學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)調(diào)查問卷編制探析

陳健敏，王 影

（長春光華學(xué)院 現(xiàn)代教育學(xué)院，吉林 長春 130033）

一、問題提出

隨著我國學(xué)前教育事業(yè)的快速發(fā)展，培養(yǎng)以本?？茷橹黧w的高素質(zhì)幼兒園教師，并保證其長期從事幼兒教育事業(yè)，不僅關(guān)系到整個師資培養(yǎng)體系的建立與完善，也關(guān)系到學(xué)生個人職業(yè)生涯的長足發(fā)展。有學(xué)者指出：推進(jìn)個性化教育，強(qiáng)調(diào)學(xué)生“個性特質(zhì)”與“職業(yè)特性”的深度融合，有利于推動現(xiàn)階段高校學(xué)前教育專業(yè)從“育人規(guī)?！毕颉坝速|(zhì)量”轉(zhuǎn)變［1］。創(chuàng)新制訂關(guān)注學(xué)生個性化成長發(fā)展的培養(yǎng)方案，使之高質(zhì)量、穩(wěn)定地從事幼兒教師職業(yè)是當(dāng)前社會發(fā)展和高校教學(xué)改革的現(xiàn)實需求。

對于個性化人才培養(yǎng)的議題，國外教育界起步較早。在20世紀(jì)80年代，就有美國學(xué)者發(fā)表了諸多本科教育改革的研究報告，其提倡培養(yǎng)個性化、多元化人才培養(yǎng)模式的主張于21世紀(jì)初的大學(xué)中得以實踐。英國和日本的一流大學(xué)也隨之調(diào)整了人才培養(yǎng)理念，將“培養(yǎng)創(chuàng)造性”放置于個性化人才培養(yǎng)的重要環(huán)節(jié)，在專業(yè)設(shè)置的方向上，強(qiáng)調(diào)“寬”“通”“活”的專業(yè)設(shè)置模式；在專業(yè)設(shè)置的時間上，注重晚期進(jìn)行專業(yè)分流［2］；同時在教學(xué)制度、教學(xué)組織、課程設(shè)置、教學(xué)管理等方面做出了一系列實質(zhì)性改革，為個人化人才培養(yǎng)的理論研究提供了有益的借鑒。

我國研究者在借鑒他國經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，對個性化人才培養(yǎng)的理念和價值做出一系列闡釋。王曉輝認(rèn)為，個性化人才培養(yǎng)應(yīng)重視以生為本，重視提高學(xué)生的獨特性、主體性、創(chuàng)造性，尊重學(xué)生個性的和諧，并保持培養(yǎng)模式的動態(tài)發(fā)展［3］。黃星認(rèn)為，個性化人才培養(yǎng)模式能夠強(qiáng)化學(xué)生的個性優(yōu)勢，特別從尊重每個人的智力優(yōu)勢上開發(fā)和挖掘其潛能，保障每個學(xué)生在職業(yè)背景下充分實現(xiàn)個人的價值［4］。胡順石等人認(rèn)為，個性化人才培養(yǎng)應(yīng)以人為本、因材施教，提倡自我規(guī)劃和個人價值實現(xiàn)，注重創(chuàng)新型人才和創(chuàng)造力培養(yǎng)，尊重和發(fā)展學(xué)生個性特征［5］。而對于如何實現(xiàn)人才的個性化培養(yǎng)，王姍姍認(rèn)為應(yīng)做到在教學(xué)過程中建設(shè)突出創(chuàng)造性和個性的學(xué)習(xí)環(huán)境，強(qiáng)調(diào)人才培養(yǎng)的多樣化和創(chuàng)新化，強(qiáng)調(diào)培養(yǎng)社會需要的綜合素質(zhì)人才［6］。王春香則認(rèn)為應(yīng)提供寬松創(chuàng)新環(huán)境，確立個性化培養(yǎng)目標(biāo)，設(shè)置個性化教育課程，運(yùn)用個性化教育方法，采用個性化考評機(jī)制等［7］。

綜上所述，當(dāng)前學(xué)界對個性化人才培養(yǎng)的闡釋莫衷一是，缺乏對本科學(xué)段學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)特質(zhì)的系統(tǒng)描摹，因而在制訂培養(yǎng)方案的過程中缺少有力的理論指導(dǎo)。為此，本研究擬編制學(xué)前教育專業(yè)個性化培養(yǎng)的問卷，為了解學(xué)前教育專業(yè)學(xué)生在個性化培養(yǎng)方面的現(xiàn)實情況提供有效工具，進(jìn)而為高校制訂培養(yǎng)方案提供有力依據(jù)。

