新時代大學生美育學習態度量表編制研究

【摘要】本文探求美育教學研究中的關鍵要素——美育學習態度的測量工具，針對目前缺乏美育學習態度的測量工具的情況，對224名大學生預測試、402名大學生的正式測試得到的數據進行分析，并從情感、行為和認知三個維度編制了包含14個測量項目的大學生美育學習態度量表；總量表的Cronbach α系數為0.941，情感、行為、認知三個維度的Cronbach α系數分別是0.818，0.840，0.949；該量表具有較好的信效度，可用于大學生美育學習態度的測量。

【關鍵詞】大學生 美育 學習態度量表

【中圖分類號】G64 【文獻標識碼】A

【文章編號】0450-9889（2023）30-0123-08

1917年，蔡元培先生在北京神州學會上發表“以美育代宗教說”，拉開了我國現代美育的序幕。一百年后的2018年，習近平總書記在全國教育大會上提出，要全面加強和改進學校美育，堅持以美育人、以文化人，提高學生審美和人文素養，進一步強調美育在教育中的重要地位。高等院校是人才培養的重要陣地，而美育又是“五育并舉”的重要組成部分，因此大學生美育教學工作直接關乎人才培養的成效和質量。然而我國有關大學生美育教學相關實證研究卻缺乏應有的關注，特別是美育學習態度缺乏可靠有效的測量工具。因此，本研究將以大學生群體作為參與研究者，嚴格依照量表編制程序，研發大學生美育學習態度量表，并初步應用。主要探究的問題有以下三點：第一，如何根據我國美育新概念和新情況，編制大學生美育學習態度量表？第二，新編制的大學生美育學習態度量表的信度、效度以及結構如何？第三，我國大學生的美育學習態度整體情況如何，又呈現何種特點？

一、文獻綜述

（一）美育的定義及維度

美育的概念最早由德國哲學家、詩人、美學理論家席勒提出，被定義為“情感教育”，是抵達“精神上的解放和完美人格形成”的路徑。我國現代美育奠基人為蔡元培和王國維，其中蔡元培將美育定義為“應用美學理論于教育，以陶養感情為目的者”。自1999年6月中共中央辦公廳、國務院辦公廳頒布《中共中央國務院關于深化教育改革全面推進素質教育的決定》以來，黨中央、國務院從教育改革的角度強調了美育的重要意義，并于2020年進一步系統地將美育闡述為“審美教育、情操教育、心靈教育，也是豐富想象力和培養創新意識的教育，能提升審美素養、陶冶情操、溫潤心靈、激發創新創造活力”，將公共藝術課程與藝術實踐納入高校人才培養方案，以第一、第二課堂的形式共同開展大學生的審美教育。第一課堂為主體，以音樂、美術、書法、舞蹈等藝術課程為主；第二課堂為第一課堂的延伸和補充，以課外藝術欣賞實踐活動為主，如藝術社團、藝術展演、藝術團等（2020年10月中共中央辦公廳、國務院辦公廳《關于全面加強和改進新時代學校美育工作的意見》）。

（二）態度的定義、維度和測量

態度通常被定義為對心理對象作出的積極或消極的總結性評價。20世紀60到80年代，Rosenberg和Hovland，Triandis，Breckler等研究，完善了態度結構理論，確認態度包含三種心理成分：情感（affect）、行為（behavior）和認知（cognition），即A-B-C態度模型。情感成分是指與態度對象相關的感受，行為成分是指與態度對象相關的過去行為和未來意向，認知成分是指對與態度對象相關屬性的信念。

