用新時(shí)代教育方針推進(jìn)青少年責(zé)任感培育的對(duì)策研究

胡吉芬 陳謹(jǐn) 周祎 相合鋒

[摘 要] 采取分層隨機(jī)整群抽樣法，對(duì)合肥市市區(qū)、周邊縣城、農(nóng)村七、八、九年級(jí)共3482例進(jìn)行實(shí)測(cè)，分析性別、年齡、年級(jí)、生源地等14個(gè)自變量對(duì)青少年責(zé)任感的影響情況進(jìn)行了調(diào)查，結(jié)果顯示：年齡、年級(jí)、生源地、是否擔(dān)任（過）學(xué)生干部、母親最高學(xué)歷、學(xué)習(xí)成績(jī)這6個(gè)變量對(duì)社會(huì)責(zé)任有顯著影響。生命責(zé)任、網(wǎng)絡(luò)責(zé)任、政治責(zé)任、學(xué)習(xí)責(zé)任、學(xué)校責(zé)任五個(gè)維度責(zé)任感之間具有顯著相關(guān)關(guān)系，且為正向相關(guān)關(guān)系。學(xué)校責(zé)任得分最低。因此，為了貫徹落實(shí)培養(yǎng)德智體美勞全面發(fā)展的社會(huì)主義建設(shè)者和接班人的教育目標(biāo)，抓住青少年責(zé)任感培育的“關(guān)鍵期”，制度化全面化具體化地系統(tǒng)推進(jìn)青少年責(zé)任感的培育亟待加強(qiáng)。

[關(guān)鍵詞] 習(xí)近平教育觀;青少年;責(zé)任感

責(zé)任感是個(gè)體較為穩(wěn)定的心理品質(zhì)，是在無任何制度或權(quán)力約束的情境下，個(gè)體對(duì)自己、對(duì)家庭、對(duì)他人、對(duì)集體、對(duì)社會(huì)和國(guó)家的情感體驗(yàn)，表現(xiàn)為履行責(zé)任和承擔(dān)責(zé)任的意識(shí)和行為，由人生觀與價(jià)值觀所決定。責(zé)任感作為“所有品德中影響力最大，也是最基本、最必備的品質(zhì)，是德育的核心要求”[1]本研究針對(duì)合肥市區(qū)、合肥市周邊縣城以及合肥市周邊農(nóng)村青少年責(zé)任感的現(xiàn)狀，分析父母職業(yè)與學(xué)歷、學(xué)習(xí)成績(jī)、城鄉(xiāng)地域、年齡等因素對(duì)青少年責(zé)任感的影響，以期進(jìn)一步掌握青少年責(zé)任感現(xiàn)狀，以新時(shí)代教育方針為指導(dǎo)，探討推進(jìn)青少年責(zé)任感培育的對(duì)策。

一、材料與方法

（一）研究對(duì)象

按分層隨機(jī)整群抽樣的原則，被抽中班級(jí)的所有學(xué)生均納入本次調(diào)查對(duì)象。本調(diào)查獲得所在校方同意，調(diào)查對(duì)象自愿參與本研究。其中合肥市區(qū)選取3所中學(xué)（包含1所重點(diǎn)中學(xué)、1所非重點(diǎn)中學(xué)和1所城鄉(xiāng)結(jié)合普通中學(xué)）隨機(jī)抽取七年級(jí)22個(gè)班、八年級(jí)19個(gè)班、九年級(jí)17個(gè)班共2500例進(jìn)行實(shí)測(cè);合肥市周邊縣城選取2所中學(xué)（包含1所重點(diǎn)中學(xué)、1所非重點(diǎn)中學(xué)）隨機(jī)抽取七年級(jí)7個(gè)班、八年級(jí)6個(gè)班、九年級(jí)4個(gè)班共784例進(jìn)行實(shí)測(cè);合肥市周邊農(nóng)村1所中學(xué)，隨機(jī)抽取七年級(jí)2個(gè)班、八年級(jí)2個(gè)班、九年級(jí)2個(gè)班共198例進(jìn)行實(shí)測(cè)。

（二）研究工具

結(jié)合吳康妮博士論文中的《大學(xué)生責(zé)任感的預(yù)測(cè)問卷》[2]，修改編制而成《青少年責(zé)任感現(xiàn)狀調(diào)查問卷》，調(diào)查內(nèi)容包括性別、年齡、生源地、年級(jí)、是否獨(dú)生子女、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭教養(yǎng)方式、父母學(xué)歷及職業(yè)等人口學(xué)信息，主要內(nèi)容是青少年責(zé)任感的現(xiàn)狀特點(diǎn)及影響因素。量表分社會(huì)責(zé)任認(rèn)知、認(rèn)同、行動(dòng)三個(gè)環(huán)節(jié)和政治責(zé)任、生命責(zé)任、學(xué)習(xí)責(zé)任、學(xué)校責(zé)任、網(wǎng)絡(luò)責(zé)任五個(gè)維度，按1～5分5個(gè)等級(jí)評(píng)分，分別表示“非常不符合”“比較不符合”“中間狀態(tài)”“比較符合”“非常符合”，總分范圍在31～155，得分越高說明責(zé)任感越高。

