鞠玉翠 梁 磊

(華東師范大學教育學部，上海 200062)

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學校道德氛圍量表的編制與驗證*

鞠玉翠 梁 磊

(華東師范大學教育學部，上海 200062)

本研究采用文獻分析法編制學校道德氛圍測評框架；參照已有量表，結合我國中小學實際情況，編制學校道德氛圍量表；選取東部地區(qū)中小學生有效樣本1000位，用AMOS17.0對量表進行驗證性因素分析。研究發(fā)現(xiàn)：學校道德氛圍可從“正義”和“關懷”兩個取向測得；學校道德氛圍的正義取向，可由“公平”、“民主”、“規(guī)范”、“誠信”四個量度測得；學校道德氛圍的關懷取向，可由“尊重”、“幫助”、“理解”、“寬容”、“歸屬”五個量度測得。

中小學生；道德氛圍；正義；關懷

一、前言

在整個社會氛圍當中，學校道德氛圍是教育研究者首先應當關注的。良好的道德氛圍是潛在的教育力量，是個體道德認知、道德情感及道德行為升華的推動力。道德環(huán)境既是道德教育的場所，又是道德教育的手段。學生真切感知的、對其有實際意義并產(chǎn)生現(xiàn)實影響的學校物質(zhì)條件及精神氛圍，才是該生真實的學校環(huán)境?？梢哉f，學校環(huán)境是學生在學校感知到的全部影響。學生感知的道德氛圍將對其道德品質(zhì)發(fā)展產(chǎn)生直接的、深刻的影響，而且對其學業(yè)成就也有影響。國家所倡導的團結互助、誠實守信、遵紀守法等良好品質(zhì)和民主法治、自由平等、公平正義等理念需要良好的學校道德氛圍來熏陶。

開發(fā)有效的測評工具對學生群體感知的學校道德氛圍進行測評，可用于描述學校道德氛圍的狀況，診斷學校道德環(huán)境中存在的問題，有利于各級行政部門和學校教育管理者監(jiān)控相關工作，幫助教育者有針對性地加以改進，同時可用于評價改進效果。這對加強行政管理，營造良好道德氛圍，促進學生道德成長具有重要意義，對于相關領域的理論建設也具有重要價值。

自20世紀80年代以來，西方學者就開始關注學校道德氛圍，并且研制出用于測量學校道德氛圍的問卷。然而，由于道德具有極強的文化屬性，而東西方文化又存在較大的差異，因此我們不能直接運用西方學者編制的學校道德氛圍問卷。于是，編制科學的、符合我國國情及文化特點的學校道德氛圍問卷就極其迫切。然而，我國已有的相關研究還比較缺乏，問卷的編制中綜合考慮理論基礎、現(xiàn)實情況和統(tǒng)計支撐的還較少。因此，本研究希望綜合運用文獻法、訪談法以及驗證性因素分析來編制出適合測量我國學校道德氛圍的問卷。

本研究認為，學校道德氛圍(School Moral Atmosphere)是教師、學生和環(huán)境彼此交互作用所形成的調(diào)控學校及班級社會關系、影響學生道德發(fā)展的規(guī)范和價值觀系統(tǒng)，具體表現(xiàn)為籠罩于校園并對學校成員的道德行為產(chǎn)生影響的文化心理氣氛，是實現(xiàn)“以道德的方式培養(yǎng)道德的人”的重要途徑。本研究中的學校道德氛圍將主要通過學生的主觀感受來加以測評。

二、理論基礎

(一)正義取向的道德氛圍

“正義取向”的道德氛圍最早由美國著名道德心理學家科爾伯格(Kohlberg)于20世紀70年代提出并進行研究。在科爾伯格那里，道德指的就是正義，或者說首要以及主要的道德就是正義。他將正義視為社會和個人的第一美德，并多次引用蘇格拉底的觀點：“美德不是多個而是一個，它的名字叫公正?！?科爾伯格，2004，第213頁)因此，科爾伯格所說的道德氛圍實際上就是指“正義取向”的道德氛圍。

在70年代之前，科爾伯格及其團隊的研究重心主要集中于個體道德認知發(fā)展階段以及利用道德兩難問題的討論進行道德教育實踐方面。但這些研究“在道德階段的界定和測量方面，只注重道德判斷而忽視道德行為，……在道德教育方面，只注重假設的道德兩難問題而忽略學校中的現(xiàn)實道德問題，只重視個體道德判斷的發(fā)展而忽略學校中群體道德氛圍的作用”(科爾伯格，2004，譯者前言，第18頁)。在反思這些問題的基礎上，科爾伯格開始引入“道德氛圍”的概念，并對個體道德認知發(fā)展、道德行動與所處群體道德氛圍之間的關系進行研究。在研究的過程中，他逐步明確了群體道德氛圍的內(nèi)涵，即調(diào)控群體社會關系的規(guī)范、價值觀和意義系統(tǒng)以及這些規(guī)范、價值觀和意義系統(tǒng)被群體成員所共享的程度。研究發(fā)現(xiàn)，個體的道德判斷、道德行動并不僅僅由個體的道德認知發(fā)展階段所決定，而且還受制于個體進行道德決策時所處的群體的道德氛圍；在良好的道德氛圍中，個體的道德判斷表現(xiàn)出較高的發(fā)展階段，且道德行動與道德判斷具有較好的一致性。基于此，科爾伯格認為學校道德教育實踐中，應該致力于營造一個良好的道德氛圍，并把這種方法稱為“正義社群”法(科爾伯格，2004，第247-253頁)。