（三）美育學習態度量表研究

針對美育學習和藝術欣賞態度的測量研究自20世紀60年代開始逐漸升溫，20世紀70年代和80年代在不同藝術領域均有相當數量的研究，但這些量表尚未統一在“美育”概念下，而是分別針對音樂教育和視覺藝術教育展開，并且無論是構成美育態度的成分和結構，還是態度的測量方式，不同研究間均出現差異和爭論。1980年Stuckhardt和Morris編制的美育態度量表（ATAES）是較早的在“美育”概念下的態度測量工具，但最初針對的調查對象為教師而非學生，并且美育范圍局限于學校開設的視覺藝術、音樂、舞蹈、戲劇四類課程。1987年，Fergus研制了面對學生的視覺藝術態度量表，在跨文化調查中具有較好的適用性。該量表由三個維度組成：通常概念下的視覺藝術、視覺藝術作為學科和課程、視覺藝術領域相關的人。量表題項體現了對視覺藝術的認知和情感，但不涉及行為傾向相關題項。

2007年，Pavlou從愉悅、自信、益處、支持需求四個維度構建了針對小學生的學校美育體驗態度量表（ASAES），其中愉悅維度體現學生對美育學習活動的情感反應，益處維度體現學生對美育學習活動的價值判斷。然而Pavlou并未提供自信和支持維度的理論合理性，其中相當比例的條目并不屬于“態度”范疇，條目內容效度和量表結構效度存在一定問題。

進入21世紀后，A-B-C態度模型逐漸得到美育教學研究者的重視和采納。Teklos在2011年面向塞浦路斯中學生編制的美育學習態度量表是首個參考A-B-C態度模型構建的同類量表，但未提供完善的項目分析和量表效度方面的研究信息。Ho和Lin在2015年關于小學生繪畫學習態度研究中，同樣參考了A-B-C態度模型的情感維度進行量表編制，信度較好（Cronbach α系數0.92），但量表未涉及認知和行為維度。高斯穎在2019年關于高二學生的音樂學習態度研究中，從情感、認知和行為三個維度編制了音樂學習態度量表，信度Cronbach α系數均為0.858，信度較好，但結構效度有待檢驗。

（四）研究意義

從過往的量表研究文獻中可以發現兩個問題。第一，缺乏一個可靠且有效的大學生美育學習態度量表。21世紀的前10年研究中，美育學習態度的定義和內涵存在分歧，不同研究中量表所測內容不一致。但事實上，態度三維結構早在20世紀60到80年代已得到廣泛驗證，但美育態度研究并未采納。21世紀10年代后態度三維模型才開始被應用于美育類的學習態度量表中，但所涉美育課程較單一，測量效度不夠可靠。因此目前尚無既建立在綜合的美育概念上、又以可靠的理論框架作為基礎的一個美育學習態度量表。第二，過往的美育學習態度概念難以順應我國新時代高校美育理念。就如同歷史上東西方“美育思想”在不同時代隨著社會政治、文化和經濟的變化而變化，也隨著人才培養和藝術審美需求的變化而變化。我們可以認為，我國教育體系中不斷修正的“美育”定義內涵、不斷完善的美育課程和學習體驗，也引領著大學生美育學習態度各方面的發展變化。因此我國當代大學生美育學習態度量表應結合新時代高校美育工作的思想內涵、教學體系以及學生特點和現狀建立框架。綜合參考前文的文獻研究，本研究將“我國大學生對高校第一及第二課堂美育學習的積極或消極的總結性評價，包含情感、行為和認知三個維度”作為操作性定義和量表編制的基礎。

此外，學習態度是學生態度體系的核心內容，構成學生的基本人格特征。通過評估學生在美育學習過程中的態度變化，可以輔助教師對教學方法及成效進行評估。不同美育課程中參與學生所持美育學習態度的差異，將為學校對美育教學課程體系的優化提供參考。而這些相關的評估和測量，又能進一步為研究者提供新的思路，從而拓展美育教學理論。

