董圣鴻, 周李文淵

(1.江西師范大學(xué) 心理學(xué)院,江西 南昌 330022;2.豫章師范學(xué)院,學(xué)前教育學(xué)院,江西 南昌 330103)

一、引言

縱觀我國教育史,德育都占有舉足輕重的地位。2019年,國務(wù)院發(fā)布《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化教育教學(xué)改革全面提高義務(wù)教育質(zhì)量的意見》,明確強(qiáng)調(diào)了“堅(jiān)持‘五育’并舉,全面發(fā)展素質(zhì)教育”,并將“堅(jiān)持立德樹人,著力培養(yǎng)擔(dān)當(dāng)民族復(fù)興大任的時(shí)代新人”放在“五育”中的首要位置,足見德育工作的重要性。而在德育工作中,德育評價(jià)是檢測德育工作完成質(zhì)量的重要環(huán)節(jié),科學(xué)的評價(jià)方式能夠更加清晰、真實(shí)地反映出德育工作合格與否。如何更好地對德育效果作出準(zhǔn)確的評價(jià),一直是我國德育工作者長期研究的話題。目前,我國德育評價(jià)方法主要存在兩大問題,其一是以落后、陳舊的“離身德育”為理論基礎(chǔ);其二是德育評價(jià)中含有社會(huì)稱許性等測量問題,而目前的測驗(yàn)工具依然以Likert式量表為主。

(一)德育評價(jià)中的“離身”與“具身”

我國早期德育工作經(jīng)歷了長期的探索,雖然取得了一定的成效,但也存在一些問題。這些問題不僅僅是在我國的德育工作中出現(xiàn),也是整個(gè)世界德育遇到的難題。皮亞杰認(rèn)為道德推理不僅獨(dú)立于感知和身體運(yùn)動(dòng),而且不受情感的影響[1]。整個(gè)教育界在早期都受到皮亞杰德育觀深刻的影響,各級學(xué)校都以“離身德育”的形式為主。2017年,孟萬金指出了離身德育的五大缺陷,包括:脫離學(xué)生自身生活實(shí)際;脫離學(xué)生身心發(fā)展規(guī)律;脫離學(xué)生身體與環(huán)境的交互作用;脫離學(xué)生身體力行;脫離學(xué)生主觀能動(dòng)性。這種德育導(dǎo)致的后果是,學(xué)生知行無法合一,具體表現(xiàn)為言行不一、表里不一、華而不實(shí)、裝腔作勢、死記硬背、填鴨式灌輸、簡單粗暴、機(jī)械教條,總結(jié)為三個(gè)字就是“假”“大”“空”[2]。

許多學(xué)者也提出了相似的看法,劉慧指出脫離個(gè)體的道德教育是不完善的,那是為了德育而德育[3]。郭志芹也指出德育不應(yīng)離開身體的維度進(jìn)行空洞的說教,必須在身心和諧中,真切地關(guān)注人的道德水平的提高[4]。我國德育工作的困境,說到底是德育方法的落后。據(jù)此,中國教育科學(xué)研究院的孟萬金經(jīng)過多年研究,將德育與認(rèn)知心理學(xué)中的“具身”概念相結(jié)合,提出了“具身德育”的教育體系。

“具身”是認(rèn)知心理學(xué)中的一個(gè)概念,具身哲學(xué)的奠基人法國學(xué)者M(jìn)erleau-Ponty(1908—1961)將其解釋為身體嵌入世界之中,它是知覺、身體和世界的統(tǒng)一[5]。具身與離身相對,強(qiáng)調(diào)情境、文化和身體在認(rèn)知當(dāng)中的作用。在具身認(rèn)知視角下,人的抽象思維由隱喻而得來,因此人總是通過具體事物來理解和思考抽象事物;而人們最熟悉的就是自己的身體,所以有大量的抽象概念是來自我們身體的[6]。而道德正是一種十分抽象的概念,因此人們在關(guān)于道德的判斷和決策中,往往會(huì)受到自身身體體驗(yàn)的影響,這已經(jīng)得到了許多研究的證實(shí),不僅如此,還有一些實(shí)驗(yàn)也已經(jīng)證明,人的身體感覺會(huì)影響人的情緒、認(rèn)知等精神活動(dòng)[7]。這些都為具身德育奠定了理論基礎(chǔ)。