什么是良好的道德氛圍呢？科爾伯格及其團隊研究發(fā)現(xiàn)，群體道德氛圍同個體的道德認知發(fā)展相似，也存在一個由不同階段構成的發(fā)展序列。群體道德氛圍被分為“集體規(guī)范的價值”和“對社群的感受”兩個方面，并且這二者在發(fā)展序列上具有一致性。在第二階段，集體規(guī)范的價值在于承認個體權利以及通過交換解決沖突；社群被視為個體的集合，群體的價值在于滿足個體的需要。第三階段，集體規(guī)范的價值在于維護群體成員之間的共同期望，如相互關心，相互托付財產(chǎn)等；而社群被視為一個成員間相互關懷的大家庭。第四階段，集體規(guī)范的價值在于強調(diào)社群與個體的不同，強調(diào)個體有關心社群的福利與和諧的義務；社群被看成是一個有機體，它由發(fā)揮不同作用的各個相互聯(lián)系的部分構成(科爾伯格，2004，第251頁)。因此，相比較低階段的道德氛圍，較高階段的道德氛圍就是良好的道德氛圍。道德教育實踐中的“正義社群”法的實施，就需要先測定一個學校道德氛圍所處的發(fā)展階段，進而采取教育干預使其道德氛圍向更高階段發(fā)展。

如何測定一個學校道德氛圍所處的發(fā)展階段呢？科爾伯格及其團隊對此設定了兩個分析單元，分別是“集體規(guī)范”和“機構價值”。前者主要關心兩個問題：“第一，學校中的成員對于規(guī)范和價值的共享及致力于支持它們所達到的程度；第二，這些共享的規(guī)范和價值的發(fā)展階段?！?Power, F.C., 1981)后者則是指“為進一步證明堅持這種規(guī)范所提供的終極價值，如團體和諧或個人福利等”(郭本禹，2005，第208頁)。此后，荷蘭學者布魯格曼(Brugman)參照科爾伯格團隊的測評指標，自主編制了普遍適用于中學道德氛圍測評的調(diào)查問卷——《學校道德氛圍問卷(The School Moral Atmosphere Questionnaire，SMAQ)》，并于1995年公布。布魯格曼等人運用此量表開展了與學校道德氛圍相關的一系列研究。這些研究探討了學生的學校道德氛圍感知與學生的道德推理能力、道德判斷能力之間的關系(BrugmanD,et al., 1998)；探討了為提高學生對學校道德氛圍感知而進行干預的效果(BrugmanD,et al., 2003)；還探討了學生對學校道德氛圍感知的特點等(Beem, A., Brugman, D., Host, K., & Tavecchio, L., 2004)。諸多研究表明，該測量工具具有較好的信度和效度。該問卷的框架(曾慶芳，2008)見表1。

表1 布魯格曼《學校道德氛圍問卷》框架

(二)關懷取向的道德氛圍

不同于科爾伯格將道德主要理解為正義，吉利根(Gilligan)認為，還存在著另一種重要的道德——關懷，而且這種關懷道德更多地反映了女性的道德體驗與實踐。吉利根認為，女性是用個人道德責任，而不是抽象的道德準則來思考道德問題的，“當男性把一個道德兩難理解成一個對或錯的問題時，女性則把它視為一種需要解決的人際沖突”(所羅門，希金斯，2014，第399頁)，也就是說女性的思考方式傾向于保持人際關系的和諧與穩(wěn)定。這奠定了關懷作為一種關系行為的基調(diào)。

諾丁斯(Noddings)在吉利根的基礎上進一步強調(diào)了關懷的關系本質(zhì)。她認為關懷由關懷方和被關懷方構成，一種關懷關系始于關懷方的付出，結束于被關懷方的接受。關懷不是關懷方的個人品質(zhì)。盡管關懷關系是否能夠開始，是否可以持續(xù)到表達至被關懷者，是否能夠見之于關懷行為，都需要關懷方的努力維持，但如果被關懷方?jīng)]有接受、認知并對此作出回應，那么關懷關系就沒有建構起來。關懷，實際上是關懷方把握他人的現(xiàn)實性、盡可能地滿足他人需要、通過自己的行動來實現(xiàn)的、并得到被關懷方響應的一種行為。關懷本質(zhì)上是一種關系，它指向雙方，表現(xiàn)為一種互動狀態(tài)。值得注意的是，關懷關系并不僅僅是人與人之間的關系，關懷對象可以是動物、植物、甚至地球等。關懷關系實際上建立在人與其生活環(huán)境之間，人與其生活環(huán)境之間本就是互動關系。諾丁斯進而將關懷理論運用到學校的道德教育實踐中。學校道德教育的重點是關懷關系的建立、維持和完善。學校道德教育強調(diào)引導學生與自己的教師及周圍世界建立起關懷關系，強調(diào)一種良好的道德生活情境的營造，而不是將關懷僅僅作為個體的美德，期望學生能夠不管周圍世界多么的惡劣都能踐履道德。由此，關懷德育的本質(zhì)就是將學校發(fā)展成一個關懷共同體，營造出濃厚的關懷氛圍(趙雪霞，2008，第53-78頁)。

如何測量學校的關懷氛圍呢？由于關懷的本質(zhì)是關系，所以測定學校關懷氛圍狀況的基本進路就是看學生與其生活環(huán)境中的諸多對象是否形成了關懷關系?；诖?，里克納(Lickona)和戴維森(Davidson)共同研制了《學校作為關懷共同體概貌(Shool as a Caring Community Profile)》問卷，并將其用于評估學校關懷共同體的實踐狀況，進而找到改善學校關懷氛圍的具體方向，結果表明該問卷具有較好的信度和效度。該問卷于2001年公布了第一版和第二版，于2003年公布了第三版。就內(nèi)容而言，問卷全面涉及學校有關人員之間的人際關系，包括教職員工之間、學生之間、學生家長之間、師生之間、學生與家長之間、教師與學生家長之間等9種不同類型的關系，描述了這9種學校人際關系在關懷方面的性質(zhì)與程度。該問卷的框架(曾慶芳，2008)見表2。

