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摘 要 以大学生考试相关学业情绪问卷为基础，结合pekrun的学业情绪理论和特性对问卷项目进行修改，修订大学生听力考试学业情绪问卷。以大一到大三学生为被试，通过验证性因子分析对问卷项目进行调整，最终问卷分成4个因素，共26个项目指标。经检验问卷的内部一致性信度符合测量学的要求，大学生听力考试学业情绪问卷具有较好的信效度，达到心理测量学的要求。
关键词 听力考试 学业情绪 问卷修订
中图分类号：G642.474 文献标识码：A DOI：10.16400/j.cnki.kjdkz.2016.02.031
学业情绪是情绪多种分类中的一种，并于1998年的美国教育研究联合会召开的以“情绪在学生学习与成就中的作用”为主题的学术年会上提出。2002年，国外学者Pekrun 明确提出学业情绪是在教学或者学习过程中，与学生学业相关的各种情绪体验，包括高兴、厌倦、失望、焦虑、气愤等，根据学业活动情境可分为课堂、课外和考试三种主要情绪。学业情绪与成就动机、归因和自我效能感、自我调节学习有着密切的关系，良好的学业情绪不仅能提高学生的学习成绩、帮助建立良好的师生关系，而且能促进学生身心健康的发展。
学业情绪概念提出之后，研究者围绕学业情绪的测量展开了大量的研究。更多的学者在效价和唤醒度两个维度的基础上，更深入地挖掘和增加新的情绪类别，编制出适合不同层次、不同对象的学业情绪问卷。目前问卷大都是以课堂学业的测量为主，而针对其他不同的学业活动情境编制的问卷目前尚少。此外根据文献综述可知，学业情绪具有突出的专业领域特异性，即学业情绪在不同的专业领域有不同的表现程度（GoetzT、 Frenzel A C，Hall N C，Pekrun R 2006，2007）。目前结合学业情绪的领域特殊性和情境性的测量问卷尚少，因此修订外语听力考试的学业情绪问卷，研究外语听力考试中的学业情绪具有重要的意义。但目前缺乏听力考试学业情绪的相关问卷，在进行语言类的考试学业情绪探究之前，有必要修订出一份大学听力考试学业情绪的问卷。在国内第一份大学生考试学业情绪问卷的基础上，本研究旨在将其修订成大学生听力考试学业情绪问卷，作为外语听力考试学业情绪的有效的测量工具之一。
1 大学生听力考试学业情绪问卷的修订
1.1 基础问卷
2010年马惠霞在Pekrun學业情绪理论的基础上，编制出一套适合本国国情的《大学生考试相关学业情绪问卷》，这是国内第一份专门用于测量考试情境下学业情绪的工具。此份问卷共有33个项目指标，包含7个分量表。即：失望、愉快、自豪、放松、气愤、羞愧、焦虑。5点计分方式：“完全不符合”计1分，“不太符合”计2分，“不太肯定”计3分，“比较符合”计4分，“完全符合”计5分。
1.2 预测问卷的形成过程
在对国内外有关学业情绪的研究文献作较为全面的检索和分析的基础上，进一步参考马惠霞关于学业情绪的一系列研究以及她所编制的《大学生考试相关学业情绪问卷》，确定并将学业情绪分成四个理论维度：积极-高唤醒（PH）、消极-高唤醒（NH）、积极-低唤醒（PL）、消极-低唤醒（NL）。仍然采用马惠霞所编制的《大学生考试相关学业情绪问卷》中的项目，在保证每一个项目的意思基本不变的情况下，对每一个项目的内容都进行了限制性修改，使得每一个项目的内容都含有“听力考试”的意思，比如：“考试前我能保持放松”修改成“听力考试前我能保持放松”。经过修改以后，再请八位心理学研究生对这些项目进行内容评估，对问卷中个别明显有重复有歧义的项目进行删减，最终确定了30个项目。30个项目指标为：PH维度下的6个指标，NH维度下的8个指标，PL维度下的8个指标，NL维度下的8个指标。初测问卷采用5点计分方式：“完全不符合”计1分，“不太符合”计2分，“不太肯定”计3分，“比较符合”计4分，“完全符合”计5分。
1.3 对象与方法
采取整群抽样的方式，整群抽取广西师范大学全日制本科上大一至大三的学生为研究对象，一共发放调查问卷220份，共回收调查问卷210份，其中有效问卷205份。数据采用excel表格收集，采用SPSS16.0以及Lisrel8.7对回收的205份有效问卷进行验证性因素分析，并根据修正指数和理论构想对问卷作进一步的修正。
2 数据分析
2.1 第一次验证性因素分析结果
采用Lisrel8.7对回收的205份有效问卷进行验证性因素分析，得到问卷的原始模型路径图和模型的拟合优度统计表。①从原始模型路径图可以看出：Q5在第二个因子上的负荷为0.20，Q17在第二个因子上的负荷为0.15，Q6在第三个因子上的负荷为0.33，Q23在第四个因子上的负荷为0.40，这说明Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标不能从属于原来的因子。这四个指标在其他因子上的负荷也非常低（接近于0），说明Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标也不能归入到其他的因子。所以考虑将Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标进行删除。从拟合优度统计表可以看出：绝对拟合指数RMSEA = 0.09>0.08，相对拟合指数NNFI = 0.84<0.90，增值拟合指数CFI = 0.85<0.90，说明原始模型拟合得不是很好，需要对其进行修正。