“具身德育”在“具身”的基礎(chǔ)上應(yīng)運(yùn)而生。其教育體系主張德之根在心,人之本在勞,二者合起來即立德樹人的根本,在身心一體的教育中,實(shí)現(xiàn)價(jià)值內(nèi)化。這與布魯姆情感領(lǐng)域的教育目標(biāo)不謀而合。布魯姆提出,價(jià)值內(nèi)化經(jīng)歷了接受、反應(yīng)、價(jià)值化、組織、價(jià)值體系個(gè)性化形成這五個(gè)過程。Krothvohl等人也將情感目標(biāo)細(xì)分為不同層級,并且用常用的情感用語:興趣、鑒賞、態(tài)度、價(jià)值、適應(yīng)對品格形成的各個(gè)階段進(jìn)行標(biāo)注。由此可見,想要內(nèi)化形成道德的價(jià)值觀,決不能忽略道德情感所發(fā)揮的作用,對學(xué)生進(jìn)行離身德育無法培養(yǎng)出知行合一的道德之士,“化人成德,其必由具身德育”[8]。

“具身德育”在提出后,很快就得到了教育界的認(rèn)同?！吨袊逃龍?bào)》文章指出,新時(shí)代的德育應(yīng)向具身化轉(zhuǎn)向,應(yīng)當(dāng)要關(guān)心人的“情緒體驗(yàn)、認(rèn)知沖突和身心投入”,這釋放出具身德育必將成為未來德育方向的信號[9]。在科研方面,具身德育已經(jīng)成為研究熱點(diǎn)[10-11],并且在實(shí)踐中開始應(yīng)用[12]。然而,已有的測評工具依然以陳舊的“離身德育”為基礎(chǔ)開發(fā),并沒有開發(fā)出新的工具以適應(yīng)具身德育這一新的德育方式,不能很好地適應(yīng)當(dāng)前的具身德育環(huán)境[13-14]。第一,從量表內(nèi)容結(jié)構(gòu)上來說,以前的測評工具主要適應(yīng)離身德育,因此包含大量書本上浮于表面文字的品德測量項(xiàng)目,對于學(xué)生真正的內(nèi)化品德的測量,這樣的項(xiàng)目是無效的。第二,以往的測評工具往往只測知和行,很少測量情和意,而道德情感和道德意志都是具身德育理論所強(qiáng)調(diào)的道德的重要組成部分。為解決以上問題,開發(fā)以“具身德育”為理論基礎(chǔ)的德育測評工具是十分必要的。

(二)德育評價(jià)中的社會(huì)稱許性問題

分析現(xiàn)存的德育測評工具可以看出,目前的德育量表依然立論于經(jīng)典測量理論,采用Likert式量表設(shè)計(jì),而這樣開發(fā)的測評工具也存在許多問題[15-16]。第一,Likert式量表的測驗(yàn)形式容易產(chǎn)生各種反應(yīng)偏差,即社會(huì)稱許性問題,如默許反應(yīng)(acquiescence response)、光環(huán)效應(yīng)(halo effect)、印象管理(impression management) 等[17]。第二,還存在經(jīng)典測量理論容易導(dǎo)致的一些問題,例如觀察分?jǐn)?shù)等權(quán)重累加的不合理性等[18]1。

為了解決Likert量表中存在的社會(huì)稱許性等問題,有研究者開發(fā)了迫選式量表。迫選式量表不同于Likert式量表,它不要求被試對每一個(gè)陳述評分,而是在配對的多個(gè)陳述中選擇最符合自己和最不符合自己的一項(xiàng)。這種項(xiàng)目已經(jīng)被證明可以有效避免反應(yīng)定勢和光環(huán)效應(yīng)[17]。不僅如此,配對的陳述是具有相同社會(huì)稱許性的,這又解決了一般量表的社會(huì)稱許性問題。

