羅明源　王淑霞　蘇艷華

摘 要｜目的：該研究旨在編制中小學(xué)生家庭作業(yè)自我調(diào)節(jié)問卷并探討問卷的信度與效度。方法：問卷以瑞安（Ryan）和康奈爾（Connell）在1989編制的學(xué)術(shù)自我調(diào)節(jié)問卷（Academic Self-Regulation Questionnaire）作為藍(lán)本，經(jīng)過兩名翻譯專家分別翻譯，然后再回譯，進(jìn)行嚴(yán)格比對后，對中文版本問卷刪除并修改了不適合東方文化的項(xiàng)目，增加了符合中國人的語言理解習(xí)慣和作業(yè)背景的項(xiàng)目，形成初步問卷，在部分地區(qū)的中小學(xué)中進(jìn)行預(yù)測，進(jìn)行項(xiàng)目分析；經(jīng)過預(yù)測修訂后，最終問卷包含23個項(xiàng)目五個維度，正式施測共收回992份有效問卷，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行了項(xiàng)目分析、探索性因素分析、驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果：項(xiàng)目分析表明各項(xiàng)目的區(qū)分度較好，總問卷的標(biāo)準(zhǔn)化的Cronbachs α系數(shù)為0.800，探索性因素分析KMO為0.862，驗(yàn)證性因素分析具有較好的模型擬合度，問卷的重測信度為0.678，效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度為0.163，均達(dá)到顯著水平。結(jié)論：修訂后的中小學(xué)生家庭作業(yè)自我調(diào)節(jié)問卷的信效度均達(dá)到了測量學(xué)的要求。

關(guān)鍵詞｜中小學(xué)生；家庭作業(yè)；自我調(diào)節(jié)；問卷中國化

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1 引言

我國是一個教育大國，而家庭作業(yè)是中小學(xué)生學(xué)習(xí)的重要組成部分。在國外，對于家庭作業(yè)的定義趨于一致，即學(xué)校教師布置給學(xué)生，讓他們在課外時間完成的任務(wù)（Cooper，1989）。我國對于中小學(xué)生的家庭作業(yè)包括在課后時間里完成的練習(xí)作業(yè)，學(xué)校教師根據(jù)教學(xué)進(jìn)度布置的家庭作業(yè)，學(xué)生或家長自定的額外作業(yè)，還有課外輔導(dǎo)班留的練習(xí)作業(yè)等，這些作業(yè)如果不在研究中嚴(yán)格區(qū)分和控制，勢必影響研究的效力，造成研究結(jié)果的不準(zhǔn)確，不一致（張俊超，2008）。本研究將家庭作業(yè)定義為“學(xué)校教師根據(jù)教學(xué)進(jìn)度布置的、要求中小學(xué)生在課外時間完成的學(xué)科作業(yè)”。而中小學(xué)生在自我控制能力方面發(fā)展得還不是很完善（林崇德，2009）。因此，家庭作業(yè)往往需要家長或者老師的幫助才能完成。

根據(jù)以往關(guān)于家庭作業(yè)的研究結(jié)果，中小學(xué)生在完成家庭作業(yè)時受努力程度的影響，而作業(yè)努力程度的家庭作業(yè)模型，可知學(xué)生的作業(yè)努力受到人格特征中的責(zé)任心品質(zhì)以及作業(yè)動機(jī)的影響（Trautwein，2006）。洪和米爾格拉姆（Hong and Milgram）修訂了Dunn的學(xué)習(xí)風(fēng)格測驗(yàn)（LSI）模型，編制了家庭作業(yè)動機(jī)和偏好問卷（HMPQ），通過對5、6、7、9、10五個年級學(xué)生的施測，結(jié)果發(fā)現(xiàn)有天賦的學(xué)生具有高堅持性、高動機(jī)、很強(qiáng)的獨(dú)自學(xué)習(xí)偏好（除非與高成績者共同學(xué)習(xí)）的特點(diǎn)（Hong and Milgram，2001）。還有研究表明，孩子在做家庭作業(yè)時的積極情緒會影響自身的自主動機(jī)，自主動機(jī)進(jìn)而影響學(xué)習(xí)成績，由此得出結(jié)論，孩子在做家庭作業(yè)時的自主動機(jī)會影響自身的學(xué)習(xí)成績，自我效能感起到了中介作用（Moè A and Katz I.，2018）。以上研究均表明，中小學(xué)生在完成家庭作業(yè)時的動機(jī)對學(xué)習(xí)成績具有重要的影響，所以對于家庭作業(yè)完成動機(jī)的研究，有助于家長了解和調(diào)節(jié)自己的教育方式，有助于教師的教學(xué)，也有助于學(xué)生了解自己學(xué)習(xí)方式，進(jìn)而改善自己的學(xué)習(xí)效果。