(三)正義與關懷之道德氛圍

將道德理解為正義或是關懷，展現(xiàn)了看待道德問題的不同視角，二者以不同的方式來解釋道德難題，表達道德思慮，指引道德行動。將道德理解為正義，意味著道德在于追求公正地解決個體間權利和利益的沖突，在于保護平等和自由，關注的問題在于公平、平等、個人權利、抽象原則和與之一致的應用；將道德理解為關懷，意味著道德在于追求社會凝聚力和和諧人際關系，在于培養(yǎng)信任與關愛關系(赫爾德，2014，第20-21頁)。那么，是否任何一個道德問題都可以從正義和關懷兩個視角來分析？還是二者在分析道德問題時各有自己適用的領域？如果是前者，那么是否可以殊途同歸，給予我們相同的關于道德行動的指導？但如果二者不僅“殊途”而且“異歸”，那么又該優(yōu)先聽從何者的指導？

表2 里克納《學校作為關懷共同體概貌》問卷框架

而上述問題實際上就是道德領域中的正義取向和關懷取向之間的關系問題。對這一問題的思考，學者們有兩種典型的傾向。一種是以正義取向為主導，關懷取向輔之；另一種是以關懷取向為主導，正義取向輔之。

前者的代表是科爾伯格?？茽柌裾J為關懷適應于特殊關系(家庭、朋友等)中兩難問題的解決，但他同時強調(diào)這類兩難問題同樣可以依據(jù)尊重人或規(guī)則的普遍公正道德，運用互惠與契約的觀念去解決。他說：“關心預先假定的特殊義務以公正的一般責任為必要但不充分條件，且還超越了公正的一般責任?！热魂P于特殊關系的考慮已經(jīng)超出了以人的權利為依據(jù)確定另一個人的責任的范圍，它們在某種意義上便起著補充的作用。……在我們的實例中，海因茲對妻子的關心深化了他尊重她生命權利的責任感。”(科爾伯格，2004，第216-217頁)后者的代表是赫爾德(Virginia Held)。她認為，關懷與正義相比是更基本的道德價值，因為我們可以有關懷而沒有正義。理由是在幾乎所有社會中的家庭內(nèi)部都沒有什么正義，但有很多關懷；沒有關懷，生命無法存在。她說：“為了構成公正的政治、法律和其他機構，我們可以決定將這些人作為個人，使他們成為個人權利的承擔者，但是，我們不應忘記現(xiàn)實和這一觀點掩蓋的道德性。人是關系和相互依存的。我們可以而且應該重視自主權，但它必須在信任關系的框架內(nèi)進行發(fā)展和延續(xù)?！?赫爾德，2014，第116頁)

無論以哪種取向為主導來整合另一種取向，都沒能取得公認的一致的同意。正如赫爾德(2014)所說：“怎樣把正義、關懷及其有關問題結合在一起?如何把建構正義、平等、權利和自由的理論框架與描述關懷、關系和信任的網(wǎng)絡協(xié)調(diào)起來？我們還未能制定出合適的方案?！?第110頁)整合上的困難促發(fā)了另一種務實的傾向，即在保持二者概念獨特性的同時，詳細地敘述各自具有優(yōu)先性的適用領域。越來越多的學者開始傾向于將二者視為相互補充的關系，傾向于認同二者都是極其重要的道德準則。因此，學校的道德氛圍也可包含正義與關懷兩種取向，既強調(diào)校園中的民主參與與契約精神，又強調(diào)校園中人際關系的和諧、責任與信任。道德教育則要致力于兼具正義與關懷兩種取向的道德氛圍的營造。

三、學校道德氛圍量表的編制

(一)學校道德氛圍測評框架反思

學校道德氛圍測評框架反思是指，在建構測評框架之前，對已有測評框架的考察，以及對建構目標的明確。這一部分主要采用了文獻法。實際上，布魯格曼的《學校道德氛圍問卷》和里克納的《學校作為關懷共同體概貌》這兩個經(jīng)典量表，要么以道德氛圍的正義取向為基礎，要么以道德氛圍的關懷取向為基礎，并不能反映道德氛圍的全貌。而我們的目標是制定一套科學的、符合我國文化特點的、能較全面地測評學校道德氛圍的量表。一般來說，達成此目標的方法有兩種：一種是同時運用布魯格曼和里克納的量表，但運用時需要根據(jù)我國學校的實際情況作出修訂；另一種是自編問卷。

我國臺灣學者李琪明采用了前一種方法，這種方法的最大優(yōu)勢是研究成果便于與西方國家的研究進行交流和對比，但必然面臨問卷的修訂問題。在實際操作中，李琪明對布魯格曼的《學校道德氛圍問卷》進行了簡化，使其適用對象擴展到小學生，同時刪除了不符合臺灣地區(qū)實情的學生自治會運作的相關內(nèi)容，形成了學校道德氛圍的“正義量表”，并對臺灣地區(qū)中小學校的道德氛圍進行了調(diào)查，但簡化后的量表已經(jīng)不具備完整的結構(李琪明，2004)。另外，李琪明對里克納和戴維森的《學校作為關懷共同體概貌》問卷也進行了簡化，保留了問卷中“對學生關懷的感知”這一部分，而將“對成人關懷的感知”部分刪除(李琪明，2004)。根據(jù)諾丁斯的關懷理論，問卷也應當測量成人對學生的關懷狀況，因為關懷的本質(zhì)是關系，而且成人對學生的關懷在營造一個學校關懷共同體時又是極為重要的，因此，李琪明的簡化量表雖然經(jīng)過驗證性因素分析保持著良好的結構，但對這一點確實有所忽視。