然而,迫選式量表的數(shù)據(jù)稱為自模式數(shù)據(jù)(ipsative data),這種數(shù)據(jù)的特點(diǎn)在于,不論被試作出何種反應(yīng),其總分都是定值。這一特點(diǎn)導(dǎo)致迫選式量表使用普通的線性模型或IRT模型進(jìn)行分析會(huì)帶來一系列的問題,如分?jǐn)?shù)解釋困難、測驗(yàn)信度估計(jì)不準(zhǔn)確等。為此,Brown和Maydeu-Olivares于2011年專門開發(fā)了Thurstone IRT模型解決以上問題。目前有許多研究都已證明,使用Thurstone IRT模型能很好地?cái)M合迫選式量表數(shù)據(jù)[19]。因此,本文將以具身德育理論為基礎(chǔ),在Thurstone IRT框架下開發(fā)迫選式的具身德育量表。

小學(xué)、初中是我國義務(wù)教育德育工作的關(guān)鍵階段,了解這一時(shí)期的學(xué)生的道德發(fā)展情況能夠幫助教育部門更有效地開展德育工作。綜上,本研究擬選取初中階段,在前人德育量表研究的基礎(chǔ)上,解決現(xiàn)存測驗(yàn)的關(guān)鍵問題,編制出測驗(yàn)性能良好并且適應(yīng)于新型德育工作——具身德育環(huán)境下的測驗(yàn)。

二、對象和方法

(一)樣本

開放式調(diào)查與訪談樣本:抽取江西省吉安市6所初中,每所學(xué)校訪談校領(lǐng)導(dǎo)1名、班主任1名、德育老師1名。此外,每所學(xué)校訪談初一至初三每個(gè)年級學(xué)生各6名,根據(jù)班主任提供的信息保證抽取的學(xué)生中成績好、中、差比例大致相同。

預(yù)測樣本:抽取江西省宜春市3所初中,發(fā)放問卷502份,全部有效回收;使用R進(jìn)行異常作答偵測后,保留了486份數(shù)據(jù),問卷有效率96.81%。為了提高研究結(jié)果的外部效度,本研究對人口學(xué)變量進(jìn)行了控制,有效問卷中的人口學(xué)變量情況如下:男生252人,女生234人;初一182人,初二168人,初三136人;城鎮(zhèn)初中233人,農(nóng)村初中253人。

Likert式量表正式施測樣本:抽取江西省宜春市3所初中,發(fā)放問卷473份,全部有效回收;使用R進(jìn)行異常作答偵測后,保留了457分?jǐn)?shù)據(jù),問卷有效率96.62%。其人口學(xué)變量情況如下:男生226人,女生231人;初一189人,初二142人,初三126人;城鎮(zhèn)初中232人,農(nóng)村初中225人。

迫選式量表正式施測樣本:抽取江西省宜春市2所初中,發(fā)放問卷300份,全部有效回收;通過R進(jìn)行異常作答偵測后,保留了292份數(shù)據(jù),問卷有效率97.33%。其人口學(xué)變量情況如下:男生151人,女生141人;初一97人,初二107人,初三88人;城鎮(zhèn)初中207人,農(nóng)村初中85人。

以上各研究問卷有效率均在95%以上,達(dá)到了問卷分析有效率的要求。

(二)量表編制

1.測量維度的確定

本研究首先進(jìn)行了測量維度的確定[20],主要參考中華人民共和國教育部提出的《中小學(xué)德育工作指南》以及孟萬金教授對具身德育的詳細(xì)闡述,此外還參考了國內(nèi)較為成熟的其他道德相關(guān)量表[2,21-25]。在8位心理學(xué)博士、10位心理學(xué)碩士形成的專家組的集體探討下,確定了從具身德育的定義出發(fā),以《中小學(xué)德育工作指南》為指導(dǎo)而產(chǎn)生的6個(gè)維度為基本理論構(gòu)想,并同時(shí)設(shè)計(jì)了包含23個(gè)方面內(nèi)容的半開放性問題的訪談提綱。經(jīng)討論研究,6個(gè)維度確定為:理想信念、愛黨愛國、中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化、團(tuán)結(jié)友善、心理健康、生態(tài)文明。