二、量表編制研究方法

（一）大學生美育學習態度量表的編寫

本研究以A-B-C態度模型為理論基礎構建大學生美育學習態度量表的項目池共95個項目，部分項目的編寫參考了陶德清的《中小學生學習態度自陳量表》以及高斯穎的《高二學生音樂學習態度量表》。參考DeVellis提出的項目編寫原則，本量表的項目編寫遵從以下原則：（1）項目表述清晰、無歧義、長度適中，并且符合大學生的表述習慣；（2）符合我國新時代大學生美育學習中的日常實際情況；（3）緊密圍繞《關于全面加強和改進新時代學校美育工作的意見》中對美育的定義和表達；（4）采用窮盡方式編寫，項目個數具有冗余性；（5）項目采用正向措辭表述。所有項目均采用李克特五級量表，態度由低到高：非常不同意（-2分）、不同意（-1分）、不確定（0分）、同意（1分）、非常同意（2分）。通過分數相加獲得各維度分數以及量表總分。

專家評審階段對量表進行修改、刪減和增加。專家評審組由4位在高校任教的相關領域專家組成，其中1位音樂表演方向博士，1位文學方向博士，2位心理學方向博士。第一階段，邀請專家評審組對初版量表項目逐個評估，主要關注條目內容、文字表述、條目重要性以及條目與待測構念關聯性，給出初步修改意見，并邀請6名不同專業方向在校大學生從受訪人群角度對初版量表的表述及合理性給出意見。第二階段，將修訂后的第二版量表制作問卷，邀請專家評審組對量表的條目水平內容效度指數（item-level CVI，I-CVI）以及量表水平內容效度指數（scale-level CVI，S-CVI）打分。采用4級評分：1=不相關，2=弱相關，3=較強相關，4=非常相關。專家評審組4人。根據史靜琤等的觀點，當專家人數少于或等于5人時，I-CVI應為1.00，因此只要有一位專家給出了1或2分的條目，我們均進行了刪除。量表水平內容效度指數（S-CVI），采用全體一致S-CVI進行評估。由于保留的所有項目的I-CVI均為1.00，因此S-CVI也達到1.00。經過兩個階段專家評審后，大學生美育學習態度量表（85項）進入預測試階段。

（二）大學生美育學習態度量表預測試、項目分析及探索性因子分析方法

將大學生美育學習態度量表（85項）制作成線上調查問卷。問卷采用匿名答題方式以保護參與研究者的個人信息。問卷開頭設置題目“您是否自愿參與本研究并填寫調查問卷？”選擇“是”將繼續填答問卷，如選擇“否”則將跳過所有題目，結束問卷填寫。在量表中穿插三道回答有效性測試題，指定答案選項。

研究小組采用便利抽樣方法，在2023年7—8月，通過問卷星向廣東和廣西十余所高校學生發放，收到661份答卷。刪除未通過回答有效性測試題目的問卷后，剩下224份有效答卷，回答有效率34%。本研究的數據分析使用在線SPSS分析軟件（SPSSAU）進行分析。

項目分析采用頻數分析法（反映度分析）刪除選擇同一選項超過80%的項目，采用高低分組比較法（27／73分位法）對條目的區分度進行評估及項目刪除。通過校正項目—量表相關系數（CITC）評估，刪除CITC值低于0.4的項目。采用Cronbach α系數法，如刪除某項目后量表Cronbach α系數有明顯上升，則考慮刪除。進行KMO檢驗和Bartlett球形度檢驗，如KMO值＞0.700，Bartlett球形度檢驗P＜0.05，則采用主成分分析法（最大方差法旋轉）進行探索性因子分析，根據綜合特征值大于1和碎石圖兩項標準決定提取因子個數。刪除在多個因子上有較大交叉載荷的項目和在各因子上因子載荷小于0.4的項目。

研究小組為了進一步優化量表長度，減輕答題者負擔，采用相關系數法對項目—項目相關系數、項目—因子相關系數、項目—量表相關系數進行評估，篩選相關系數低于相關系數平均值的條目，綜合分析后予以刪除。

（三）大學生美育學習態度量表正式測試及驗證性因子分析方法

正式測試采用便利抽樣方法，于2022年12月通過問卷星向廣東和廣西的十余所高校的大學生發放正式測試問卷，共收到904份答卷，經過回答有效性測試題的篩選，最終的有效答卷共402份，回答有效率44%。