2.2 第二次验证性因素分析结果
将原始模型中Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标进行删除后，再进行第二次验证性因素分析，得到问卷的修正模型路径图和模型的拟合优度统计表。②从修正模型路径图可以看出：剩下的26个指标在各自因子上的负荷都很高（大于0.4），这就说明这26个指标都能够从属于各自的因子。而且这26个指标的修正指数MI也非常低（接近于0），即这26个指标在其他因子上的负荷也非常低（接近于0），这说明这26个指标也不能归入到其他的因子。所以考虑将这26个指标进行完全保留。从拟合优度统计表可以看出：绝对拟合指数RMSEA = 0.07<0.08，相对拟合指数NNFI = 0.91>0.90，增值拟合指数CFI = 0.92>0.90，说明修正模型拟合得比较好，是一个理想的模型。 2.3 原始模型与修正模型的比较
为了便于比较，将原始模型的拟合指数与修正模型的拟合指數进行比较列成表1。
表1 两个模型的拟合指数比较
在进行第一次验证性因素分析时，所得到的原始模型其三个主要拟合指数RMSEA>0.08、NNFI<0.90、CFI<0.90，说明原始模型拟合得不太好；在进行第二次验证性因素分析时，所得到的修正模型其三个主要拟合指数RMSEA<0.08、NNFI>0.90、CFI>0.90，说明修正模型拟合得比较好。说明修正模型是一个理想的模型，故把它选作为最终模型。修正后的《听力考试学业情绪问卷》的各项指标都达到了测量学所认可的标准，问卷的结构效度良好，该问卷可以用作听力考试情境下学业情绪的正式测量工具。
2.4 信度分析
量表（表2）中的四个分量表的Cronbach’ 系数为：积极低唤醒0.73、积极高唤醒0.74、消极低唤醒0.78、消极高唤醒0.71、总问卷的Cronbach’ 系数为0.73。各个分量表的 系数均在0.70以上，说明内部一致性信度较好，总问卷的信度系数虽较低，但是也在可接受的范围以内。
表2 四个分量表的Cronbach’系数
3 讨论
本研究基于学业情绪相关研究，对大学生考试相关学业情绪问卷进行了专业的修订、严谨的施测以及验证性因子分析，得到正式问卷。虽然此次施测的样本量较小，但在香港学者候杰泰研究中提到，外国学者等权威也同意受使人数为自由参数的数倍（如五倍）即可，小样本甚小时，强制负荷相等可令叠代收敛的机会增大，参数误差减少，但不影响估计潜在因子间的相关。王彩霞、范晓玲认为验证性因素分析的模型拟合指数能够提供整体上判断模型优劣的标准，为修订模型和项目提供依据。基于这验证性因子分析的应用理论可知，修正后的模型的拟合指数（RMSEA = 0.07<0.08， NNFI = 0.91>0.90， CFI = 0.92>0.90）均符合问卷修订的测量学的标准，属于可接受的范围，此问卷具有良好的结构效度。根据各个分量表的内部一致性信度指数， 系数大于0.7，可见修订后的问卷具有较高的信度，问卷具有可靠性和稳定性，可用作大学生听力考试学业情绪有效测量工具。因此正式问卷不仅具有良好的信效度，拟合指数也达到理想的模型，本问卷可用作于测量大学生听力考试学业情绪的有效工具。本研究的不足之处在于修订后的问卷没有再一次进行施测验证，这将在笔者下一步研究中进行探讨。
注释
① 因版面有限，需相关数据可联系作者。
② 因版面有限，需相关数据可联系作者。
参考文献
[1] Pekrun，R.，Gortz，T.，Titz，W，&Raymond，P.P.Academic emotions in students’ self-regulated learning and achievemen：A program of qualitative and quantitative research.Educational Psychologist，2002.37（2）：91-105.
[2] Pekrun， R.， Elliot， A. J.， & Maier， M. A. Achievement goals and discrete emotions： A theoretical model and prospective test.Journal of Educational Psychology，2006.98：583-597.
[3] 马惠霞.大学生一般学业情绪问卷的编制[J].Chinese Journal of Clinical Psychology，2008.16（6）.