2.項(xiàng)目收集

以兩種方式收集具身德育量表的原始題項(xiàng):(1)文獻(xiàn)分析。通過檢索國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn),選取已有德育量表成熟問卷中的典型項(xiàng)目,對一些項(xiàng)目進(jìn)行修改,使之適合初中學(xué)生。(2)深度訪談。以文獻(xiàn)分析為基礎(chǔ),設(shè)計(jì)了包含23個(gè)方面內(nèi)容的半開放性問題的訪談提綱,對吉安市6所中學(xué)的30名初中生進(jìn)行了線下的半開放式訪談,并在征得訪談對象同意的前提下對訪談內(nèi)容進(jìn)行了錄音,便于進(jìn)行后續(xù)編碼和分析?？紤]到初中生的專注力,每名學(xué)生的訪談時(shí)長控制在20分鐘左右。訪談內(nèi)容包括教育部對中小學(xué)生德育要求的內(nèi)容、具身德育對學(xué)生德育工作的新要求等,涵蓋知、行、意、情四方面,問題描述形如:“長大后你想成為什么樣的人?為什么想成為那樣的人?你知道的大人中(可以是生活中你認(rèn)識(shí)的、書上學(xué)習(xí)到或電視、電影里等知道的人),有沒有類似于你長大后想成為的人?如果有的話,請?jiān)敿?xì)描述一下。”同時(shí),對6名校長、6名班主任、6名德育教師共18位德育一線工作者進(jìn)行深度訪談,主要內(nèi)容為目前初中階段德育工作的實(shí)際情況。

3.項(xiàng)目整理與內(nèi)容歸納

首先,專家組基于文獻(xiàn)分析、深度訪談,經(jīng)討論篩選出含義清晰、符合初中生德育要求、契合具身德育要求、符合初中德育工作實(shí)際情況的初試項(xiàng)目共307條。接著,由16位心理學(xué)專家(其中博士6人,碩士10人)將項(xiàng)目歸類至各維度?？紤]到初中學(xué)生注意力集中水平,為了將測驗(yàn)時(shí)長控制在15到20分鐘,要求專家同時(shí)篩選出更具有代表性的項(xiàng)目。經(jīng)過5輪篩選,最終保留了50個(gè)項(xiàng)目。最后,邀請了10名心理測量方向?qū)＜?其中博士3人,碩士7人)對形成的問卷陳述進(jìn)行評價(jià),并給出了修改建議。并邀請了另外5名專家(其中博士2人,碩士3人)完成了維度匹配問卷,歸類一致性結(jié)果在90%—100%之間,表明項(xiàng)目與維度匹配合理且有效;同時(shí)在討論后,對80%的專家認(rèn)為不匹配的1個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行了替換。此時(shí)已初步形成試測問卷。

為了考察試測問卷的清晰性、可讀性及適宜性,邀請2位初一學(xué)生及1位初中教師進(jìn)行試測及訪談,得到了試測問卷大致的完成時(shí)間及對試測問卷項(xiàng)目內(nèi)容的反饋。對于可讀性較低的項(xiàng)目,通過受訪者的意見進(jìn)行了仔細(xì)推敲和修改。在以上步驟結(jié)束后,邀請1位心理測量教授和3位心理測量方向的博士對基本形成的初始問卷進(jìn)行最后的審定和修改,主要檢驗(yàn)問卷內(nèi)容設(shè)計(jì)的合理性、題目的代表性與可讀性等,最終形成含50個(gè)項(xiàng)目的初始問卷。問卷采用Likert式5點(diǎn)計(jì)分法,從“1=非常不同意”到“5=非常同意”。

