歐賢才

（廣西農業(yè)職業(yè)技術大學 商學部，廣西 南寧 530007）

一、概念及研究綜述

輟學一般是指學生未完成學制所規(guī)定的教育年限而中斷學習并離開學校的行為，但不包括因疾病、留級、休學、轉學等因素所導致的失學。雖然我國經濟社會長期穩(wěn)定發(fā)展，教育事業(yè)也取得了長足進步，但目前中等教育階段的輟學問題仍未得到徹底解決。一項自2007 至2013 年的八次大規(guī)模調查顯示，我國農村地區(qū)初中階段的累計輟學率（未畢業(yè)人數占入學總人數的比例）為17.6%～31%，高中階段為4.2%～7.4%，中職階段則是30%左右。[1]截至2019 年11 月20 日，全國832 個國家級貧困縣義務教育階段已建立臺賬的輟學學生還有2.3 萬。[2]因此，保學控輟被視為當前教育改革攻堅階段三塊“難啃的硬骨頭”之一。[3]

輟學是一個由心理觀念逐漸發(fā)展到輟學行為的過程，一般要經過輟學念頭產生、輟學干預、輟學行為實施三個階段，[4]前兩個階段主要表現為輟學心理傾向或潛在輟學傾向。輟學傾向是學生對輟學形成的肯定性評價（認同）和行為趨向，是輟學行為（包括隱性輟學，即雖有學籍但未能完成規(guī)定課程學習的具有輟學前期或后期表現的個體或群體教育狀況，包括“名在人不在”“人在心不在”“人在愛不在”和“人在力不在”等狀態(tài)[5]）發(fā)生前的心理準備狀態(tài)。顯然，如果能夠深入了解中學生的輟學傾向并及時采取干預措施，就可以有效避免或減少學生的輟學行為。

長期以來，我國有關中學生輟學的學術研究及控輟保學工作實踐主要是針對顯性輟學行為（人離開學校不再上學），而忽視了對輟學認同、輟學意向等內隱輟學傾向的研究和干預。輟學行為研究取向有三個不足：第一，其研究內容主要是已發(fā)生的輟學行為，因而只能對輟學的原因和影響因素進行事后回溯性分析，而不能了解輟學前的心理動向，這不利于輟學的早期預警和及時干預。第二，這一取向對輟學的判定標準基于簡單的“在?！迸c“不在?！钡亩址?，其研究對象主要為顯性的校外已輟學群體，因而忽視了在校未輟學群體但有輟學傾向的隱性輟學群體。相反，輟學傾向研究取向把輟學看作是從輟學想法產生、維持到出現輟學行為的連續(xù)譜，它主要關注輟學行為發(fā)生前的心理動態(tài)、影響機制和決策過程，其研究對象涵蓋了顯性輟學群體、隱性輟學群體以及在校未輟學群體（以后兩個群體為主）,研究重心從校外轉至校內，從個別轉至全體，從被動干預到主動預防，因而更有利于對中學生輟學進行監(jiān)測和早期預警。第三，在實踐中，除了客觀輟學的指標外，還需要用主觀輟學（即輟學傾向）或隱性輟學的指標來評估控輟保學工作的成效。例如，通過教育脫貧攻堅工作，我國義務教育階段的輟學學生人數已由2019 年的約60 萬人減少至2020 年的2419人。[6]不過，那些被勸返的曾輟學學生在心理上是否已消除了輟學傾向？如果仍存在較高的輟學傾向，他們將由客觀輟學群體轉變?yōu)殡[性輟學群體，如若如此，控輟保學工作的效果將大打折扣。在這方面，以輟學人數為評價指標的輟學行為研究顯然不能提供有關輟學心理傾向方面的評價指標。

然而，目前我國中學生輟學傾向的研究缺乏，主要原因是缺少科學的測量工具。在已有的相關研究文獻中，有3 篇文獻只用一個題目來測量輟學意愿或輟學意向，例如，“你下一年的輟學意愿程度”[7]、“初中畢業(yè)前你輟學的可能性是多少”[8]、“你是否有輟學意向”，[9]因而其測量誤差較大。另有兩篇文獻雖然編制了多個題目的輟學傾向相關量表，但其中一篇報道的《農村初中學生輟學態(tài)度的量表》[10]其題目內容主要測量的是輟學的原因和后果而非輟學態(tài)度本身，另一篇文獻所報道的《中職學生輟學意向測量量表》[11]只涉及輟學態(tài)度的行為意向成分而缺少認知評價成分，且其檢驗對象僅為中職學生，并未涉及普通教育的初中生和高中生。事實上，已有研究的對象均未涵蓋所有的中學生類型。因此，標準化量表的開發(fā)成為中學生輟學傾向實證研究的首要任務?；诖?，本研究首先編制一份標準化的輟學傾向量表，然后用這一量表對廣西城鄉(xiāng)中學生進行調查與分析，以了解當前我國中學生輟學傾向的發(fā)展現狀。