就自編問卷而言，我國大陸學者主要提出了三種全面測評學校道德氛圍的框架模型。根據(jù)模型的架構情況可以分為“三因子”模型和“二因子多量度”模型。其中“因子”是指構成學校道德氛圍的不同方面，如“正義”、“關懷”、“寬容”等?！岸嗔慷取笔侵羔槍Φ赖路諊牟煌矫?，可以由哪些量度去測量?！叭蜃印蹦Ｐ偷拇硎抢顐娧兄频摹秾W校道德氛圍問卷》，他將學校道德氛圍分為“公平”、“關懷”和“寬容”三個方面，但針對這三個方面并沒有劃分出具體的測量量度。他認為：“公平主要表現(xiàn)在校領導、老師及同學對學生……是否能一視同仁；關懷主要表現(xiàn)在校領導、老師及同學對學生是否能關心、愛護，……是否能積極幫助；寬容主要表現(xiàn)在校領導、老師及同學對學生能否寬容原諒。”(李偉強，2007，第35頁)

不同于李偉強的“三因子”模型，曾慶芳提出了“二因子多量度”模型。她認為，學校道德氛圍問卷的框架應該依照正義和關懷兩個基本維度來設計，其中，正義維度由公平、民主、自由、誠信以及合作五個量度組成；關懷維度由尊重、友誼、支持和寬恕四個量度組成(曾慶芳，2008)。胡穎慧延續(xù)了曾慶芳的思路，同樣采用“二因子多量度”模型，她在文獻研究和開放式訪談的基礎上，經(jīng)過探索性因素分析，最終將正義維度劃分為公平、民主、紀律、誠信、合作與競爭五個量度，將關懷維度劃分為尊重、幫助、理解、寬恕、歸屬感五個量度(胡穎慧，2010，第21頁)。

比較而言：“三因子”模型比較簡潔，測量的要點突出，將“寬容”與“公平”和“關懷”并列，強調(diào)“寬容”在學校教育情景中的重要性，無疑體現(xiàn)了“將學生視為發(fā)展中的人”這一重要理念?！岸蜃佣嗔慷取蹦Ｐ洼^為復雜，針對各因子做了精細的量度劃分。盡管不同的研究者對因子的測量量度有不同的提法，但相對于“三因子”模型，它可以對學校道德氛圍現(xiàn)狀進行更加精細地解釋，這樣也就能更精準地確定學校道德氛圍中所存在的問題，便于教育工作者進行干預。另外，“二因子多量度”模型將“寬容”作為“關懷”因子的一個量度也具有充分的理由。就我國的文化傳統(tǒng)而言，寬容多表現(xiàn)在世俗人際間的情感關懷中，而學校教育情景中的寬容也多是師生間關懷或友愛的表現(xiàn)。

綜上，為了準確和全面地測評我國學校的道德氛圍，我們采用自編問卷，問卷在框架上采用“二因子多量度”模型，其中“二因子”是指道德氛圍的正義取向與關懷取向。

(二)學校道德氛圍測評框架的確立

學校道德氛圍測評框架的確立是指，明確有哪些量度可以用來測評學校的正義氛圍，有哪些量度可以用來測評學校的關懷氛圍。就正義氛圍的測量而言，曾慶芳和胡穎慧都認為“公平”、“民主”、“誠信”應作為測量量度，所不同的是，前者提出了“自由”和“合作”量度，而后者提出了“紀律”和“合作與競爭”量度。誰更合理呢？這里應當回到對正義本身的理解。簡單地說正義就是社會成員得其所應得，指的是社會權利和義務的合理分配。而權利和義務的分配正是由規(guī)范來確立的，關鍵在于應該以什么樣的標準來分配？這就涉及人們秉承什么樣的價值，采用什么樣的方式來建立規(guī)范等問題?？茽柌裾怯纱苏J為，正義氛圍應是群體成員對規(guī)范以及價值的共享程度。因此，正義氛圍的測量也理應包含規(guī)范的建立、適用、遵守等幾個方面。就規(guī)范的建立而言，應制定“民主”量度，以測評受教育者是否有權對影響到其本人的主要事項自由發(fā)表自己的意見，而教育者能否對受教育者的意見按照其年齡和成熟程度給以適當?shù)目创?。就?guī)范的適用而言，應制定“公平”量度，以測評學校成員能否做到同等的人同等對待，不同的人區(qū)別對待。就規(guī)范的遵守而言，應制定“規(guī)范”、“誠信”量度，以測評學校成員能否遵守規(guī)范以及基于什么動機來遵守規(guī)范。這些量度應是測評正義氛圍的基本標準。以此標準來看，“紀律”量度可以由“規(guī)范”量度涵蓋，學校中的“規(guī)范”不僅僅包含“紀律”，還包括“法律規(guī)范”、“道德規(guī)范”等?！白杂伞绷慷葘嶋H上不能脫離規(guī)范的建立、適用以及遵守的過程而存在，因此可以通過“民主”、“公平”等量度來表現(xiàn)。而“合作”或“合作與競爭”被認為是正義的量度，顯然是考慮到公正合理的規(guī)范是展開合作與競爭的重要條件這一現(xiàn)實因素，但班集體成員之間的關懷也同樣能促進合作。也就是說在現(xiàn)實中“合作”或“合作與競爭”量度可以同時對應“正義”和“關懷”兩個因子，因此，這里不將其包含在“正義”因子的基本量度中。