4.迫選式量表組卷

在獲得了良好信效度的Likert式量表后,邀請30位心理測量方向?qū)＜?其中博士8人,碩士22人)完成社會(huì)稱許性評價(jià)量表,要求專家為每個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行社會(huì)稱許性進(jìn)行評分,采用5點(diǎn)計(jì)分法,從“1=社會(huì)稱許性很低”到“5=社會(huì)稱許性很高”。結(jié)果表明,各項(xiàng)目社會(huì)稱許性得分方差都小于2,標(biāo)準(zhǔn)差都小于1.4,表明專家對項(xiàng)目社會(huì)稱許性的評價(jià)具有一致性。

使用R4.0中的autoFC包進(jìn)行迫選式量表快速組卷,該R包由Li、Sun、Zhang三人設(shè)計(jì)開發(fā)。為了得到比項(xiàng)目組塊為2更多的自比數(shù)據(jù),提高項(xiàng)目的利用率,同時(shí)避免出現(xiàn)缺失比較數(shù)據(jù),綜合考慮后,設(shè)置項(xiàng)目組塊為3。將項(xiàng)目難度、項(xiàng)目所在維度、社會(huì)稱許性得分在組卷中所占權(quán)重設(shè)置為相等,最終得到了由10個(gè)組塊、每個(gè)組塊3個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成的初中生具身德育迫選式量表。

三、結(jié)果與分析

(一)項(xiàng)目分析

采用預(yù)測樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析。首先,計(jì)算所有被試的總分,并將總分按照從高到低的順序排列,取總分分值為前27%和后27%的個(gè)案組成高分組和低分組,對兩組被試在每一個(gè)項(xiàng)目上的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),以檢驗(yàn)項(xiàng)目區(qū)分能力。結(jié)果刪除了兩個(gè)得分差異未達(dá)顯著的項(xiàng)目(p>0.05),其余所有項(xiàng)目上的得分均存在顯著差異(p<0.001),顯示出很好的區(qū)分能力。

隨后計(jì)算剩余項(xiàng)目的題總相關(guān),結(jié)果表明,所有項(xiàng)目與總分的相關(guān)均達(dá)到0.4以上(p<0.01)。對初始問卷進(jìn)行內(nèi)部一致性信度分析,結(jié)果表明其Cronbach’s系數(shù)為0.949,刪除任何一道題均不會(huì)引起其值的明顯提高。

(二)Likert式量表的信效度檢驗(yàn)

1.探索性因子分析

采用預(yù)測樣本進(jìn)行探索性因子分析(EFA)。在EFA分析前求得KMO值為0.905,且Bartlett球形檢驗(yàn)為2996.585(p<0.001),表明變量間關(guān)聯(lián)度較高,適合進(jìn)行因子分析。EFA采用主成分分析法,以特征大于1的標(biāo)準(zhǔn)及正交旋轉(zhuǎn)法抽取因子,具體項(xiàng)目的剔除標(biāo)準(zhǔn)為:(1)共同度小于0.3;(2)因子載荷小于0.4;(3)交叉載荷大于0.3;(4)刪除后因子包含的項(xiàng)目大于3個(gè);(5)因子歸屬不當(dāng)或不易解釋的項(xiàng)目;(6)考慮到迫選式量表編制需要構(gòu)造每個(gè)組塊項(xiàng)目數(shù)為3,保證最終項(xiàng)目數(shù)為3的倍數(shù)。經(jīng)過多輪探索,刪除20個(gè)項(xiàng)目后得到收斂效度及區(qū)分效度良好的因子結(jié)構(gòu),最終得到含30個(gè)項(xiàng)目共6個(gè)顯著因子,6個(gè)因子解釋了總方差的58.273%。