問卷包含導語、答題說明、基本信息3題（年齡、性別、年級）以及大學生美育學習態度量表（30項）。導語表明研究團隊身份、研究目的。為了保護參與研究者的隱私，問卷采用匿名的形式。導語后設置題目“您是否自愿參與本研究并填寫調查問卷？”選擇“是”的人將繼續填答問卷，如選擇“否”的則將跳過所有題目，結束問卷填寫。大學生美育學習態度量表30題中，穿插兩道回答有效性驗證題，指定參與研究者選擇某一選項，否則為無效問卷。

研究小組利用驗證性因子分析方法對探索性因子分析得到的因子結構進行擬合檢驗，先建立一階模型檢驗因子結構擬合程度，再參考因子間相關關系（標準估計系數），判定其是否存在高階因子（大學生美育學習態度），進而構建二階模型。研究小組采用最大似然法（ML），適配指標包括：x2/df＜3，SRMR、RMSEA以及RMR＜0.05（可適當放寬至＜0.08），GFI、AGFI、NFI、IFI、TL、CFI以及NNFI＞0.90，且各條目的因子負荷不低于0.4，并參考因子和測量項間以及測量項間MI指標和EPC值，對MI值和EPC值均較大的參數進行模型修正。

量表的信度評估采用內部一致性信度（Cronbach α系數法），以及折半信度（折半Cronbach α系數、等長或不等長的Spearman-Brown折半信度系數、Guttman Split-Half系數）。效度評估除了依靠探索性因子分析和驗證性因子分析對結果進行結構效度評估，還采用了聚合效度（平均方差萃取AVE值和組合信度CR值）和區分效度。區分效度采用Fornell-Larcker法（Pearson相關與AVE平方根值）以及HTMT法（異質—單質比率）。

三、研究結果

（一）大學生美育學習態度量表項目分析及探索性因子分析結果

本次分析使用預測試的224份問卷樣本。利用頻數分析法（反映度分析）、高低分組比較法（27/73分位法）、校正項目—量表相關系數（CITC）、Cronbach α系數法對項目進行分析評估后，共刪除3個條目。如表1所示（見下頁）。

大學生美育學習態度量表的KMO值為0.918，Bartlett球形度檢驗近似卡方值為13059.401，p＜0.001，說明非常適合進行因子分析。最終提取3個因子。經過多輪分析后，刪除40項存在較大交叉載荷以及因子載荷小于0.4的項目，得到大學生美育學習態度量表（43題）。3個因子的特征值分別為15.246，4.791，1.866，對應的方差解釋率為21.478%，19.383%，10.079%，旋轉后累積方差解釋率為50.940%。3個因子對應A-B-C態度結構模型，因子一為認知維度17項，因子二為行為維度18項，因子三為情感維度8項。

研究小組采用相關系數法的三類方法進一步評估項目，刪除相關系數低于相關系數平均值的12個項目后，量表優化至30項的長度，信度分析Cronbach α系數為0.937；認知、行為和情感維度的Cronbach α系數分別為0.925，0.894，0.831?？偭勘砑案骶S度的信度均較高。

（二）大學生美育學習態度量表驗證性因子分析模型結果

本次分析采用正式測試的402份問卷樣本，超出分析項數量的10倍，樣本量適中。經過多次修正，相繼刪除了對應維度因子負荷＜0.4的項目，以及在多個維度或項目上的MI值和EPC值均較大的條目，量表從30個項目調整為14個項目；根據MI值和EPC值，相繼增加4對項目間協方差關系，且均有顯著性（P＜0.001），從而得到一階模型（見圖1）。