[4] 马惠霞，聂胜昀，苏世将.大学生考试情境下的学业情绪[J].心理与行为研究，2010.8（3）：201-207.
[5] 燕奉群.关于国内学业情绪问卷的汇总[J].心理医生杂志，2012.4（总第214 期）.
关键词 听力考试 学业情绪 问卷修订
中图分类号：G642.474 文献标识码：A DOI：10.16400/j.cnki.kjdkz.2016.02.031
学业情绪是情绪多种分类中的一种，并于1998年的美国教育研究联合会召开的以“情绪在学生学习与成就中的作用”为主题的学术年会上提出。2002年，国外学者Pekrun 明确提出学业情绪是在教学或者学习过程中，与学生学业相关的各种情绪体验，包括高兴、厌倦、失望、焦虑、气愤等，根据学业活动情境可分为课堂、课外和考试三种主要情绪。学业情绪与成就动机、归因和自我效能感、自我调节学习有着密切的关系，良好的学业情绪不仅能提高学生的学习成绩、帮助建立良好的师生关系，而且能促进学生身心健康的发展。
学业情绪概念提出之后，研究者围绕学业情绪的测量展开了大量的研究。更多的学者在效价和唤醒度两个维度的基础上，更深入地挖掘和增加新的情绪类别，编制出适合不同层次、不同对象的学业情绪问卷。目前问卷大都是以课堂学业的测量为主，而针对其他不同的学业活动情境编制的问卷目前尚少。此外根据文献综述可知，学业情绪具有突出的专业领域特异性，即学业情绪在不同的专业领域有不同的表现程度（GoetzT、 Frenzel A C，Hall N C，Pekrun R 2006，2007）。目前结合学业情绪的领域特殊性和情境性的测量问卷尚少，因此修订外语听力考试的学业情绪问卷，研究外语听力考试中的学业情绪具有重要的意义。但目前缺乏听力考试学业情绪的相关问卷，在进行语言类的考试学业情绪探究之前，有必要修订出一份大学听力考试学业情绪的问卷。在国内第一份大学生考试学业情绪问卷的基础上，本研究旨在将其修订成大学生听力考试学业情绪问卷，作为外语听力考试学业情绪的有效的测量工具之一。
1 大学生听力考试学业情绪问卷的修订
1.1 基础问卷
2010年马惠霞在Pekrun學业情绪理论的基础上，编制出一套适合本国国情的《大学生考试相关学业情绪问卷》，这是国内第一份专门用于测量考试情境下学业情绪的工具。此份问卷共有33个项目指标，包含7个分量表。即：失望、愉快、自豪、放松、气愤、羞愧、焦虑。5点计分方式：“完全不符合”计1分，“不太符合”计2分，“不太肯定”计3分，“比较符合”计4分，“完全符合”计5分。
1.2 预测问卷的形成过程
在对国内外有关学业情绪的研究文献作较为全面的检索和分析的基础上，进一步参考马惠霞关于学业情绪的一系列研究以及她所编制的《大学生考试相关学业情绪问卷》，确定并将学业情绪分成四个理论维度：积极-高唤醒（PH）、消极-高唤醒（NH）、积极-低唤醒（PL）、消极-低唤醒（NL）。仍然采用马惠霞所编制的《大学生考试相关学业情绪问卷》中的项目，在保证每一个项目的意思基本不变的情况下，对每一个项目的内容都进行了限制性修改，使得每一个项目的内容都含有“听力考试”的意思，比如：“考试前我能保持放松”修改成“听力考试前我能保持放松”。经过修改以后，再请八位心理学研究生对这些项目进行内容评估，对问卷中个别明显有重复有歧义的项目进行删减，最终确定了30个项目。30个项目指标为：PH维度下的6个指标，NH维度下的8个指标，PL维度下的8个指标，NL维度下的8个指标。初测问卷采用5点计分方式：“完全不符合”计1分，“不太符合”计2分，“不太肯定”计3分，“比较符合”计4分，“完全符合”计5分。
1.3 对象与方法
采取整群抽样的方式，整群抽取广西师范大学全日制本科上大一至大三的学生为研究对象，一共发放调查问卷220份，共回收调查问卷210份，其中有效问卷205份。数据采用excel表格收集，采用SPSS16.0以及Lisrel8.7对回收的205份有效问卷进行验证性因素分析，并根据修正指数和理论构想对问卷作进一步的修正。
2 数据分析
2.1 第一次验证性因素分析结果
采用Lisrel8.7对回收的205份有效问卷进行验证性因素分析，得到问卷的原始模型路径图和模型的拟合优度统计表。①从原始模型路径图可以看出：Q5在第二个因子上的负荷为0.20，Q17在第二个因子上的负荷为0.15，Q6在第三个因子上的负荷为0.33，Q23在第四个因子上的负荷为0.40，这说明Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标不能从属于原来的因子。这四个指标在其他因子上的负荷也非常低（接近于0），说明Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标也不能归入到其他的因子。所以考虑将Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标进行删除。从拟合优度统计表可以看出：绝对拟合指数RMSEA = 0.09>0.08，相对拟合指数NNFI = 0.84<0.90，增值拟合指数CFI = 0.85<0.90，说明原始模型拟合得不是很好，需要对其进行修正。