就關懷氛圍的測量而言，研究者們提出了相當一致的測量量度，主要包括“尊重”、“幫助”、“理解”、“寬容”和“歸屬”。就關懷的本質(zhì)看，關懷在于意識到他人的需要，并且以自己的行動來滿足他人的需要。顯然，能意識到他人的需要，在于認為他人和自己擁有一樣的人格，也就是尊重他人，所以“尊重”是關懷的前提。而“理解”是了解他人需要的過程本身，“幫助”和“寬容”則是對他人困境(需要)的行為支持，“歸屬”則是關懷的結果。因此，這些量度應是測評關懷氛圍的基本標準。這里需要重點解釋一下“寬容”量度，因為對“寬容”的理解很容易與“正義”觀念相沖突。例如，“寬容”經(jīng)常被理解為：“某人無意間損害了他人或公共利益，我們應基于寬容而不追究其責任?！痹谶@里，“寬容”被認為包含了兩個密切相關的要素：一是犯錯者是無意的，二是不追究犯錯者的責任，而前者是后者的基礎。我們認為這樣理解“寬容”概念將威脅到學生對“公正”的認識，因為損害他人利益就要補償是“公正原則”。雖然，無意犯錯者更值得寬容，但犯錯所造成的損害他人的事實也同樣明顯，免除無意犯錯者應當承擔的責任是不公正的。實際上，寬容的本質(zhì)不在于免除犯錯者的責任，而在于不把犯錯標定為犯錯者的根本屬性，寬容是對人自由意志的肯定，是對人改過自新的信心，而這一點對正處于發(fā)展中的學生而言尤為重要。

通過對文獻的梳理和分析，我們初步確定正義氛圍的測評量度為“公平”、“民主”、“規(guī)范”和“誠信”，關懷氛圍的測評量度為“尊重”、“幫助”、“理解”、“寬容”和“歸屬”，并針對各個量度制定分量(見表3)。

(三)學校道德氛圍測評題項篩選

學校道德氛圍測評題項的篩選，是要確定出測量各個量度的觀察變量。首先，編寫題項。本研究中題項的來源：第一，從已有量表中抽?。坏诙?，基于對師生的訪談來編寫。最終編寫出學校道德氛圍的預測問卷，共計78題，其中正義分量表36題，關懷分量表42題。采用李克特4點計分。其次，用預測問卷對上海市部分中小學校學生進行試測，并對試測結果運用SPSS 19.0進行題項分析和探索性因素分析，根據(jù)統(tǒng)計要求篩選題目。由于本研究在編寫題項時，已經(jīng)對學校道德氛圍有一定的理論構想，所以探索性因素分析不需要完全的探索，而是在一定的理論構想下對正義分量表和關懷分量表分別進行。最后，篩選出符合統(tǒng)計要求的題項，并組織成完整的問卷。正式測評問卷共計45題，其中正義分量表20題，關懷分量表25題，各量度均由5道題項來測量(見表4)。

表3 學校道德氛圍測評框架

表4 學校道德氛圍測評題項樣例

四、學校道德氛圍量表的CFA模型驗證

(一)研究方法與實施

1.CFA模型界定

正義分量表是一個由四個因素構念變量組成的多向度量表，四個因素構念分別為“公平”、“民主”、“規(guī)范”、“誠信”?！肮健币蛩貥嬆畎}項1至題項5(觀察變量名稱為AX1、AX2、AX3、AX4、AX5)，“民主”因素構念包含題項6至題項10(觀察變量名稱為BX6、BX7、BX8、BX9、BX10)，“規(guī)范”因素構念包含題項11至題項15(觀察變量名稱為CX11、CX12、CX13、CX14、CX15)，“誠信”因素構念包含題項16至題項20(觀察變量名稱為DX16、DX17、DX18、DX19、DX20)。

關懷分量表是一個由五個因素構念變量組成的多向度量表，五個因素構念分別為“尊重”、“幫助”、“理解”、“寬容”與“歸屬”?！白鹬亍币蛩貥嬆畎}項21至題項25(觀察變量名稱為EX21、EX22、EX23、EX24、EX25)，“幫助”因素構念包含題項26至題項30(觀察變量名稱為FX26、FX27、FX28、FX29、FX30)，“理解”因素構念包含題項31至題項35(觀察變量名稱為GX31、GX32、GX33、GX34、GX35)，“寬容”因素構念包含題項36至題項40(觀察變量名稱為HX36、HX37、HX38、HX39、HX40)，“歸屬”因素構念包含題項41至45(觀察變量名稱為IX41、IX42、IX43、IX44、IX45)。

分別繪制正義分量表與關懷分量表的CFA模型假設圖(見圖1與圖2)。

初始模型假定：

1.正義分量表的四個因素構念之間有共變關系，關懷分量表的五個因素構念之間有共變關系，兩個分量表因素構念間的關系皆為斜交模型。

2.每個觀察變量負荷在唯一的因素構念上。

3.每個觀察變量的測量誤差項互為獨立，測量指標誤差項間沒有共變關系。

在上述假設模型圖中界定正義分量表的四個因素構念變量與關懷分量表的五個因素構念變量的方差為1，每一個測量誤差項的路徑系數(shù)為1。

圖1 正義分量表CFA模型假設圖

圖2 關懷分量表CFA模型假設圖

2.樣本數(shù)據(jù)特征

對我國東部地區(qū)(主要包括上海、浙江、廣東等地)多所中小學校的學生發(fā)放學校道德氛圍量表。獲得的有效樣本數(shù)為1000位，其中小學生500位，包括男生255位，女生245位；中學生500位，包括男生252位，女生248位。缺失值用系列均值法進行填充。