根據(jù)EFA結(jié)果及各個(gè)項(xiàng)目的含義,將中學(xué)生具身德育需要考察的內(nèi)容歸納為6個(gè)方面:(1)因子1為 “有理想有目標(biāo)”,內(nèi)容為學(xué)生的理想、抱負(fù)以及未來視野,包含知、行兩方面;(2)因子2為“愛黨愛國”,內(nèi)容為對黨和國家的政治認(rèn)同、情感認(rèn)同、價(jià)值認(rèn)同,包含知、情、行三方面;(3)因子3為“中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化”,主要內(nèi)容對中華傳統(tǒng)文化的了解、熱愛和傳承,包含知、情、行三方面;(4)因子4為“團(tuán)結(jié)友善”,主要內(nèi)容為友善對待他人,不欺凌同學(xué),包含知、行兩方面;(5)因子5為“心理健康”,內(nèi)容為健全的人格、積極的心態(tài)和良好的個(gè)性心理品質(zhì),包括知、行、意三方面;(6)因子6為“生態(tài)文明”,主要內(nèi)容為節(jié)約資源、環(huán)境保護(hù)和健康的生活方式,包括知、行、意三方面。

2.探索性結(jié)構(gòu)方程建模

探索性結(jié)構(gòu)方程建模(ESEM)可用于驗(yàn)證因子模型,且與傳統(tǒng)驗(yàn)證性因子分析(CFA)相比更容易擬合,且更容易接近真實(shí)結(jié)果,并能更有效地支持一些后續(xù)的高級統(tǒng)計(jì)分析。因此本文主要采用ESEM對正式施測樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,并將分析結(jié)果與CFA進(jìn)行對比。

本研究構(gòu)建了由1到7共7個(gè)因子模型進(jìn)行探索性結(jié)構(gòu)方程建模,并比較各個(gè)模型的擬合指數(shù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),僅有六因子(CFI=0.951,TLI=0.921,RMSEA=0.047)和七因子(CFI=0.966,TLI=0.940,RMSEA=0.041)模型的CFI、TLI均大于0.90,RMSEA<0.05,達(dá)到擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)。而七因子模型的擬合指標(biāo)雖然優(yōu)于六因子模型,但RMSEA=0.06,沒有達(dá)到Asparouhov等人提出的提高標(biāo)準(zhǔn)(RMSEA≥0.15),這說明六因子模型的設(shè)置更為合理。

CFA的各項(xiàng)擬合指標(biāo)值為:CFI=0.918,TLI=0.908,RMSEA=0.061。從傳統(tǒng)CFA擬合結(jié)果也可以看出,六因子模型的各擬合指標(biāo)都達(dá)到了擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)。

3.效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

采用正式施測樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析,效標(biāo)采用學(xué)生的“道德與法治”科目期末考試成績以及班主任對學(xué)生道德水平的評價(jià)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),初中生具身德育量表總分及各維度得分與學(xué)生“道德與法治”期末考試成績、班主任對學(xué)生道德水平的評價(jià)均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。

4.信度檢驗(yàn)

采用正式施測樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析。(1)內(nèi)部一致性信度與分半信度:分析結(jié)果顯示初中生具身德育量表的Cronbach’s系數(shù)為0.903,分半信度值為0.806。(2)重測信度:在正式施測的被試中抽取了188人在一個(gè)月后進(jìn)行重復(fù)測量,并成功回收所有數(shù)據(jù)。分析前根據(jù)異常作答規(guī)則刪除了13個(gè)無效數(shù)據(jù),剩余175名被試作答用于計(jì)算兩次測驗(yàn)的重測信度。結(jié)果表明,重測信度值為0.689,各維度的重測信度都達(dá)到了0.70以上。所以,初中生具身德育量表具有良好的內(nèi)部一致性、跨時(shí)間的穩(wěn)定性。

(三)迫選式量表的分析

1.整體擬合分析

數(shù)據(jù)采用迫選式量表正式施測樣本,利用Thurstone IRT模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合,估計(jì)方法為適用于分類變量的WLSMV。結(jié)果表明,卡方/自由度為1.234,小于2;RMSEA為0.028,小于0.05;CFI及TLI的指標(biāo)分別為0.925和0.913,皆大于0.90,證明模型擬合良好。