（三）統(tǒng)計(jì)分析

采用Epidat3.1軟件進(jìn)行問卷雙重錄入，并進(jìn)行比對(duì)核實(shí)鎖定數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)值變量符合正態(tài)分布，采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示，兩組間比較采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，多組間比較采用單因素設(shè)計(jì)方差分析，兩兩比較采用LSD-t檢驗(yàn);分類變量采用構(gòu)成比表示，組間比較采用Pearson卡方檢驗(yàn)，采用多元線性回歸分析責(zé)任感的影響因素，采用Pearson相關(guān)分析題項(xiàng)與量表之間的相關(guān)性，數(shù)據(jù)分析采用SPSS23.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，以P≤0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

二、結(jié)果

（一）一般情況

調(diào)查3482例，男2001例，女1481例，年齡區(qū)間13—18歲，平均年齡13.9歲，七年級(jí)968例，八年級(jí)1406例，九年級(jí)1108例，獨(dú)生子女1593例，非獨(dú)生子女1889例，來自城市1802例，來自縣城847例，來自農(nóng)村833例。

（二）量表分析

對(duì)青少年責(zé)任感問卷29個(gè)指標(biāo)進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，科隆巴赫α系數(shù)為0.802，影響因素總體KMO數(shù)值為0.823，Barlett球形檢驗(yàn)結(jié)果為0.000，球形假設(shè)被拒絕，變量之間具有高度相關(guān)性，測(cè)量指標(biāo)信度良好，問卷具有良好的內(nèi)部一致性，非常適合做因素分析。

（三）責(zé)任感差異性分析

1.五個(gè)維度責(zé)任感的相關(guān)性。描述性統(tǒng)計(jì)顯示，五個(gè)維度責(zé)任感排序依次是生命責(zé)任、網(wǎng)絡(luò)責(zé)任、政治責(zé)任、學(xué)習(xí)責(zé)任、學(xué)校責(zé)任，平均值分別為（11.16±1.97）、（10.17±1.63）、（10.10±1.62）、（7.17±1.21）、（5.29±1.39）分。五個(gè)維度責(zé)任感的相關(guān)性分析顯示，這幾種責(zé)任感之間都具有顯著相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)為正，為正向相關(guān)關(guān)系。

2.責(zé)任感影響因素分析。以性別、年齡、年級(jí)、生源地、是否是獨(dú)生子女等14個(gè)自變量對(duì)責(zé)任感影響情況進(jìn)行多元線性回歸分析。從調(diào)整后的R平方看到，最后確定的模型擬合優(yōu)度為0.412，模型擬合程度很理想，可認(rèn)為自變量對(duì)因變量影響顯著。模型回歸對(duì)應(yīng)F統(tǒng)計(jì)量的顯著性小于0.05（P<0.05），說明通過F檢驗(yàn)，模型整體通過檢驗(yàn)。從回歸系數(shù)中看到，年齡、年級(jí)、生源地、是否擔(dān)任（過）學(xué)生干部、母親最高學(xué)歷、學(xué)習(xí)成績(jī)這6個(gè)變量對(duì)應(yīng)的顯著性小于0.05（P<0.05），說明這6個(gè)自變量對(duì)因變量社會(huì)責(zé)任有顯著影響。其中，回歸系數(shù)最大的是年級(jí)，其次是年齡，學(xué)習(xí)成績(jī)，說明年級(jí)對(duì)責(zé)任感的影響最為顯著。

描述性統(tǒng)計(jì)表顯示，地域因素對(duì)責(zé)任感產(chǎn)生影響，責(zé)任感均值依次是城市、縣城、農(nóng)村。地域因素方差分析表顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的顯著性小于0.05（P<0.05），說明責(zé)任感因地域因素有顯著差異。