樣本數(shù)的決定要滿足模型檢驗的需要，一般認為驗證模型所需的樣本數(shù)最少應是模型中需估計的自由參數(shù)的10倍。根據(jù)正義分量表假設模型圖可知，該模型檢驗需要估計的自由參數(shù)共有46個，其中包括20個路徑系數(shù)、6個協(xié)方差和20個方差。所以，檢驗正義分量表CFA模型至少需要460位有效樣本。根據(jù)關懷分量表假設模型圖可知，該模型驗證需要估計的自由參數(shù)共有60個，其中包括25個路徑系數(shù)、10個協(xié)方差和25個方差。因此，該模型驗證所需的樣本數(shù)最少需要600位?，F(xiàn)有1000位有效樣本，所以符合正義與關懷兩個分量表模型檢驗的標準。

3.模型分析方法

1.本研究模型分析時采用的矩陣類型為：協(xié)方差矩陣。

2.本研究采用的參數(shù)估計方法為：最大似然估計法(ML法)。

使用ML法估計參數(shù)需要滿足以下幾個條件：第一，數(shù)據(jù)為連續(xù)型數(shù)據(jù)；第二，樣本數(shù)據(jù)獨立；第三，樣本容量大；第四，樣本數(shù)據(jù)為多元正態(tài)分布。本研究中的學校道德氛圍量表采用李克特式4點計分方式，可以將數(shù)據(jù)近似看作連續(xù)型數(shù)據(jù)，另外，樣本數(shù)據(jù)獨立，樣本容量為1000，屬于大樣本。

現(xiàn)對兩個分量表的數(shù)據(jù)進行多元正態(tài)分布檢驗，常用的檢驗指標有：第一，各觀察變量偏度和峰度的絕對值均小于2；第二，Mardia系數(shù)要小于P(P+2)(P為觀察變量的個數(shù))。

經(jīng)檢驗，正義分量表和關懷分量表中各觀察變量偏度和峰度的絕對值均小于2，表明各觀察變量符合正態(tài)分布。正義分量表樣本數(shù)據(jù)的Mardia系數(shù)為401.946，小于參考值P(P+2)，即440，表明正義分量表整體樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)性分布。關懷分量表樣本數(shù)據(jù)的Mardia系數(shù)為650.527，小于參考值P(P+2)，即675，表明關懷分量表整體樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)性分布。

3.本研究采用的統(tǒng)計軟件為：AMOS 17.0。

(二)結果與分析

1.違犯估計檢驗

違犯估計檢驗就是檢驗在假設模型中所輸出的參數(shù)估計值是否超出了可接受的范圍，也就是檢驗模型是否獲得了不適當?shù)慕?。違犯估計檢驗有以下幾個指標：第一，沒有負的誤差方差存在；第二，標準化參數(shù)系數(shù)沒有等于或超過1；第三，標準誤沒有0或太大的極端值。

對正義分量表CFA模型進行違犯估計檢驗發(fā)現(xiàn)：第一，測量誤差的方差介于0.114和0.555之間，沒有負值存在；第二，所有觀察變量的標準化回歸系數(shù)介于0.582和0.904之間，沒有等于或超過1的值存在；第三，測量誤差方差的估計標準誤介于0.007到0.029之間，沒有過大的極端值。鑒于此，可判斷正義分量表CFA模型沒有違犯估計的問題。

對關懷分量表CFA模型進行違犯估計檢驗發(fā)現(xiàn)：第一，測量誤差的方差介于0.091和0.623之間，沒有負值存在；第二，所有觀察變量的標準化回歸系數(shù)介于0.507和0.907之間，沒有等于或超過1的值存在；第三，測量誤差方差的估計標準誤介于0.005到0.031之間，沒有過大的極端值。鑒于此，可判斷關懷分量表CFA模型沒有違犯估計的問題。

2.模型配適度檢驗

模型的配適度檢驗就是檢驗假設模型所導出的協(xié)方差矩陣與樣本數(shù)據(jù)得到的協(xié)方差矩陣之間的差異程度，差異越小，則表明假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以適配。

對正義分量表以及關懷分量表CFA模型進行配適度檢驗(見表5及表6)發(fā)現(xiàn)：兩個分量表在各項評價指標中，χ2值達到顯著性水平，由于本研究樣本數(shù)高達1000，因而需要參考其他指標來判斷。而其他指標除了卡方自由度比沒有達到適配標準外， 絕對配適度指數(shù)、 增值配適度指數(shù)和簡約配適度指數(shù)均達到普通接受值，甚至良好接受值。根據(jù)多數(shù)原則，可判斷兩個分量表整體模型的配適度良好，即整體模型與實際觀察數(shù)據(jù)有好的擬合度。研究所提出的正義分量表以及關懷分量表CFA模型假設獲得統(tǒng)計上的支持，可用來解釋實際搜集的數(shù)據(jù)資料。

表5 正義分量表整體模型配適度檢驗摘要表

表6 關懷分量表整體模型配適度檢驗摘要表

3.聚斂效度檢驗

聚斂效度主要用來檢驗測量相同特質(zhì)或構念的多個觀察變量在該構念上的聚斂程度。聚斂效度高意味著觀察變量在對應的因素構念上會有較高的因素負荷量，并且觀察變量間有較高的相關。聚斂效度的評估有以下幾個指標：第一，每一個觀察變量的因素負荷量t檢驗達到顯著，且因素負荷量的數(shù)值要高于0.50，理想狀態(tài)是0.70以上；第二，各因素構念的信度，即組合信度要大于0.60；第三，各因素構念的平均方差抽取值必須大于0.50。