二、學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)的問卷編制

（一）研究對象

本研究采用方便抽樣、隨機(jī)抽樣及整群抽樣三種方法，利用紙質(zhì)問卷及網(wǎng)絡(luò)問卷發(fā)放相結(jié)合的方式，從吉林省、黑龍江省、河南省、江蘇省中5座城市的6所高校抽取本科學(xué)段學(xué)前教育專業(yè)在校生作為研究對象，共計發(fā)放問卷1000份，回收有效問卷849份，有效率為84.9%，樣本分布見表1。

表1 調(diào)查樣本分布表（N=849）

（二）研究過程

第一，在查閱大量文獻(xiàn)并綜合分析多所高校培養(yǎng)方案內(nèi)容的基礎(chǔ)上，形成了研究假設(shè)并初步建立學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)的測定項目。

第二，對學(xué)前教育專業(yè)在校生27人進(jìn)行半結(jié)構(gòu)化訪談，了解其對學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)的一般性認(rèn)識，并對上述結(jié)果予以主題詞分析，參照學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)的測定項目及已有文獻(xiàn)的表述最終形成初始問卷。

第三，邀請5名學(xué)前教育在校生填答問卷并對初始問卷進(jìn)行評議，就問卷表述歧義和填答可讀性不強(qiáng)的內(nèi)容進(jìn)行修改，并通過專家質(zhì)詢對初始問卷進(jìn)行了完善和修撰。形成包含40道題設(shè)的學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)初測問卷，初測問卷由基本信息與個性化人才培養(yǎng)現(xiàn)狀調(diào)查兩部分組成，前者題目針對被試的人口學(xué)變量設(shè)置，題型為單選題；后者題設(shè)針對被試的個性化人才培養(yǎng)諸多方面設(shè)置，參考李克特量表法修訂，項目賦分從1（不符合）到5（非常符合），其中1表示“不符合”、2表示“不太符合”、3表示“無意見”、4表示“較符合”、5表示“非常符合”。

第四，運(yùn)用方便抽樣的方法，對吉林省某高校的206 位學(xué)前教育專業(yè)本科在校生進(jìn)行了初測。探索性因素分析結(jié)果顯示，問卷包含4 個因素，其方差累計解釋率為74.085%，問卷總信度為0.960，各維度信度分別是0.928、0.941、0.939、0.946。項目分析結(jié)果顯示，各題項與總分的相關(guān)系數(shù)在0.418～0.689之間，且均達(dá)到非常顯著的水平（P＜0.001），據(jù)此開展正式測驗。

（三）數(shù)據(jù)處理

研究者將回收的849份有效問卷隨機(jī)分為兩份：樣本一（N=449）用于項目分析及探索性因素分析，樣本二（N=400）用于驗證性因素分析。上述數(shù)據(jù)采用SPSS 26.0和AMOS 17.0統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行處理。

（四）研究結(jié)果

1.項目分析。研究者通過“臨界比例CR”檢驗項目適切性。首先，求出被試在諸多題項的總分，再選擇其中得分最高和最低的27%被試，進(jìn)行高低兩組在每題得分的平均數(shù)差異顯著性檢驗，統(tǒng)計分析結(jié)果表明：各題項共同性位于0.548～0.779之間，因素負(fù)荷量大于0.45，最大兩因素負(fù)荷均大于0.25。另外，計算各題項與總分的相關(guān)系數(shù)處于0.639～0.826 之間，均在0.4 以上，達(dá)到了非常顯著的水平。說明各題項與問卷總分之間存在中高度相關(guān)，題項具有較強(qiáng)的同質(zhì)性。

2.探索性因素分析。研究者對449個有效數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析，取樣適當(dāng)性（KMO）指標(biāo)為0.974，Bartlett球形度檢驗卡方值為23990.212（P＜0.001），說明母群體相關(guān)矩陣間具有共同因素，各個題項取樣適當(dāng)性量數(shù)（MSA）位于0.964～0.984之間，適宜作探索性因素分析。運(yùn)用主成分分析法，經(jīng)斜交旋轉(zhuǎn)抽取4個因素，累計解釋率為67.487%，如表2所示，符合總方差解釋率不低于40%的心理測量統(tǒng)計要求。

表2 探索性因素分析結(jié)果

研究者又依照如下標(biāo)準(zhǔn)確定了因素及題項數(shù)量：其一，抽取因素的貢獻(xiàn)率大于1且符合陡坡圖檢驗；其二，因素在旋轉(zhuǎn)前至少能夠解釋3%的總變異；其三，每個因素至少包含3個題項；其四，刪除雙重負(fù)荷過高（第27、28、38 題）和因子變量共同度低于0.5（第1、2、16 題）的題項，最終保留了34 個項目，歸類為4 個因子，并將其分別命名為“專業(yè)學(xué)習(xí)”“非專業(yè)學(xué)習(xí)”“理念宣導(dǎo)”“驅(qū)力激活”。