二、輟學傾向量表的編制

（一）調查對象和方法

調查對象共分兩批，數據分別用于初始量表的探索性因子分析和正式量表的驗證性因子分析與現狀分析。第一批被試共254 名中學生，來自廣西南寧市鄉(xiāng)鎮(zhèn)初中、縣級普通高中和城市中等職業(yè)技術學校各一所。其中，初中生80 人（31.5%），高中生83 人（32.7%），中職生91 人（35.8%）；男生125 人（49.2%），女生129 人（50.8%）。第二批被試共1367 名中學生，來自廣西南寧市、柳州市、桂林市、來賓市、欽州市和岑溪市的六所普通中學以及三所中等職業(yè)技術學校。其中，初中生751 人（54.9%），高中生324 人（23.7%），中職生292 人（21.4%）；男生614 人（44.9%），女生693 人（50.7%），部分被試的性別信息缺失。

（二）初始量表的編制

研究首先查閱中學生輟學相關文獻，整理出輟學生的主要心理特點。其次，訪談兩名初中班主任及兩名已輟學中學生，了解學生輟學前的心理和行為特點。初始量表從有關輟學的認知和行為意向兩個方面編制了15 個題目。題目采用李克特式五點計分法計分，即完全不符合（1）、不太符合（2）、不確定（3）、比較符合（4）、完全符合（5）。

采用SPSS 16.0 對初始量表進行探索性因子分析，其中，采用主成分法提取公因子和方差最大化法進行因子旋轉，根據特征根大于1 的準則確定公因子數目。結果顯示，KMO 為0.90，巴特萊特球形檢驗在0.001 水平上顯著，表明適合因子分析。但有5 個題目因存在以下問題而被刪除：在所有因子上的載荷都低于0.4，存在交叉載荷現象（即同時在多個因子上具有大于0.4 的載荷），題目描述的內容與因子內其他題目不一致而導致不方便命名。刪除題目后的量表包括10 個題目，特征根大于1 的公因子共2 個，累積方差解釋率為50.5%。此外，采用Mplus 8.0 進行的平行分析（Parallel Analysis）也支持提取兩個因子。量表的題目、因子結構、載荷和特征根見表1。

表1 探索性因子分析的題目載荷和特征根

根據表1，因子1 的題目描述了個體的輟學愿望以及為輟學而采取的一些準備或努力，例如Q4“我不想上學讀書”和Q11“我一直在努力說服家人允許我輟學”，因而將其命名為“輟學意向”。因子2 的題目描述了個體對輟學的認識和評價，例如Q3“我覺得輟學是很丟人的事情”和Q10“中途輟學是一種不負責任的行為”，因而將其命名為“輟學認同”（該因子題目均為反向計分題）。

（三）正式量表的測量學特征

1.項目區(qū)分度。量表所有題目在高、低組（根據維度得分的前后各27%分組）之間的得分差異都達到0.001 水平上的顯著，且絕大部分題目的項目-總分相關系數都大于0.4，表明所有題目都具有良好的區(qū)分度。

2.結構效度、交叉復核效度和區(qū)分效度。采用Mplus 8.0 進行驗證性因子分析，以考查量表的結構效度、交叉復核效度和區(qū)分效度。當擬合指數CFI、TLI＞0.9，RMSEA＜0.08 時，表明結構方程模型與數據擬合良好。[12]表2 顯示，二維結構的輟學傾向量表在總樣本和所有三個學段子樣本中的擬合指數都達到擬合要求，表明該量表的結構效度以及交叉復核效度良好。

表2 二維模型驗證性因子分析及跨學段測量等值性分析結果

為檢驗兩個維度的區(qū)分度，研究進一步在總樣本中對比單維模型（假定兩個維度區(qū)分度低，可以合并為一個維度）與二維模型的擬合效果。結果顯示，單維模型所有擬合指數都沒有達到擬合要求（χ2=1201.69，df=35，CFI=0.651，TLI=0.552，RMSEA=0.156），而二維模型所有擬合指數都達到擬合要求（表2），表明二維模型比單維模型擬合更優(yōu)，表明輟學認知與輟學意向兩個維度的區(qū)分度良好。此外，兩個分量表的潛變量相關系數僅為0.26，也說明這兩個維度具有較好的區(qū)分度。