2.參數(shù)估計(jì)

采用WLSMV估計(jì)項(xiàng)目參數(shù)及被試參數(shù),結(jié)果顯示,每個(gè)項(xiàng)目至少在一個(gè)維度上的因子載荷在0.3以上,項(xiàng)目參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤皆小于0.6,表明參數(shù)估計(jì)結(jié)果良好。

3.抗作假效果檢驗(yàn)

本研究在迫選測驗(yàn)的正式施測中將被試分為兩組,并設(shè)置了兩種不同的測驗(yàn)情境,在施測前,主試都會(huì)詳細(xì)說明作答方式與作答要求。在說明后,第一組被試在無人監(jiān)督的情形下作答,屬于無壓力情境;而第二組被試在班主任老師的巡視下進(jìn)行作答,屬于壓力情境。兩組都要完成一份Likert式量表和一份迫選量表,采用抵消平衡法控制順序效應(yīng)。

獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明,被試在兩種不同情境下作答Likert式量表時(shí),在理想信念(t=2.555,p<0.05)、愛黨愛國(t=5.082,p<0.001)、心理健康(t=2.616,p<0.01)、生態(tài)文明(t=1.872,p<0.05)四個(gè)維度及總分(t=3.448,p<0.001)均存在顯著差異;而作答迫選量表時(shí),除中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化(t=2.914,p<0.01)維度外,其余各維度上估計(jì)出的被試的特質(zhì)得分均不存在顯著差異。

四、討論

(一)迫選量表的編制及Thurstone IRT模型的適用性檢驗(yàn)

迫選量表的編制過程一般包括編寫陳述,社會(huì)稱許性評定及陳述配對等過程。本研究嚴(yán)格按照迫選量表的編制規(guī)范,并在迫選測驗(yàn)編制前很好地進(jìn)行了項(xiàng)目分析及信效度分析,以用于陳述配對。陳述配對采用Li等人開發(fā)的“autoFC”R包完成,配對的三個(gè)指標(biāo)分別為項(xiàng)目所在維度、項(xiàng)目難度與社會(huì)稱許性評分,其中項(xiàng)目難度采用兩參數(shù)IRT模型進(jìn)行估計(jì)。據(jù)此,不僅配對陳述的質(zhì)量得到了保證,配對過程的質(zhì)量亦得到了保證。

Thurstone IRT模型是一種驗(yàn)證性因子分析方法,對施測數(shù)據(jù)進(jìn)行模型擬合,發(fā)現(xiàn)整體擬合指標(biāo)及估計(jì)出題目參數(shù)結(jié)果都十分理想。一方面,這說明Thurstone模型能夠很好地描述迫選量表中項(xiàng)目與所測特質(zhì)的關(guān)系,也能很好地描述被試的作答機(jī)制。另一方面,也說明迫選式初中生具身德育量表的結(jié)構(gòu)效度很好,能夠很好地測量研究者理論構(gòu)想的心理特質(zhì)。因此,Thurstone IRT模型對迫選量表的實(shí)測數(shù)據(jù)是適用的,其估計(jì)的特質(zhì)分?jǐn)?shù)是對被試神經(jīng)質(zhì)程度的良好度量。

(二)迫選和Likert式量表抗作假效果的對比檢驗(yàn)

已有的許多文獻(xiàn)已經(jīng)證明,Likert式量表存在作假問題,這一問題不僅存在于人格量表中[17],也已被證實(shí)存在于道德量表中[26]。本研究也得到了一致的結(jié)果。在壓力情境和無壓力情境兩種作答情境下,兩組被試Likert式量表的總分及社會(huì)稱許性較高的理想信念、愛黨愛國、心理健康與生態(tài)文明四維度的得分呈現(xiàn)顯著差異,但在社會(huì)稱許性較低的中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化及團(tuán)結(jié)友善兩維度上的得分未呈現(xiàn)顯著差異?？梢钥闯鰤毫η榫诚?被試有意識(shí)地提高了對敏感道德問題的評分。而被試在迫選量表中僅有一個(gè)維度上的得分存在顯著差異,其余五個(gè)維度上的得分均沒有明顯差異。這一結(jié)果有力地說明,迫選量表能夠有效阻擋被試作假。尤其在采用Thurstone IRT計(jì)分時(shí),可以看出兩組被試的能力參數(shù)不易受到壓力情境的影響。