3.信度檢驗。研究者對400份問卷數(shù)據(jù)分別采用克隆巴赫α系數(shù)和折半信度系數(shù)鑒定了問卷各維度及總問卷的信度，結(jié)果如表3所示。檢驗結(jié)果表明：總問卷的克隆巴赫α系數(shù)和折半信度系數(shù)分別為0.939和0.920，問卷總體內(nèi)部一致性信度非常高。問卷四個維度的克隆巴赫α系數(shù)（Cronbach’s alpha）為0.891～0.905 之間，折半信度系數(shù) 為0.879～0.923之間，均高于0.7的可接受水平，說明調(diào)查問卷內(nèi)容具有很高的可靠性與穩(wěn)定性［8］。

表3 信度檢驗結(jié)果（N=400）

4.驗證性因素分析。研究者利用Amos 17.0 程序建構(gòu)學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)模型，采取極大似然估計法檢驗四個因素的擬合程度。

第一，刪除了因素與潛在變量關(guān)系系數(shù)低于0.71 的題項（第10、24、25 題）；第二，依據(jù)修正指數(shù)對初始模型予以修正后，用如下推斷值檢驗?zāi)Ｐ瓦m配性：卡方自由度比值（x2/df）低于0.5，近似誤差均方根（RMSEA）小于0.08，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根（SRMR）、殘差均方根（RMR）低于0.05；比較擬合指數(shù)（CFI）、Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）、增值擬合指數(shù)（IFI）高于0.9。驗證性因素分析結(jié)果表明，所有擬合指數(shù)均在合理范圍（見表4），說明此模型擬合程度較好，可接受模型假設(shè)。因此，學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)符合“一階四因素”結(jié)構(gòu)模型。

表4 驗證性因素分析模型擬合指數(shù)（N=400）

對問卷題項的因素負(fù)荷量、平均方差抽取量（AVE）及組合信度（CR）進(jìn)行統(tǒng)計分析，以檢核問卷的聚斂效度，問卷31個題項的因素負(fù)荷量均高于0.70，達(dá)到了較為理想的狀態(tài)，說明問卷的題項能夠有效反映“學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)”的四大因素。問卷四因素的平均方差抽取量（AVE）為0.596～0.706，均大于0.50，說明問卷測量誤差較小，諸題項能夠有效反映其共同因素的潛在特質(zhì)。另外，四因素的組合信度值（CR）均大于0.70，說明該模型信度良好［9］。

三、討論

本研究在查閱相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，嚴(yán)格遵循確立問卷結(jié)構(gòu)和編制問卷的研究規(guī)范，綜合利用開放式問卷、訪談的方法編制原始問卷，探究了學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)結(jié)構(gòu)包括“專業(yè)學(xué)習(xí)”“非專業(yè)學(xué)習(xí)”“理念宣導(dǎo)”“驅(qū)力激活”在內(nèi)的四個維度，共計31個項目。驗證性因素分析，證實學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)是一種由四因素組成的、彼此相關(guān)的多維結(jié)構(gòu)。

（一）問卷的信度

本研究不僅利用克隆巴赫α系數(shù)對量表的內(nèi)部一致性進(jìn)行慎重估計，還為避免單純通過克隆巴赫α系數(shù)驗證而對被試樣本特點過于敏感的不足，采用折半信度系數(shù)對問卷進(jìn)行效度檢驗，補(bǔ)充確證問卷的穩(wěn)定性與可靠性。從統(tǒng)計分析結(jié)果來看，學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)調(diào)查問卷的總體克隆巴赫α系數(shù)和折半信度系數(shù)均高于0.90，說明問卷總體信度非常好；諸維度檢驗下的克隆巴赫α系數(shù)與折半信度均高于0.80，說明這四因素的信度非常好。

（二）問卷的效度

1.結(jié)構(gòu)效度。研究者檢驗了不受模型復(fù)雜程度影響的問卷擬合優(yōu)度指標(biāo)卡方自由度比值（x2/df）為4.774。依據(jù)學(xué)者吳明隆的觀點，該值小于1為模型過度適配，大于3（較寬松值為5）為適配不佳，然而該指標(biāo)受到樣本大小的影響，且無法更正過多檢驗統(tǒng)計力問題［10］。本研究中的該值達(dá)到了較寬松的適配度，需要結(jié)合其他擬合指標(biāo)進(jìn)行綜合判斷。