3.測量等值性。測量等值（measurement equivalence）是指測量工具在不同樣本組（橫向）或不同測量時點（縱向）之間具有同等的測量特性和評估效果，通常主要包括形態(tài)等值（具有相同的因子結構）、載荷等值（具有相同的測量單位）、截距等值（具有相同的測量起點）、誤差等值（具有相同的測量誤差）等。測量等值是一個測量工具的測量結果可以在不同群體或不同測量時點間進行比較的基礎。例如，載荷等值是組間結構系數比較的基礎，截距等值（更嚴格的要求是誤差等值）是變量均值組間比較的基礎?；诙嘟M結構方程模型的驗證性因子分析是測量等值檢驗的常用方法。在多組結構方程模型中，當某個參數的等值約束模型的擬合效果與非等值約束模型無顯著差異（卡方 差 異 量△χ2不 顯 著，或CFI、RMSEA差 異 量△CFI＜0.01、△RMSEA＜0.01[13,14]）時，說明這一參數在不同樣本組間等值。

對輟學傾向量表進行跨學段（初中生、高中生和中職生）的測量等值性分析，結果（表2）顯示，作為基線模型的形態(tài)等值模型所有擬合指數都達到擬合要求，載荷等值模型與形態(tài)等值模型之間的△CFI=0.003＜0.01、△RMSEA=0.002＜0.01，截距等值模型與載荷等值模型之間的△CFI=0.010、△RMSEA=0.003＜0.01，因此，輟學傾向量表在三個學段之間存在截距等值（已包含形態(tài)等值和載荷等值），即可以在這三個學段中學生之間比較輟學認同和輟學意向之間的維度得分和協方差。

4.信度。根據表3，在總樣本及三個子樣本中，輟學認同和輟學意向的題目載荷介于0.4～0.8 之間，兩個分量表以及總量表的內部一致性信度克隆巴赫α 系數都大于0.7。此外，對60 名初二學生和40 名中職二年級學生進行間隔三個月的前測和后測結果顯示，輟學認同、輟學意向和輟學傾向總分的重測信度分別為0.71、0.74 和0.78。

表3 題目載荷和量表信度

5.效標關聯效度。采用自編的“讀書無用論”量表作為效標量表，內容為中學生對“讀大學浪費時間”“讀大學浪費金錢”“讀大學劃不來”“讀大學不能改變前途命運”“如果富裕了就不會讀大學”等題目的認同情況。采用李克特式五點計分法計分，量表得分越高表示越認同“讀書無用論”。對141 名初二學生的探索性因子分析，“讀書無用論”量表只提取出一個公因子，累積方差貢獻率為53.8%，且所有五個題目的載荷均大于0.7，此外，該量表的內部一致性信度α 系數為0.80，因而其信度效度較好。進一步的相關分析結果顯示，輟學認同（r=0.36，p＜0.05）、輟學意向（r=0.44，p＜0.001）、輟學傾向總分（r=0.50，p＜0.001）與“讀書無用論”均存在中等或稍低的顯著正相關。

三、中學生輟學傾向的發(fā)展現狀

在總樣本中，輟學認同、輟學意向及輟學傾向總分的平均值分別為12.90（SD=5.04）、8.33（SD=3.79）和21.17（SD=6.96）。若以量表總分≥40 分（平均每個題目≥4 分）為中高傾向水平，30≤總分＜40 為低傾向水平（3≤平均每個題目＜4 分），總分＜30 為無傾向水平（平均每個題目＜3 分），那么，無輟學傾向、低輟學傾向和中高輟學傾向的中學生人數比例依次為88%、11%和1%。其中，初中、高中和中職的中高輟學傾向人數比例分別為0.8%、1.3%和1.5%。因此，可以粗略認為我國（廣西）中學生的輟學傾向總體水平較低。

在人口學變量方面，對于輟學傾向總分，基于學段、城鄉(xiāng)、性別和獨生子女類別的四因素方差分析結果顯示，所有二因素、三因素和四因素的交互效應都不顯著。剔除不顯著的交互項之后的非飽和模型結果顯示，學段（F(2,1211)=16.28,p＜0.001）和城鄉(xiāng)（F(1,1211)=7.33,p＜0.01）的主效應顯著，但性別（F(1,1211)=0.09,p=0.76） 和獨生子女類別（F(1,1211)=0.02,p=0.89）的主效應都不顯著。具體來說，高中生（21.82）和中職生（22.54）的輟學傾向總分都顯著高于初中生（19.82），但高中生和中職生之間不存在顯著性差異；農村中學生（22.02）的輟學傾向總分顯著高于城市中學生（20.77）；男生（21.45）與女生（21.33）之間以及獨生子女（21.43）與非獨生子女（21.35）之間的輟學傾向總分都不存在顯著性差異。