2.2 第二次验证性因素分析结果
将原始模型中Q5、Q17、Q6、Q23这四个指标进行删除后，再进行第二次验证性因素分析，得到问卷的修正模型路径图和模型的拟合优度统计表。②从修正模型路径图可以看出：剩下的26个指标在各自因子上的负荷都很高（大于0.4），这就说明这26个指标都能够从属于各自的因子。而且这26个指标的修正指数MI也非常低（接近于0），即这26个指标在其他因子上的负荷也非常低（接近于0），这说明这26个指标也不能归入到其他的因子。所以考虑将这26个指标进行完全保留。从拟合优度统计表可以看出：绝对拟合指数RMSEA = 0.07<0.08，相对拟合指数NNFI = 0.91>0.90，增值拟合指数CFI = 0.92>0.90，说明修正模型拟合得比较好，是一个理想的模型。 2.3 原始模型与修正模型的比较
为了便于比较，将原始模型的拟合指数与修正模型的拟合指數进行比较列成表1。
表1 两个模型的拟合指数比较
在进行第一次验证性因素分析时，所得到的原始模型其三个主要拟合指数RMSEA>0.08、NNFI<0.90、CFI<0.90，说明原始模型拟合得不太好；在进行第二次验证性因素分析时，所得到的修正模型其三个主要拟合指数RMSEA<0.08、NNFI>0.90、CFI>0.90，说明修正模型拟合得比较好。说明修正模型是一个理想的模型，故把它选作为最终模型。修正后的《听力考试学业情绪问卷》的各项指标都达到了测量学所认可的标准，问卷的结构效度良好，该问卷可以用作听力考试情境下学业情绪的正式测量工具。
2.4 信度分析
量表（表2）中的四个分量表的Cronbach’ 系数为：积极低唤醒0.73、积极高唤醒0.74、消极低唤醒0.78、消极高唤醒0.71、总问卷的Cronbach’ 系数为0.73。各个分量表的 系数均在0.70以上，说明内部一致性信度较好，总问卷的信度系数虽较低，但是也在可接受的范围以内。
表2 四个分量表的Cronbach’系数
3 讨论
本研究基于学业情绪相关研究，对大学生考试相关学业情绪问卷进行了专业的修订、严谨的施测以及验证性因子分析，得到正式问卷。虽然此次施测的样本量较小，但在香港学者候杰泰研究中提到，外国学者等权威也同意受使人数为自由参数的数倍（如五倍）即可，小样本甚小时，强制负荷相等可令叠代收敛的机会增大，参数误差减少，但不影响估计潜在因子间的相关。王彩霞、范晓玲认为验证性因素分析的模型拟合指数能够提供整体上判断模型优劣的标准，为修订模型和项目提供依据。基于这验证性因子分析的应用理论可知，修正后的模型的拟合指数（RMSEA = 0.07<0.08， NNFI = 0.91>0.90， CFI = 0.92>0.90）均符合问卷修订的测量学的标准，属于可接受的范围，此问卷具有良好的结构效度。根据各个分量表的内部一致性信度指数， 系数大于0.7，可见修订后的问卷具有较高的信度，问卷具有可靠性和稳定性，可用作大学生听力考试学业情绪有效测量工具。因此正式问卷不仅具有良好的信效度，拟合指数也达到理想的模型，本问卷可用作于测量大学生听力考试学业情绪的有效工具。本研究的不足之处在于修订后的问卷没有再一次进行施测验证，这将在笔者下一步研究中进行探讨。
注释
① 因版面有限，需相关数据可联系作者。
② 因版面有限，需相关数据可联系作者。
参考文献
[1] Pekrun，R.，Gortz，T.，Titz，W，&Raymond，P.P.Academic emotions in students’ self-regulated learning and achievemen：A program of qualitative and quantitative research.Educational Psychologist，2002.37（2）：91-105.
[2] Pekrun， R.， Elliot， A. J.， & Maier， M. A. Achievement goals and discrete emotions： A theoretical model and prospective test.Journal of Educational Psychology，2006.98：583-597.
[3] 马惠霞.大学生一般学业情绪问卷的编制[J].Chinese Journal of Clinical Psychology，2008.16（6）.
[4] 马惠霞，聂胜昀，苏世将.大学生考试情境下的学业情绪[J].心理与行为研究，2010.8（3）：201-207.
[5] 燕奉群.关于国内学业情绪问卷的汇总[J].心理医生杂志，2012.4（总第214 期）.