一階模型各適配指標為：x2/df=2.476，SRMR=0.034，RMSEA=0.061，RMR=0.016，GFI=0.942，AGFI=0.913，NFI=0.961，IFI=0.976，TLI=0.969，CFI=0.979，NNFI=0.969，各項指標適配度好，且所有項目的標準載荷系數（因子負荷）在0.725—0.874之間，說明所有項目均對相應因子具有較大貢獻。因子間相關關系（標準估計系數）結果顯示，三組因素間相關系數均在0.711—0.755之間（見表2），且均達到顯著水平（P＜0.001），這說明存在高階因子（大學生美育學習態度），因而構建二階模型（見圖2）。

二階模型各項適配指標與一階模型的完全一致，二階模型未出現異常，且在二階因子模型中，3個標準二階載荷系數值在0.829—0.880之間，說明二階因子與3個一階因子間有較強關系，因此二階模型成立。二階模型進一步驗證了A-B-C態度理論模型的合理性。

（三）大學生美育學習態度量表信度和效度分析

總量表的Cronbach α系數為0.941，情感、行為、認知三個維度的Cronbach α系數分別是0.818，0.840，0.949，均大于0.8，說明總量表和各維度的內部一致性信度較好。折半信度分析將量表14項折半分成項目數量相等的兩半（7+7），前半部分Cronbach α系數0.884，后半部分Cronbach α系數0.917，Spearman-Brown折半信度系數0.903，Guttman Split-Half信度系數0.902，綜合說明信度質量水平較高。

基于探索性因子分析得到三因子結構。驗證性因子驗證了三因子結構具有好的擬合性，由此得出二階模型結構具有較好的擬合結果。由表2知，量表共有14個項目，項目因子載荷均高于0.725，二階載荷均高于0.829。最終模型符合A-B-C態度理論模型，結構效度較好。

此外，三個因子對應的平均方差萃取AVE值全部在0.610—0.688之間，且組合信度CR值全部在0.824—0.946之間，說明聚合效度較好。

根據Fornell-Larcker法分析，認知的AVE平方根值為0.829，大于因子間相關系數絕對值的最大值0.645；行為的AVE平方根值為0.801，大于因子間相關系數絕對值的最大值0.648；情感的AVE平方根值為0.781，大于因子間相關系數絕對值的最大值0.648；說明區分效度較好。所有的HTMT值均小于0.85，根據HTMT法，說明因子間均有良好區分度。

（四）美育學習態度的描述性統計分析

量表題項分數用-2至2的5級記分法記分，因此，按維度內條目相加總分計算，理論上總量表14項卷面最高分28，最低分-28。正式測試得到的實際最高分28，最低分-21，平均分16.077，標準差7.129，25分位數12，中位數14，75分位數21。情感維度3項，最高分6，最低分-6，平均分3.007，標準差1.886，25分位數2，中位數3，75分位數4。行為維度3項，最高分6，最低分-3，平均分2.781，標準差2.05，25分位數1.75，中位數3，75分位數4。認知維度8項，最高分16，最低分-14，平均分10.289，標準差4.155，25分位數8，中位數9，75分位數15。

按條目平均值計算，正式測試總量表平均分1.148，標準差0.509，中位數1；情感維度平均分1.002，標準差0.629，中位數1；行為維度平均分0.946，標準差0.626，中位數1；認知維度平均分1.286，標準差0.519，中位數1.125。

（五）性別、年級、年齡在美育學習態度上的差異性

在總量表上，性別、年齡、年級均無顯著差異或相關關系。但性別在情感維度上出現顯著差異（t=-2.001，P=0.048），男生的平均值（2.60）明顯低于女生的平均值（3.12）。年級也在情感維度上呈現顯著差異（F=2.368，P=0.029），具體為大一學生情感維度得分（3.26）顯著高于大二學生（2.57）。研究小組通過雙因素方差分析及Bonferroni法簡單效應分析發現，在大二年級水平上，女生情感維度得分（2.84±1.77）顯著高于男生（1.63±2.51）；在女生水平上，不同年級無差異；但在男生水平上，大二學生的情感維度得分（1.63±2.51）顯著低于大一（2.98±1.94）和大三（4.00±1.50）。