四、討論

（一）輟學傾向量表的測量學特征

本研究編制的輟學傾向量表由輟學認同和輟學意向兩個維度構成，其二維結構模型在初中生、高中生和中職生等三個學段群體中都擬合良好，表明該量表具有良好的結構效度、交叉復核效度和區(qū)分效度。其次，輟學傾向量表在三個中學生學段之間具有截距等值性，表明該量表的二維結構、題目的測量單位和測量起點在不同中學生群體中是相同的，因而他們在該量表上的得分具有可比性，這為中學生輟學傾向的測量和對比提供了統(tǒng)一的標準化工具。再者，輟學傾向量表的內部一致性信度和重測信度都達到測量學上的要求（大于0.7），表明該量表的測量結果是可靠穩(wěn)定的。

（二）輟學傾向二維心理結構的意義

關于輟學傾向或輟學態(tài)度，已有研究多以單方面的“輟學意愿”或“輟學意向”測量，本研究增加了認知方面的“輟學認同”維度，這一二維結構模型得到了實證數據的支持。此外，輟學認同與輟學意向存在較低程度的正相關，表明兩個維度既有相關性又有獨立性或分離性，且兩個維度均與“讀書無用論”具有中等稍低的正相關。這一結果有如下幾點啟示意義：第一，改變中學生的輟學認同在一定程度上可以預防和減少其輟學的意愿；第二，中學生對于輟學的認識與其輟學行為意向并非總是嚴格一致的，因此有關中學生輟學的預防和干預措施不能僅停留在認知層面的宣傳教育；第三，人們關于“讀書無用論”影響學生輟學的經驗推斷在一定程度上得到了證實。對于輟學認同與輟學意向的低相關，可能的原因是，輟學認同的產生源自中學生自身的主觀認識，而輟學意向的產生則受制于外部生存環(huán)境、中學生自身的獨立經濟能力和社會生存能力以及家長、學校、政府的態(tài)度和約束強度等客觀條件，因而二者難以保持步調一致。典型的情況是，部分中學生雖然由于厭學、讀書無望[15]等自身主觀原因而高度認同輟學行為，但迫于各種外部客觀壓力，其輟學的意向卻不高。需要指出的是，由于輟學認同與輟學意向具有一定程度的分離性，因此在實證研究中有必要同時統(tǒng)計該量表的總分和分量表得分。

（三）中學生輟學傾向的發(fā)展現狀

本研究發(fā)現，中學生總體的輟學傾向水平較低，中高輟學傾向水平的人數比例僅為1%。古偉霞2014 至2015 年的調查也發(fā)現，廣西少數民族地區(qū)初中階段近三年的輟學率均在1%～2%之間。[16]近年來，隨著控輟保學工作的深入開展，我國中學生的輟學人數已明顯減少，但我們仍然需要關注心理層面的主觀輟學傾向，例如以厭學、“缺學”為主要特征的隱性輟學現象。[17]本研究還發(fā)現，高中生和中職生的輟學傾向都高于初中生。這一方面是由于高中生和中職生的身心發(fā)育比初中生成熟，獨立生存能力更強，因而他們對輟學后的社會生存與發(fā)展比初中生更有信心；另一方面，相比于義務教育階段的初中生，非義務教育階段的高中生和中職生在輟學過程中所遭遇到的外部阻力更小，因而也更容易產生輟學傾向。也有研究發(fā)現，當前我國農村中學生的高“屆輟學率”正由初中生轉變?yōu)楦咧猩?。[18]此外，在本研究中，農村中學生的輟學傾向高于城市學生，這與已有一些研究結論以及人們的經驗認識相符。不過，本研究并未發(fā)現輟學傾向存在性別差異和獨生子女類別差異，這可能與近年來我國普遍重視子女教育以及人們的性別平等和子女教育平等觀念的不斷增強有關。

五、研究不足與展望

本研究的不足之一是未能檢驗輟學傾向量表的現實預測效力問題。輟學傾向量表測量的是輟學行為發(fā)生前的心理傾向，這一心理傾向是否能有效預測中學生的實際輟學行為以及輟學認同與輟學意向各自的預測效力有何差異，因時間和能力有限，本研究未能探索這兩個具有重要現實意義的問題，這是未來研究的重要方向。其次，本研究為橫斷研究，因而未能揭示中學生輟學傾向的動態(tài)發(fā)展變化特點，今后應加強這方面的跟蹤研究。再者，輟學傾向量表的題目表述并不限定于中學生情境，因此理論上也可應用于大學生群體，但這一推測還有待于未來研究的檢驗。