自主動機(jī)（Autonomous Motivation）是指個體的自由意志，自我激勵某種行為的動機(jī)。有研究使用學(xué)術(shù)自我調(diào)節(jié)問卷（Ryan et al. 1989）測量父母參與家庭作業(yè)的自主動機(jī)。研究了父母的自主動機(jī)與積極情緒的關(guān)系（Moè A and Katz I，2018）。說明采用自我調(diào)節(jié)問卷可以有效地測量學(xué)生的學(xué)習(xí)自主動機(jī)。

在國外，已有大量研究對學(xué)業(yè)自我調(diào)節(jié)量表進(jìn)行了編制和修訂。比如，有研究收集了三次數(shù)據(jù)，主要調(diào)查了紐約州北部三個不同學(xué)區(qū)的小學(xué)，樣本1來自城市，代表中低檔家庭，4到6年級學(xué)生（122名）；樣本2來自郊區(qū)，由主要中等至中等以上白人家庭的3至6歲的兒童組成（156名）；樣本3來自農(nóng)村，由市中心外約60英里的學(xué)區(qū)的3～6歲的兒童組成，主要代表中下階層的白人（450名）。結(jié)果表明，自我調(diào)節(jié)問卷的各個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.62～0.82之間（Ryan R M and Connell J P，1989）。中國學(xué)者也對自我調(diào)節(jié)量表進(jìn)行修訂，有研究者采用學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)問卷對東北師大附中等中學(xué)初中生被試1800人施測，采用集體施測的方式，以指導(dǎo)語指示被試填答問卷，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行整合，然后進(jìn)行修訂，修訂后的學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)問卷包括外部調(diào)節(jié)、內(nèi)攝性調(diào)節(jié)、認(rèn)同性調(diào)節(jié)、和內(nèi)部動機(jī)四個維度，所含題項(xiàng)數(shù)依次是13、5、7共32題（暴占光，2006）。新課改下，父母對孩子的教育觀念在不斷改變，在新時代背景下的今天如果要使用原來的問卷，其有效性可能還需要再驗(yàn)證。

目前在國內(nèi)有很多中小學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)的問卷，比如，余安邦編制的中小學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)問卷，可用于中小學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)測量。有研究者以奧蘇貝爾的學(xué)習(xí)動機(jī)理論為基礎(chǔ)，編制了中小學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)問卷。問卷包括三個分維度，即認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力、自我提高內(nèi)驅(qū)力、附屬內(nèi)驅(qū)力（林錦秀，2011）。另外，也有研究者以卡溫頓的動機(jī)理論為依據(jù)，編制了針對中學(xué)生的學(xué)習(xí)動機(jī)量表，該量表是以Biggs學(xué)習(xí)過程問卷作為參考框架的，即包括表面型、深層型和成就型動機(jī)三個角度（曲麗華，2014）。近來，又有研究采用卡茨（Katz）基于瑞安和康奈爾提出的方法，編制了評估學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)的量表，采用Likert 5點(diǎn)計分，1代表“一點(diǎn)也不”，5代表“非常多”。評估家庭作業(yè)的自主動機(jī)共11項(xiàng)，例如：“我做作業(yè)是出于家庭作業(yè)本身的價值，對我的學(xué)習(xí)有幫助”，“我做作業(yè)是因?yàn)樗苡腥ぁ?，α系?shù)為0.91。評估家庭作業(yè)的控制動機(jī)共8項(xiàng)，例如：“我做作業(yè)是因?yàn)槲蚁氆@得更好的成績”；“我做作業(yè)是因?yàn)槿绻焕蠋煱l(fā)現(xiàn)我沒有完成，我會感到很羞恥”，α系數(shù)為0.91。并研究了小學(xué)五年級學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)和控制動機(jī)對數(shù)學(xué)家庭作業(yè)行為的影響（劉奉天，2019）。