由此，研究者繼續(xù)考察問卷的絕對適配度指數(shù)，即近似誤差均方根（RMSEA）、標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根（SRMR）、殘差均方根（RMR）和增值適配指數(shù)，即比較擬合指數(shù)（CFI）、增值擬合指數(shù)（IFI）。一般認(rèn)為，殘差均方根（RMR）越小適配度越佳，小于0.05時是可以接受的適配模型；標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根（SRMR）介于0到1之間，數(shù)值越近于0適配度越好，小于0.05模型適配；近似誤差均方根（RMSEA）應(yīng)不大于0.1，小于0.01適配理想，小于0.05模型適配良好，小于0.08模型適配合理；比較擬合指數(shù)（CFI）對假設(shè)模型契合度的估計即使在小樣本情況下也十分穩(wěn)定，其與Tucker-Lewis指數(shù)（TLI）、增值擬合指數(shù)（IFI）往往介于0與1之間，大于0.9模型適配。依據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，本問卷檢驗的各項擬合指數(shù)均達(dá)到了適配門檻，驗證性因素分析支持了探索性因素分析的結(jié)果，即利用449位學(xué)前教育專業(yè)本科在校生樣本探索出的四因素模型在400位學(xué)生樣本的另一同質(zhì)群體中仍適用，學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)的四因素模型具有合理性，可作為測量學(xué)前教育專業(yè)個性化人才培養(yǎng)現(xiàn)狀的有效工具。

2.聚斂效度。研究者在考察問卷各個因素與潛在變量的負(fù)荷量，以及各維度平均方差抽取量（AVE）和組合信度（CR）過程中發(fā)現(xiàn)：此問卷四因素與其潛在變量的負(fù)荷量均大于0.71，表示測量同一特質(zhì)因素的指標(biāo)會落在同一因素構(gòu)念上，具有聚斂效度；各個因素平均方差抽取量（AVE）均大于0.5，表示潛在變量的聚斂能力十分理想，具有良好的操作型定義化［11］；各個因素的組合信度（CR）值均大于0.9，遠(yuǎn)超過大于0.7的門檻，說明各因素的內(nèi)部一致性信度質(zhì)量高。

（三）問卷的共變關(guān)系解釋

研究表明，學(xué)前教育專業(yè)化人才培養(yǎng)呈“一階四因素”結(jié)構(gòu)模型，該模型的題項中存在著一定的共變關(guān)系。第一，題項“經(jīng)常舉行小組研討式課程”和“專業(yè)課程以小班授課模式居多”之間存在共變關(guān)系。結(jié)合對樣本所在學(xué)校課程組織形式的考察，研究者發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育專業(yè)的教法課，多以小班授課模式呈現(xiàn)，且需要學(xué)生以小組為單位模擬幼兒園教學(xué)情境，而其他課程多以合并行政班而組織、以教師講授為主的集體教學(xué)模式呈現(xiàn)，較少進(jìn)行小組研討，更難以關(guān)注到學(xué)生的個別化學(xué)習(xí)。第二，題項“我認(rèn)為學(xué)團(tuán)活動對大學(xué)生發(fā)展有價值”和“我主動參與過學(xué)團(tuán)活動并有所收獲”之間存在共變關(guān)系。結(jié)合對樣本的訪談，研究者了解到就學(xué)生個體而言，學(xué)團(tuán)活動的參與具有較強(qiáng)的自主選擇性，因此在豐富多彩的學(xué)團(tuán)活動中，學(xué)生更容易在內(nèi)驅(qū)力的作用下不斷體悟、積極思考獲得收獲。第三，“學(xué)分制度健全”和“學(xué)生可以通過多種渠道獲得學(xué)分以滿足畢業(yè)條件”之間存在共變關(guān)系。結(jié)合對樣本的訪談，研究者了解到學(xué)生對學(xué)分制度持有的態(tài)度是“修夠?qū)W分不影響畢業(yè)即可”，對具體學(xué)分的分布及權(quán)重等制度考慮得不甚清楚，因而這兩個題項的關(guān)聯(lián)恰恰反映了學(xué)生在高校期間的學(xué)習(xí)往往存在個性化的思考和行動，教育者僅依靠用學(xué)分自上而下地調(diào)整學(xué)生學(xué)習(xí)的側(cè)重，未必能夠符合期待，為此在學(xué)前教育專業(yè)人才培養(yǎng)過程中，更多地理解學(xué)生、以學(xué)生視角考慮問題或能取得更好的效果。