.結構效度
探索性因子分析：結果顯示KMO值為0.95，Bartlett球形檢驗近似卡方值為6 043.06（p<0.001），說明18個條目之間不是獨立的，做因子分析有意義。抽取特征根大于1的因子，選取具有Kaiser標準化的傾斜旋轉法，并保留因子載荷大于0.45的變量。最終提取3個特征根大于1的因子，3個公共因子的方差累計貢獻率為75.09%，其中，各條目的共同度在0.51—0.84之間。可依據旋轉后的因子載荷矩陣對因子進行命名，本問卷經過反復修訂后，已經剔除了同一因子中測量特質不同即同質性不好的條目，給保留并修訂后的條目賦予更合理的實際意義，分別命名為教師綜合素質、校園環境和專業課程設置（見表1）。
驗證性因子分析：先以18個條目做單因子模型分析，問卷總體上由高職學生學習滿意度一個因子解釋;再以探索性因子分析的3個因子構建學習滿意度的三因子模型，模型的標準化因子載荷在0.65—0.91之間，3個因子間相關系數在0.66—0.78之間（p<0.001）。二階因子模型在3個一階因子的基礎上提取出總體滿意度這個高階因子，二階因子載荷在0.78—0.93之間（p<0.001）。
從結果看，一階三因子模型和二階因子模型擬合指數完全相同，說明它們是擬合最好的兩個等同模型，無優劣之分[9]，但仔細觀察發現三因子模型中的三個因子相關很高，應該存在一個高階因子模型，所以說二階因子模型對數據的解釋更加合理。
2.區分效度
收斂效度的公式為AVE=（∑λ2）/n（n為某因子中的項目數;λ為標準化路徑系數）。判斷變量區分效度的標準：比較各潛變量值的平方根與該變量AVE與其他變量之間相關系數的絕對值（見表2）。
3.校標關聯度
總問卷得分及其三個維度教師綜合素質得分、校園環境得分、專業課程設置得分與HVTCSLSQ得分、CSLSS得分、GESE得分均呈正相關（見表3）。
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1.Cronbach α系數
總問卷的Cronbach α系數為0.96。各分維度的Cronbach α系數分別為：教師綜合素質0.95、校園環境0.91和專業課程設置0.92。
2.合成信度
總問卷的同質性系數為0.88，同質性高說明合成總分有意義[10]?？倖柧淼暮铣尚哦燃?5%可信區間為0.970（0.966，0.974），教師綜合素質0.954（0.946，0.961）、校園環境0.907（0.893，0.921）和專業課程設置0.919（0.905，0.934）。
?。ㄋ模└呗殞W生學習滿意度問卷得分的性別差異
以性別為分組變量，對總問卷及其三個維度總分進行獨立樣本檢驗，結果表明與女生相比，男生的總問卷及三個維度的總分均略高（見表4）。
三、討論
正式問卷各項目與總分相關在0.65以上，高分組和低分組在各項目上的得分差異有統計意義，說明各項目均有較好的區分度，問卷可以有效地反映學習滿意度的差異。
探索性因子分析結果顯示，共同度均大于0.51，說明每個條目變量的變異都可以由所提取的教師綜合素質、校園環境、課程設置3個因子有效地解釋?！陡呗殞W生學習滿意度問卷》18個條目的因子負荷均在0.53以上，3個公共因子可以解釋總方差的75.09%。其中教師綜合素質的滿意度相對比較重要，因為其方差貢獻率最大，校園環境次之，專業課程設置最小。事實上對國內高職學校而言，建設“一專多能”型教師隊伍，根據自己的辦學特色找準圖書館定位，加強校企合作改善實訓基地“軟”建設，以適度夠用的標準科學合理設置專業課程，才能更好地培養高級技術型、應用型人才，不斷提高高職學生的學習滿意度。驗證性因子分析比較了單因子模型、三因子模型和二階因子模型，結果表明二階因子模型擬合指數良好[7]，結構更加合理。以上結果均說明該問卷具有較好的結構效度。
Fornell和Larcher提出，各潛變量AVE值的平方根大于潛變量之間的相互關系，表明因子間具有良好的區分效度[11]。本問卷AVE值的平方根大于潛變量之間的相互關系，說明各潛變量的內涵既重合又有差異，具有很好的收斂效度與區分效度。
自我效能感是Bandura社會認知理論中的核心概念[12]。一般自我效能感指的是個體應對各種不同環境的挑戰或面對新事物時表現出的一種總體性的自信心。對學生而言，往往在學習中自信心強，認為自己有能力學好文化知識，在面對學業困難時，也會表現出積極的學習態度，從而使其達到和維持較高的學習滿意度[13]。因此，本研究選取HVTCSLSQ、CSLSS和GSES來檢驗本問卷的校標關聯度。結果表明，總問卷與及其各維度得分與GSES得分呈正相關，說明自我效能感低有消極評價的個體有較低的學習滿意度，自我效能感高有積極評價的個體通常有較高的學習滿意度。本問卷與HVTCSLSQ、CSLSS的相關系數為0.84、0.63，已達高度正相關，說明本問卷具有良好的校標關聯度。 總問卷及各維度的Cronbach α系數與合成信度均高于0.90，說明總問卷適合使用合成分數做進一步的統計分析。
對學習滿意度性別差異的分析表明，男生得分在總問卷及其三個維度上均高于女生。這種現象可能是源于男、女雙方的價值觀和被滿足的程度不同，女生要求要高于男生，女生在回答問卷時比較慎重、細致，男生相對隨意一些，所以女生的滿意度水平總體低于男生。
四、不足與未來研究方向
本研究受限于方便抽樣僅以廣州數所高職學生為研究對象，未來研究可擴大取樣范圍并采用更有代表性的樣本，以便更充分研究高職學生學習滿意度問卷效度和信度。但在制作問卷時沒有做重測信度，以后仍需做進一步探討。另外，鑒于滿意度與一般效能感的密切關系，可進一步研究學習動機（學習倦怠）、學業自我效能感、學習滿意度三者之間的關系。
參考文獻：
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