對于家長參與中小學(xué)生家庭作業(yè)的動機(jī)也有相關(guān)的研究，并且編制了相應(yīng)的問卷，具有一定的信效度，可用于測量家長參與家庭作業(yè)的動機(jī)（李云、桑青松、凌晨，2011）。也有研究以動機(jī)的自我決定理論為理論基礎(chǔ)，采用問卷調(diào)查法對七年級和八年級的初中生進(jìn)行了調(diào)查，研究了他們感知到的家長支持、家長自主支持、數(shù)學(xué)教師支持、數(shù)學(xué)家庭作業(yè)自我決定動機(jī)和數(shù)學(xué)家庭作業(yè)努力的關(guān)系（高雷，2016）。同年還編制了一份關(guān)于學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)的問卷，以評估學(xué)生的家庭作業(yè)動機(jī)（Katz，Kaplan，and Buzukashvily，2011）。但還缺乏對中小學(xué)生在自己的家庭作業(yè)中的自主動機(jī)進(jìn)行測量的問卷。

綜上所述，自我學(xué)業(yè)調(diào)節(jié)問卷雖然曾經(jīng)被中國學(xué)者翻譯并修訂過，但其僅用于初中學(xué)生在校學(xué)習(xí)動機(jī)的調(diào)查，而并沒有結(jié)合校外學(xué)習(xí)自主動機(jī)進(jìn)行研究，另外小學(xué)年級在家庭作業(yè)自主動機(jī)方面研究也比較薄弱，年齡跨度比較小，具有一定局限性；另外，由于我國教育的特殊性，家庭作業(yè)一般只存在于中小學(xué)教育中，因此提出對學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)問卷進(jìn)行再次修訂。已有研究多是對學(xué)生的單科學(xué)習(xí)動機(jī)的調(diào)查，也都只是用到單科學(xué)習(xí)動機(jī)問卷和方法，比較片面，大多對象也都是大學(xué)生和中學(xué)生，而且相應(yīng)動機(jī)問卷并沒有從自主動機(jī)角度編制，因此提出中小學(xué)生家庭作業(yè)自我調(diào)節(jié)問卷的編制。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究分為預(yù)測、正式施測和重測三個部分，采用方便取樣法，通過線上和線下發(fā)放問卷1278份，回收1278份，剔除無效問卷后剩余1204份，有效回收率為94%。被試主要來自貴州省、江蘇省、山東省等地區(qū)共18個中小學(xué)校，其中四年級126份、五年級72份、六年級136份、七年級334份、八年級536份。具體如下：

預(yù)測被試（樣本1）：主要來自貴州省部分中小學(xué)四年級到八年級學(xué)生，采用線上、線下結(jié)合的形式收集，共收回來212份有效問卷，其中男生123人，女生89人。

正式施測（樣本2和樣本3）：以學(xué)科考試成績?yōu)樾?biāo)并作為區(qū)分樣本2和樣本3的依據(jù)，共收回有效問卷992份，其中沒有填寫各學(xué)科成績的問卷387份，男生179人，女生203人，未報告性別者5人（樣本2）；填寫語文、數(shù)學(xué)、英語三科考試成績的有605份，男生272人，女生319人，未報告性別者14人（樣本3）。