(三)迫選式初中生具身德育量表的實(shí)用性

我國教育部門及義務(wù)教育階段的各級學(xué)校每三到四年就會(huì)開展大規(guī)模地德育監(jiān)測,這就需要大規(guī)模地進(jìn)行德育量表的施測[27-28]。然而,在監(jiān)測過程中會(huì)遇到幾個(gè)問題:首先,德育監(jiān)測沒有跟上德育理論的進(jìn)步,尤其是具身德育理論的提出;其次,大規(guī)模調(diào)查的結(jié)果容易受到學(xué)生及學(xué)校層面社會(huì)稱許性的影響,其結(jié)果的準(zhǔn)確性還有待商榷;再次,為了解決以上問題,有時(shí)會(huì)用到一些高級的統(tǒng)計(jì)方法,對于學(xué)校一級的教師來說,可能在分析中容易遇到困難。

本研究很好地解決了以上三個(gè)問題。首先,迫選式初中生具身德育量表以教育部中小學(xué)生德育工作指南及孟萬金教授的具身德育理論為理論基礎(chǔ),融入道德的知情意行四方面,很好地緊跟著德育理論的步伐,適用于現(xiàn)今的德育環(huán)境;其次,使用迫選式量表,很好地規(guī)避了社會(huì)稱許性帶來的影響,結(jié)果更具準(zhǔn)確性;最后,分析簡單,各級學(xué)校只需要使用Mplus就可以自行得到分析結(jié)果,結(jié)果也一目了然,易于解讀?？傊?本研究編制的迫選式初中生具身德育量表具有很強(qiáng)的實(shí)踐性和實(shí)用性。

(四)研究的局限性

孟萬金教授在具身德育評價(jià)的問題上指出:“可以斷言,最有效的評價(jià)是學(xué)生的自我評價(jià),尤其是自我形成性評價(jià),其次為教師與學(xué)生間的評價(jià),最差的評價(jià)是外界人員的評價(jià)?！盵25]本研究雖然采用了自陳式的量表進(jìn)行德育評價(jià),也力求獲取更接近真實(shí)的結(jié)果,但由于研究的條件限制,難以完成復(fù)雜而多次的形成性評價(jià)。未來的研究者可以根據(jù)本文的思路,進(jìn)一步編制適合義務(wù)教育各階段的形成性評價(jià)量表,以求更好地輔助德育工作。

由于學(xué)校工作安排的原因,兩次重測之間隔的時(shí)間為兩個(gè)月,略長于一般的重測信度時(shí)間間隔設(shè)計(jì),故重測信度結(jié)果略低于一般要求的0.7,但也均達(dá)到了0.6以上。此外,由于題量和測試安排的原因,無法將壓力情境下的測驗(yàn)設(shè)計(jì)成被試內(nèi)設(shè)計(jì),不利于更深入的探討結(jié)果,未來研究可對此改進(jìn)。

五、結(jié)論

本研究根據(jù)目前較新的具身德育理論,扎根于我國現(xiàn)實(shí)的德育情境,編制完成了易實(shí)施測試、易分析數(shù)據(jù)、易解讀結(jié)果的迫選式初中生具身德育量表。研究完整實(shí)現(xiàn)了迫選式初中生具身德育量表的編制過程,并很好地?cái)M合了Thurstone IRT模型;并且通過研究結(jié)果可以看出,迫選式量表的抗作假能力優(yōu)于傳統(tǒng)Likert式量表,Thurstone IRT模型估計(jì)的特質(zhì)得分也比傳統(tǒng)計(jì)分具有更強(qiáng)的抗作假能力。