三、結(jié)論

1.用培養(yǎng)德、智、體、美、勞全面發(fā)展的社會(huì)主義建設(shè)者和接班人的目標(biāo)要求推進(jìn)中學(xué)教育改革。五個(gè)維度的責(zé)任感中，學(xué)校責(zé)任得分最低，學(xué)生對(duì)學(xué)校的情感體驗(yàn)效果最差。究其原因，一方面是因?yàn)?3～15歲的青少年進(jìn)入青春叛逆期，對(duì)來自外部的學(xué)習(xí)壓力持逆反心理，有逃避和抵觸情緒，而學(xué)校就“被選中成為實(shí)在界與現(xiàn)實(shí)界之間裂縫的現(xiàn)實(shí)替代者”[3]，學(xué)校作為現(xiàn)實(shí)存在所處的結(jié)構(gòu)位置填補(bǔ)、修飾了青少年叛逆與現(xiàn)實(shí)期望對(duì)抗的傷口;另一方面是因?yàn)橹袑W(xué)階段的應(yīng)試教育最為嚴(yán)重，學(xué)校在行為習(xí)慣、綜合素養(yǎng)、身體素質(zhì)、心理健康、人際交往和團(tuán)隊(duì)合作、個(gè)性興趣與潛能的發(fā)展、品格與人格等方面的培養(yǎng)不能滿足學(xué)生的需求，這種現(xiàn)狀加劇了對(duì)抗傷口的程度。人才培養(yǎng)是育人和育才相統(tǒng)一的過程，而育人是本。作為學(xué)校來說要“遵循教育規(guī)律，堅(jiān)持改革創(chuàng)新，以凝聚人心、完善人格、開發(fā)人力、培育人才、造福人民為工作目標(biāo)”[4]，培養(yǎng)全面發(fā)展的時(shí)代新人。

2.用“扣好人生第一?？圩印彼枷氚盐张嘤嗌倌曦?zé)任感的“關(guān)鍵期”。調(diào)查結(jié)果顯示年級(jí)、年齡對(duì)責(zé)任感有顯著影響，這是因?yàn)?3～15歲是青少年身心發(fā)展的高峰期，處于思維發(fā)展的“關(guān)鍵期”。奧地利生物學(xué)家洛倫茲著名的“關(guān)鍵期”理論指出人類個(gè)體在發(fā)展過程中的某一特定時(shí)期對(duì)某些能力和知識(shí)的獲取十分敏感[5]，在關(guān)鍵期內(nèi)，表現(xiàn)出與其他年齡段不同的智力與能力發(fā)展特點(diǎn)，行為、技能、知識(shí)的掌握、能力的形成發(fā)展最快，心理過程或個(gè)性特征會(huì)發(fā)生質(zhì)的飛躍。從這個(gè)意義上來說，教育中的關(guān)鍵年齡段，其實(shí)就是教育的關(guān)鍵期。處于“三觀”塑造關(guān)鍵期的青少年，“三觀”可塑的彈性度非常之大，即使是短暫的2—3年時(shí)間，都會(huì)產(chǎn)生很大的影響和質(zhì)的區(qū)別。所以一定“抓住青少年價(jià)值觀形成和確定的關(guān)鍵時(shí)期，引導(dǎo)青少年扣好人生第一粒扣子”[6]。這啟發(fā)家庭、學(xué)校、政府、社會(huì)要積極參與13～15歲青少年責(zé)任感培育的“關(guān)鍵期”，改變傳統(tǒng)的教育觀念，重視學(xué)生的自我教育，優(yōu)化課堂教學(xué)，推進(jìn)課程思政，豐富實(shí)踐育人，共同配合形成合力，教育引導(dǎo)青少年對(duì)自己負(fù)責(zé)、對(duì)他人負(fù)責(zé)、對(duì)集體和國(guó)家負(fù)責(zé)、對(duì)社會(huì)負(fù)責(zé)，通過系列責(zé)任意識(shí)培育、責(zé)任行動(dòng)體驗(yàn)，形成責(zé)任習(xí)慣和責(zé)任素質(zhì)，樹立責(zé)任觀。

3.用“堅(jiān)持以人民為中心發(fā)展教育”的價(jià)值追求推進(jìn)解決教育發(fā)展不平衡不充分問題。地域因素上，城市學(xué)生責(zé)任感均值最大，母親的學(xué)歷對(duì)責(zé)任感狀態(tài)也有顯著影響，足以說明家庭、父母在責(zé)任感培育中的重要作用。沒有可以離開家庭環(huán)境的教育，家庭是責(zé)任感培育的最基本單元和起點(diǎn)單位。農(nóng)村相比較城市和縣城而言，很多學(xué)生是留守孩子，父母學(xué)歷低，尤其母親接受教育的程度普遍低。因此教育要反哺農(nóng)村，落實(shí)教育扶智，阻斷貧困代際傳遞，擴(kuò)大農(nóng)村基礎(chǔ)教育優(yōu)質(zhì)資源供給，促進(jìn)教育事業(yè)發(fā)展成果更多更公平惠及農(nóng)村人民，滿足農(nóng)村青少年“上好學(xué)”的需求，尤其要統(tǒng)籌協(xié)調(diào)社會(huì)資源支持服務(wù)家庭教育，不斷改善農(nóng)村父母重點(diǎn)是母親們育人的素質(zhì)和能力，增強(qiáng)農(nóng)村人民的教育獲得感。

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