重測（樣本4）：四個月后在樣本3中隨機(jī)抽取358人進(jìn)行重測，有效問卷114份，其中男生42人，女生70人，未報告性別者2人。

2.2 研究工具

2.2.1 自我調(diào)節(jié)問卷（Academic Self-regulation Questionnaire）

自我調(diào)節(jié)問卷（Academic Self-regulation Questionnaire）（Ryan and Connell，1989）包括四個維度即外部調(diào)節(jié)、內(nèi)攝性調(diào)節(jié)、認(rèn)同性調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)，對應(yīng)題項(xiàng)為1～5，6～11，12～16，17～18，各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.62到0.82之間。

2.2.2 中小學(xué)生家庭作業(yè)自我調(diào)節(jié)問卷

經(jīng)過專家翻譯、回譯、初審，修改了部分措辭，以符合中國閱讀習(xí)慣和中國教育背景，使每個題目意義更加明確，以自我決定理論為支撐進(jìn)行修訂而成，一共34個條目，6個條目為人口學(xué)基本信息，10個條目為結(jié)合疫情編制而成，目的是排除特殊事件影響以及作對比研究，18個條目為原學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)問卷題目中國化改編而成。

以上問卷均采用 Likert 4 級計分方式，即從“非常正確”到“完全不正確”。

2.3 研究程序

2.3.1 預(yù)測問卷的編制

以瑞安和康奈爾（Ryan and Connell）1989年編制的學(xué)術(shù)自我調(diào)節(jié)問卷為基礎(chǔ)，由兩位英語專業(yè)人士分別翻譯并校對。最后，我們邀請了一位心理學(xué)博士從心理測量學(xué)的角度對問卷進(jìn)行校對。本研究是在新冠疫情期間進(jìn)行的，考慮到被試會受到一定的影響，會影響 Cronbachs α系數(shù)的可靠性，所以本研究編制了專門針對疫情期間的情況的問卷，共11個條目，加上原問卷篩選后經(jīng)過修訂保留的18個項(xiàng)目，問卷共有29個項(xiàng)目。請1名心理學(xué)博士從心理測量學(xué)角度對29個項(xiàng)目進(jìn)行反復(fù)修改與驗(yàn)證，綜合考慮各維度間項(xiàng)目數(shù)的平衡、文字表述的清晰性、易懂性、簡潔性、被試對項(xiàng)目的敏感程度等幾個方面的因素，編制成29個項(xiàng)目的中小學(xué)生家庭作業(yè)自我調(diào)節(jié)初步問卷。

2.3.2 預(yù)測與修改

首先，對樣本1項(xiàng)目分析和信度分析，刪除嚴(yán)重影響問卷信度題項(xiàng)。對余下的題項(xiàng)進(jìn)行探索性因素分析，刪除因子聚類不符合心理學(xué)理論構(gòu)念的題項(xiàng)，對其余題項(xiàng)進(jìn)行重新編排后，形成正式問卷。

2.3.3 正式施測

為了更好地對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，調(diào)查問卷的穩(wěn)定性和心理測量指標(biāo)，抽取兩個樣本（樣本2和樣本3）采用正式問卷進(jìn)行施測。其中，樣本2的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析和信度分析，樣本3的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、信度分析和效度分析。4個月后，從樣本3中隨機(jī)抽取部分受試者作為樣本4進(jìn)行重測，并對樣本4的數(shù)據(jù)進(jìn)行重測信度分析。

2.4 統(tǒng)計分析

采用Excel對數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入與整理；用SPSS 20對數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析、探索性因素分析和信效度分析；采用Amos 21.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