對正義分量表CFA模型進行聚斂效度檢驗(見表7)發(fā)現(xiàn)：第一，“公平”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.582、0.715、0.810、0.789、0.670；“民主”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.791、0.601、0.762、0.841、0.760；“規(guī)范”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量為0.878、0.851、0.840、0.882、0.859；“誠信”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量為0.858、0.884、0.852、0.904、0.859。20個觀察變量的因素負荷量中有17個達到0.70以上，只有3個介于0.50與0.70之間，表示各因素構念在解釋其對應的觀察變量的變異量時，絕大多數(shù)都能解釋變異的50%以上。因而，總的來說每個因素構念的觀察指標可以有效地反映其對應的構念特質(zhì)。

表7 正義分量表各觀察變量的因素負荷及信效度檢驗摘要表

第二，正義分量表CFA模型中四個因素構念的組合信度分別為0.8475、0.9066、0.9631、0.9610，均大于0.60，表示各因素構念內(nèi)觀察變量的同構性較高，模型的內(nèi)在質(zhì)量良好。

第三，正義分量表CFA模型中四個因素構念的平均方差抽取值分別為0.5297、0.6625、0.8394、0.8313，均大于0.50，表示各因素構念能解釋其對應觀察變量的變異量的50%以上，模型的聚斂效度良好。

對關懷分量表CFA模型進行聚斂效度檢驗(見表8)發(fā)現(xiàn)：第一，“尊重”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.706、0.793、0.802、0.719、0.599；“幫助”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.754、0.577、0.836、0.760、0.796；“理解”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.885、0.868、0.878、0.875、0.841；“寬容”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.786、0.667、0.799、0.623、0.507；“歸屬”因素構念在五個觀察變量上的因素負荷量分別為0.843、0.907、0.854、0.874、0.844。25個觀察變量的因素負荷量中有22個達到0.70以上，只有3個介于0.50與0.70之間，表示各因素構念在解釋其對應的觀察變量的變異量時，絕大多數(shù)都能解釋變異的50%以上。因而，總的來說每個因素構念的觀察指標可以有效地反映其對應的構念特質(zhì)。

表8 關懷分量表各觀察變量的因素負荷及信效度檢驗摘要表

第二，關懷分量表CFA模型中五個因素構念的組合信度分別為0.8648、0.9135、0.9705、0.8781、0.9655，均大于0.60，表示各因素構念內(nèi)觀察變量的同構性較高，模型的內(nèi)在質(zhì)量良好。

第三，關懷分量表CFA模型中五個因素構念的平均方差抽取值分別為0.5638、0.6818、0.8682、0.5964、0.8486，均大于0.50，表示各因素構念能解釋其對應觀察變量的變異量的50%以上，模型的聚斂效度良好。

4.區(qū)別效度檢驗

區(qū)別效度用來檢驗不同因素構念間的差異性程度。常用的檢驗指標是：比較兩個因素構念的平均方差抽取值與兩個因素構念間相關系數(shù)的平方，如果前者均大于后者，則表示兩個因素構念間有良好的區(qū)別效度。

對正義分量表CFA模型進行區(qū)別效度檢驗(見表9)發(fā)現(xiàn)：“民主”與“誠信”兩個因素構念的區(qū)別效度不佳，“民主”因素構念的AVE值為0.6625，“誠信”因素構念的AVE值為0.8313，二者相關系數(shù)的平方為0.692，顯然，“民主”因素構念的AVE值小于0.692，不滿足良好區(qū)別效度的條件。從概念上講，“民主”涉及規(guī)則的制定，“誠信”涉及規(guī)則的遵守，二者確有聯(lián)系，但區(qū)別也是明顯的，“民主”強調(diào)共同參與決定，“誠信”強調(diào)遵守規(guī)則的行為，這也是設置“民主”與“誠信”兩個構念因素下屬題項的依據(jù)?？紤]到希望假設模型對測量數(shù)據(jù)做出更豐富的解釋，以及區(qū)別效度不佳也可能與選擇的樣本有關，這里不根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)對理論模型進行修正。此外，其他各因素構念比較的結果均為因素構念的AVE值大于因素構念間相關系數(shù)的平方。因此，總體上講，正義分量表CFA模型具有較好的區(qū)別效度。

表9 正義分量表因素構念間相關系數(shù)與平均方差抽取量摘要表

注：對角線為因素構念平均方差抽取量(AVE)；下三角為因素構念間的相關系數(shù)，上三角為因素構念間相關系數(shù)的平方。

對關懷分量表CFA模型進行區(qū)別效度檢驗(見表10)發(fā)現(xiàn)：“理解”與“寬容”兩個因素構念的區(qū)別效度不佳，“理解”因素構念的AVE值為0.8682，“寬容”因素構念的AVE值為0.5964，二者相關系數(shù)的平方為0.714，顯然，“寬容”因素構念的AVE值小于0.714，不滿足良好區(qū)別效度的條件。從概念上講，“理解”與“寬容”兩個因素構念間確實有較多的聯(lián)系，“理解”是“寬容”的前提，但二者之間的差別也比較明顯，“寬容”的對象是過錯行為，而“理解”的對象范圍更大，這也是設置“理解”與“寬容”兩個構念因素下屬題項的依據(jù)?？紤]到希望假設模型對測量數(shù)據(jù)做出更細節(jié)的解釋，以及區(qū)別效度不佳也可能與選擇的樣本有關，這里不根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)對理論模型進行修正。除此之外，其他各因素構念比較的結果均為因素構念的AVE值大于因素構念間相關系數(shù)的平方。因此，總體上講，關懷分量表CFA模型具有較好的區(qū)別效度。