四、討論

本研究以A-B-C態度模型為理論基礎，從情感、行為和認知三個維度，成功編制大學生美育學習態度量表。認知維度大部分條目反映了國家指導性文件中的美育定義和內涵；情感維度反映了課內愉悅情緒、成功體驗以及課外活動專注感。有趣且意外的是，行為維度最終保留的條目均反映了美育學習行為的社交互動屬性，而初版量表項目池中關于課堂內外個人學習行為的項目，均在幾輪項目分析及因子分析中被淘汰。這與其他不同學科和人群的學習態度量表中行為維度的項目構成大不相同，它們主要關于課堂內外的個人學習行為傾向，極少出現反映社交互動類學習行為的項目。

量表的項目內容效度指數以及量表內容效度指數均較高。研究小組通過驗證性及探索性因子分析，發現量表符合A-B-C態度模型，且具有較好的結構效度。內部一致性信度、折半信度、區分效度、聚合效度均較高。信效度和量表長度上達到較好平衡，最終量表僅14題（如表2），答題者負擔適中?？偟膩碚f，量表中各條目均能體現美育學習態度的某一方面，量表條目的含義及表述方式符合目標人群的理解力及實際情況，同時量表所測得分能夠體現個體所持美育學習態度并且區分了個體間的差異。未來的研究可以考慮針對該量表構建一般性常模，進一步將量表發展為標準化測試，使其在美育相關教學評估中起到參考作用。

按條目平均值計算大學生美育學習態度量表及各維度，發現此次參與研究的大學生人群的美育學習態度總體上較為積極；三個維度中，認知維度處于較高水平，其次為情感維度；而行為維度相對較低，但仍處于積極一面。說明受訪大學生總體上對美育學習的價值、內涵以及重要性都較為肯定和認同，并且能夠在美育學習活動中獲得較積極的情感體驗，同時還愿意積極地通過與他人的交流、請教和分享進行美育學習。

性別、年齡、年級在美育學習態度上未出現顯著差異或相關性，而性別和年級在情感維度上的差異實際是源于大二年級男生較低的情感維度得分。說明女生美育學習態度情感維度總體上較為平穩，不會因年級而波動，而男生會在大二年級發生情感維度上的較大程度波動，突然降至較低水平，具體原因未知，需要在未來進一步調查。

本研究科學嚴謹地編制了大學生美育學習態度量表，為美育學習態度測量和美育教學評估提供了較好的工具。近年來我國學校美育工作在課程建設、師資隊伍建設、配套設施、學校美育品牌項目建設等方面取得了突破性進展，但是在美育教學方面的實證研究還較為欠缺。一方面，可能因為新時代背景下的美育建設仍在起步階段，許多院校尚未建立完善的美育教學體系，無法為研究提供充足的土壤；另一方面，可能由于美育的思想內涵和育人價值雖然早已引起關注，但其重要性在過去很長一段時間并未通過學業考核和升學考試等評價體系得到具體且充分的體現。隨著國家對美育的重視和支持，以及廣大教師和研究者的共同努力，未來在美育學習相關研究領域，一定會有持續的突破和發展。

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注：本文系2022年廣東省本科高校教學質量與教學改革工程建設項目“在多元化合作中激發音樂表演創造性的教學模式探究”（粵教高函〔2023〕4號，項目序號356）、2023年中山大學本科教學改革研究與質量工程項目“高校美育研究”（藝術學院高等教育教學改革項目）的研究成果。

作者簡介：李達文（1990— ），博士，講師，中山大學藝術學院教師，碩士研究生導師，研究方向為音樂舞臺表演、音樂教育心理學、美育通識課教學；王雨吟（1984— ），通訊作者，博士，副教授，中山大學心理學系教師，博士研究生導師，研究方向為臨床心理學、家庭教養、兒童行為問題、心理健康干預項目。

（責編 盧建龍）