3 結(jié)果

3.1 項(xiàng)目分析

對樣本1項(xiàng)目分析，題總相關(guān)系數(shù)（Item-toal Correlation）均大于0.20，各項(xiàng)目具有較好的區(qū)分度，采用項(xiàng)目與總分之間的相關(guān)性分析以及克隆巴赫α檢驗(yàn)法，刪除了嚴(yán)重影響問卷信度的第2、16題（Cronbachs α if item deleted）。對余下的27題進(jìn)行探索性因素分析，刪除因子聚類不符合心理學(xué)理論構(gòu)念的第1、6、9、11題，其余每一題都只在一個主成分上的載荷大于0.4，說明每一個項(xiàng)目都具有良好的內(nèi)容效度，對其進(jìn)行重新編排后，最終形成23個項(xiàng)目的正式問卷，如表1所示。

3.2 探索性因素分析

對樣本2的數(shù)據(jù)按照嚴(yán)格的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選和排序，并進(jìn)行探索性因子分析（EFA）。結(jié)果表明，KMO值為0.862，Bartlett球形檢驗(yàn)值為4698.113（p<0.01），與單位矩陣存在顯著差異，進(jìn)一步說明探索性因子分析結(jié)果是可靠的。然后對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，利用相關(guān)矩陣作為提取因子的基礎(chǔ)，以特征根>1，因子載荷>0.4為標(biāo)準(zhǔn)提取因子，利用最大方差法正交旋轉(zhuǎn)和碎石地圖作為參考，可以提取五個因素，五個因子的累積方差貢獻(xiàn)率為64.093%。

3.3 驗(yàn)證性因素分析

對樣本3進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析顯示，模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)（Standardized Regression Weights）如圖1所示。對樣本3進(jìn)行效度分析，因子分析顯示問卷具有較好的內(nèi)容效度，以語文、數(shù)學(xué)、英語三科考試成績轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)后作為校標(biāo)進(jìn)行效度分析表明，r=0.163，p<0.01。

3.4 信度分析

將樣本2和樣本3的數(shù)據(jù)合并在一起進(jìn)行信度分析。結(jié)果顯示，總問卷的標(biāo)準(zhǔn)化Cronbachs α系數(shù)為0.800，F(xiàn)riedmans χ2值為2617.352（p<0.01），均達(dá)到極其顯著水平，表示被試之間的個體差異大，問卷的信度高；問卷四個月后的重測信度為0.678（p<0.01），各維度的重測信度均在0.364～0.571

（p<0.01）之間，均達(dá)到顯著水平，說明重測信度較高。問卷各個分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為：內(nèi)部動機(jī)0.905，內(nèi)部調(diào)節(jié)0.850，認(rèn)同性調(diào)節(jié)0.707，內(nèi)攝性調(diào)節(jié)0.676，外部調(diào)節(jié)0.771。

3.5 效度分析

3.5.1 結(jié)構(gòu)效度

由表2可知，χ2/df的值為2.731，明顯小于3，表明適配理想；近似均方根誤RMSEA值為0.067，小于0.08，其他指數(shù)均較接近1，表示問卷的模型適配良好、模型擬合度高。

3.5.2 聚斂效度

如表3所示，各潛變量對應(yīng)的各個項(xiàng)目的因子載荷均>0.4，說明其各個潛變量對應(yīng)所屬項(xiàng)目均具有很高的代表性；另外各個潛變量的平均方差變異AVE值均>0.3，組合信度CR均>0.6，說明問卷的聚斂效度理想。

3.5.3 區(qū)分效度

各維度之間的相關(guān)性均達(dá)到了顯著性水平（p<0.01），相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.5，且均小于其對應(yīng)的AVE的平方根，這說明各個潛變量之間具有一定的相關(guān)性，且彼此之間又具有一定的區(qū)分度，說明問卷數(shù)據(jù)區(qū)分效度理想。