表10 關懷分量表因素構念間相關系數(shù)與平均方差抽取量摘要表

注：對角線為因素構念平均方差抽取量(AVE)；下三角為因素構念間的相關系數(shù)，上三角為因素構念間相關系數(shù)的平方。

五、結論與建議

(一)結論

本研究通過驗證性因素分析，對自編的學校道德氛圍測評框架及量表進行了違犯估計檢驗、模型配適度檢驗、聚斂效度檢驗以及區(qū)別效度檢驗，發(fā)現(xiàn)：學校道德氛圍可從正義和關懷兩個取向測得；學校道德氛圍的正義取向，可由“公平”、“民主”、“規(guī)范”、“誠信”四個量度測得；學校道德氛圍的關懷取向，可由“尊重”、“幫助”、“理解”、“寬容”、“歸屬”五個量度測得。

(二)建議

本研究對學校道德氛圍量表的編制，主要采用文獻梳理法、訪談法和驗證性因素分析法。我們詳細考察了國、內(nèi)外的經(jīng)典問卷，梳理了各問卷背后的理論依據(jù)，分析了各問卷的結構、量度以及具體題項，最后制定了學校道德氛圍量表，并對量表進行了CFA結構模型檢驗。

首先，為了保證最終學校道德氛圍量表的簡潔性和解釋的有效性、豐富性，測評框架的制定整體上主要關注教師與學生的互動、學生與學生的互動，而在個別量度上根據(jù)我國學校的現(xiàn)實情況則各有側重。例如，基于我國傳統(tǒng)教育中強調(diào)教師權威的現(xiàn)象，我們在“公平”量度上主要考慮教師能否平等對待以及區(qū)別對待學生的情況，在“寬容”量度上主要考慮教師寬容學生的情況。而在“規(guī)范”量度上則主要關注學生對規(guī)范的遵守與理解情況。但這樣可能就搜集不到全面的信息，會對學校道德氛圍量表的效度有一定影響。

其次，對于具體題項內(nèi)容的編制，一是從已有量表中抽取，二是結合我國學校的實際情況以及我們對量度的理解進行編寫。從已有量表中抽取，雖然可以相對地保證題項的質(zhì)量，因為這些題項都是經(jīng)過檢驗而保留下來的，但同時由于時空背景的不同，也有可能不符合我國當下部分學校的實際情況。

最后，本研究運用AMOS17.0對學校道德氛圍量表進行了驗證性因素分析，雖然統(tǒng)計結果顯示各方面的指標都達到可接受甚至良好的程度，但此量表并不一定能夠測得各地區(qū)、各階段學校的道德氛圍。一是因為驗證性因素分析所采用的樣本主要從東部地區(qū)獲得。二是量表的計分方式是4點計分，雖然可能適應于小學生的辨別能力，但可能也限制了中學生表達看法的范圍。這些因素都將影響量表適用的范圍。

總之，如何兼顧量表的簡潔性和有效性，以及如何制定出適用性較廣的學校道德氛圍量表還值得進一步研究，還需要不斷地對學校道德氛圍量表進行修訂。

郭本禹. (2005).道德認知發(fā)展與道德教育——科爾伯格的理論與實踐.福州:福建教育出版社.

赫爾德. (2014).關懷倫理學(苑莉均譯).北京:商務印書館.

胡穎慧. (2010).學校道德氛圍量表的編制及應用(碩士論文).上海：華東師范大學.

科爾伯格. (2004).道德發(fā)展心理學：道德階段的本質(zhì)與確證(郭本禹等譯).上海:華東師范大學出版社.

李琪明. (2004).我國國中小校園道德氣氛之調(diào)查研究.臺灣師范大學學報:教育類,49(1)，1-20.

李偉強. (2007).中學學校道德氛圍結構模型研究.淮北煤炭師范學院學報(哲學社會科學版), 28(2),35-36.

所羅門,希金斯. (2014).大問題:簡明哲學導論(第九版)(張卜天譯).桂林:廣西師范大學出版社.

曾慶芳. (2008).學校道德氛圍測評標準與分析框架研究.教育與職業(yè),(9),108-110.

趙雪霞. (2008).西方道德教育模式的比較:正義與關懷(博士論文).長春：東北師范大學.

Brugman， D.,et al. (1998).Students’perception of the moral atmosphere in secondary school and the relationship between moral competence and moral atmosphere.JournalofMoralEducation,27(1),47-69.

Brugman， D., Podolskij, A. I., Heymans, P. G., Boom, J., Karabanova, O., & Idobaeva, O. (2003).Perception of moral atmosphere in school and norm transgressive behaviour in adolescents: An intervention study.InternationalJournalofBehavioralDevelopment, 27(4),289-300.

Beem, A., Brugman, D., Host, K., & Tavecchio, L. (2004). Students’ perception of school moral atmosphere: From moral culture to social competence. A generalizability study.EuropeanJournalofDevelopmentalPsychology, 1(2),171-192.

Power,F.C. (1981).Moral Education Through the Development of the Moral Atmosphere of the School.JournalofEducationalThought, 15(1),4-19.

(責任編輯 胡 巖)

10.16382/j.cnki.1000-5560.2017.03.009

上海市浦江人才計劃(項目編號：11PJC048)。