4 討論

本研究修訂了適合我國中小學(xué)生閱讀習(xí)慣和自我報告方式的學(xué)術(shù)自我調(diào)節(jié)問卷。修訂后的中文版問卷共包括23個條目五個維度，分別為內(nèi)部動機(jī)對應(yīng)第12、13、14、15、17、18共6個條目；內(nèi)部調(diào)節(jié)對應(yīng)19、23、26、27、28、29共6個條目；認(rèn)同性調(diào)節(jié)對應(yīng)20、21、22、24共4個條目；內(nèi)攝性調(diào)節(jié)對應(yīng)7、8、10、25共4個條目；外部調(diào)節(jié)對應(yīng)3、4、5共3個條目，經(jīng)項(xiàng)目分析發(fā)現(xiàn)，該問卷具有良好的項(xiàng)目區(qū)分度。

探索性因子分析結(jié)果表明，該模型在刪除一些不符合漢語閱讀習(xí)慣的問題后通過了巴特利特球形檢驗(yàn)，因子聚類符合心理學(xué)理論結(jié)構(gòu)。這說明探索性因子分析的結(jié)果是可靠的。因子分析得到的五個維度和項(xiàng)目歸因與心理學(xué)理論構(gòu)念一致，表明該問卷具有良好的構(gòu)念效度。本問卷各項(xiàng)因子負(fù)荷均在0.58以上，五個維度可以解釋總方差的64.093%的變異。每個維度的每一項(xiàng)內(nèi)容都清晰明了，并具有高度的解釋性。

信度分析結(jié)果顯示，總問卷的Cronbachs α系數(shù)為0.862，說明問卷具有很高的信度。關(guān)于評估子量表內(nèi)部一致性的標(biāo)準(zhǔn)，戴曉陽等曾推薦了一個范圍，即0.75～0.80（戴曉陽、陳小莉、余潔瓊，2011），以此標(biāo)準(zhǔn)可以認(rèn)為本問卷具有很好的內(nèi)部一致性信度。因?yàn)樵诒狙芯恐?，問卷各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)最低的為外部調(diào)節(jié)維度0.771，且總問卷的重測信度為0.678，因此可以認(rèn)為該問卷具有很好的穩(wěn)定性測量學(xué)指標(biāo)。

驗(yàn)證性因素分析表明，各項(xiàng)目擬合指數(shù)均在良好水平以上，如表2所示，說明問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。正如表3所示，各潛變量對應(yīng)各個題目的因子載荷均大于0.4，說明其各個潛變量對應(yīng)所屬題目具有很高的代表性，另外各個潛變量的平均方差變異AVE均大于0.3，且組合信度CR均大于0.6，說明聚斂效度理想。AVE值反映了每個因素對所包含項(xiàng)目的解釋程度，當(dāng)AVE值大于0.5時表示該因素具有較好的收斂效度；福內(nèi)爾和拉爾謝（Fornell and Larcher）認(rèn)為，當(dāng)各因素的AVE值的平方根大于各因素之間的相關(guān)系數(shù)時，說明各因素之間是相互獨(dú)立的，表明因子間具有較好的區(qū)分效度（Fornell and Larcher，1981）。本問卷各因素的AVE值大于且非常接近0.5，且各因素的AVE值的平方根均大于各因素之間的相關(guān)系數(shù)，如表4所示，表明各因素是有所重合，但又相互獨(dú)立的概念，具有很好的收斂效度與區(qū)分效度（張奇勇、閆志英、盧家楣，2015）。

5 結(jié)論

上述結(jié)果均表明，本問卷具有較好的信度、具有較高的校標(biāo)效度、結(jié)構(gòu)效度、聚斂效度和區(qū)分效度，問卷各條目的清晰性高，表述清楚，容易理解，各指標(biāo)均達(dá)到了測量學(xué)的要求。可用于中小學(xué)生家庭作業(yè)自主動機(jī)的測量。

此外，與原問卷相比，修訂后的問卷具有如下優(yōu)點(diǎn)：項(xiàng)目數(shù)較多，維度結(jié)構(gòu)更清楚，項(xiàng)目更符合中國的國情，更符合中國人的閱讀習(xí)慣，適合在國內(nèi)使用。

6 研究不足與展望

6.1 研究不足

本研究雖然取得了一定的成果，具有一定的應(yīng)用和參考價值，但仍然存在著不足。首先，在被試的選擇中，只選擇了部分省份和地區(qū)，并沒有覆蓋全國范圍，問卷應(yīng)用可能會有一定的局限性；其次，在收集校標(biāo)數(shù)據(jù)時，只采用了學(xué)生學(xué)科成績，而沒有其他相似問卷作為參考校標(biāo)；最后，在問卷編制前沒有進(jìn)行初步訪談，問卷編制也只是調(diào)查了學(xué)生家庭作業(yè)情況，家長版的問卷采集受到了限制，只收集了少部分有效問卷，從而沒有進(jìn)行系統(tǒng)的分析，有待繼續(xù)研究。

此外，重測信度雖然較高，但重測問卷隨機(jī)抽取的三百多份，最終有效問卷才114份，樣本量偏小，可能是因?yàn)樵摬糠謫柧砭鶃碜猿踔胁繉W(xué)生填寫，由于青春期學(xué)生的發(fā)展特點(diǎn)，問卷填寫時可能存在不認(rèn)真，或故意隨意填寫的情況，導(dǎo)致問卷有效率較低。在以后的研究中希望可以擴(kuò)展研究范圍，將小學(xué)部分納入重測對象，以提高重測信度。

6.2 展望

首先，在未來的研究中，希望可以有更好的條件和研究思路，擴(kuò)大研究范圍，增加樣本量，對本研究的信效度進(jìn)行重復(fù)檢驗(yàn)。其次，對家長參與學(xué)生家庭作業(yè)中的自主動機(jī)進(jìn)行研究和相關(guān)問卷的編制，繼續(xù)探究影響中小學(xué)生家庭作業(yè)中的動機(jī)的因素，中小學(xué)生家庭作業(yè)動機(jī)與家長參與家庭作業(yè)的動機(jī)之間的關(guān)系，并探究其影響因素，以有效的幫助中小學(xué)生的學(xué)習(xí)，促進(jìn)家長與中小學(xué)生的溝通，幫助其建立良好的親子關(guān)系。在研究領(lǐng)域，也為更好地研究家長對學(xué)生學(xué)習(xí)成績的影響提供更多的工具。

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The Revision of the Homework Self-regulation Questionnaire for Primary and Middle School Students in China and Reliability and Validity Test

Luo Mingyuan1 Wang Shuxia1 Su Yanhua2

1. School of Education and Psycology， Southwest Minzu University， Chengdu;

2. School of Management， Zunyi Medical University， Zunyi

Abstract： Objective： The purpose of this study was to develop a questionnaire on homework self-regulation for primary and middle school students and to explore the reliability and validity of the questionnaire. Methods： A Questionnaire with Ryan & Connell， 1989， compiled the Questionnaire of Academic self-regulation （Academic Self-Regulation Questionnaire） as a blueprint， after two translation experts， respectively， and then back to the translation， strictly， and to delete and modify the Chinese version Questionnaire is not suitable for the project of Oriental culture， increased in accordance with the Chinese language understanding habits and work background of the project， form the preliminary Questionnaire， in parts of primary and secondary schools to project analysis; After the prediction and revision， the final questionnaire included 23 items and 5 dimensions. A total of 992 valid questionnaires were collected after the formal test， and the data were subjected to item analysis， exploratory factor analysis， confirmatory factor analysis and reliability. Results： The item analysis showed that the discrimination degree of each item was good. The standardized Cronbachs α coefficient of the total questionnaire was 0.800， the exploratory factor analysis KMO was 0.862， and the confirmatory factor analysis had good model fit degree. The retestreliability of the questionnaire was 0.678， and the correlation validity of criteria was 0.163， all of which reached the significant level. Conclusion： The reliability and validity of the revised Homework Self-regulation Questionnaire for primary and middle school students meet the requirements of surveying.

Key words： Primary and middle school students; Homework; Self-regulation; Sinicization of questionnaire