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1 引言

我国是一个教育大国，而家庭作业是中小学生学习的重要组成部分。在国外，对于家庭作业的定义趋于一致，即学校教师布置给学生，让他们在课外时间完成的任务（Cooper，1989）。我国对于中小学生的家庭作业包括在课后时间里完成的练习作业，学校教师根据教学进度布置的家庭作业，学生或家长自定的额外作业，还有课外辅导班留的练习作业等，这些作业如果不在研究中严格区分和控制，势必影响研究的效力，造成研究结果的不准确，不一致（张俊超，2008）。本研究将家庭作业定义为“学校教师根据教学进度布置的、要求中小学生在课外时间完成的学科作业”。而中小学生在自我控制能力方面发展得还不是很完善（林崇德，2009）。因此，家庭作业往往需要家长或者老师的帮助才能完成。

根据以往关于家庭作业的研究结果，中小学生在完成家庭作业时受努力程度的影响，而作业努力程度的家庭作业模型，可知学生的作业努力受到人格特征中的责任心品质以及作业动机的影响（Trautwein，2006）。洪和米尔格拉姆（Hong and Milgram）修订了Dunn的学习风格测验（LSI）模型，编制了家庭作业动机和偏好问卷（HMPQ），通过对5、6、7、9、10五个年级学生的施测，结果发现有天赋的学生具有高坚持性、高动机、很强的独自学习偏好（除非与高成绩者共同学习）的特点（Hong and Milgram，2001）。还有研究表明，孩子在做家庭作业时的积极情绪会影响自身的自主动机，自主动机进而影响学习成绩，由此得出结论，孩子在做家庭作业时的自主动机会影响自身的学习成绩，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，中小学生在完成家庭作业时的动机对学习成绩具有重要的影响，所以对于家庭作业完成动机的研究，有助于家长了解和调节自己的教育方式，有助于教师的教学，也有助于学生了解自己学习方式，进而改善自己的学习效果。

自主动机（Autonomous Motivation）是指个体的自由意志，自我激励某种行为的动机。有研究使用学术自我调节问卷（Ryan et al. 1989）测量父母参与家庭作业的自主动机。研究了父母的自主动机与积极情绪的关系（Moè A and Katz I，2018）。说明采用自我调节问卷可以有效地测量学生的学习自主动机。

在国外，已有大量研究对学业自我调节量表进行了编制和修订。比如，有研究收集了三次数据，主要调查了纽约州北部三个不同学区的小学，样本1来自城市，代表中低档家庭，4到6年级学生（122名）；样本2来自郊区，由主要中等至中等以上白人家庭的3至6岁的儿童组成（156名）；样本3来自农村，由市中心外约60英里的学区的3～6岁的儿童组成，主要代表中下阶层的白人（450名）。结果表明，自我调节问卷的各个维度的内部一致性系数在0.62～0.82之间（Ryan R M and Connell J P，1989）。中国学者也对自我调节量表进行修订，有研究者采用学习自我调节问卷对东北师大附中等中学初中生被试1800人施测，采用集体施测的方式，以指导语指示被试填答问卷，并在此基础上进行整合，然后进行修订，修订后的学习自我调节问卷包括外部调节、内摄性调节、认同性调节、和内部动机四个维度，所含题项数依次是13、5、7共32题（暴占光，2006）。新课改下，父母对孩子的教育观念在不断改变，在新时代背景下的今天如果要使用原来的问卷，其有效性可能还需要再验证。

目前在国内有很多中小学生学习动机的问卷，比如，余安邦编制的中小学生学习动机问卷，可用于中小学生学习动机测量。有研究者以奥苏贝尔的学习动机理论为基础，编制了中小学生学习动机问卷。问卷包括三个分维度，即认知内驱力、自我提高内驱力、附属内驱力（林锦秀，2011）。另外，也有研究者以卡温顿的动机理论为依据，编制了针对中学生的学习动机量表，该量表是以Biggs学习过程问卷作为参考框架的，即包括表面型、深层型和成就型动机三个角度（曲丽华，2014）。近来，又有研究采用卡茨（Katz）基于瑞安和康奈尔提出的方法，编制了评估学生家庭作业动机的量表，采用Likert 5点计分，1代表“一点也不”，5代表“非常多”。评估家庭作业的自主动机共11项，例如：“我做作业是出于家庭作业本身的价值，对我的学习有帮助”，“我做作业是因为它很有趣”，α系数为0.91。评估家庭作业的控制动机共8项，例如：“我做作业是因为我想获得更好的成绩”；“我做作业是因为如果被老师发现我没有完成，我会感到很羞耻”，α系数为0.91。并研究了小学五年级学生家庭作业动机和控制动机对数学家庭作业行为的影响（刘奉天，2019）。

对于家长参与中小学生家庭作业的动机也有相关的研究，并且编制了相应的问卷，具有一定的信效度，可用于测量家长参与家庭作业的动机（李云、桑青松、凌晨，2011）。也有研究以动机的自我决定理论为理论基础，采用问卷调查法对七年级和八年级的初中生进行了调查，研究了他们感知到的家长支持、家长自主支持、数学教师支持、数学家庭作业自我决定动机和数学家庭作业努力的关系（高雷，2016）。同年还编制了一份关于学生家庭作业动机的问卷，以评估学生的家庭作业动机（Katz，Kaplan，and Buzukashvily，2011）。但还缺乏对中小学生在自己的家庭作业中的自主动机进行测量的问卷。

综上所述，自我学业调节问卷虽然曾经被中国学者翻译并修订过，但其仅用于初中学生在校学习动机的调查，而并没有结合校外学习自主动机进行研究，另外小学年级在家庭作业自主动机方面研究也比较薄弱，年龄跨度比较小，具有一定局限性；另外，由于我国教育的特殊性，家庭作业一般只存在于中小学教育中，因此提出对学习自我调节问卷进行再次修订。已有研究多是对学生的单科学习动机的调查，也都只是用到单科学习动机问卷和方法，比较片面，大多对象也都是大学生和中学生，而且相应动机问卷并没有从自主动机角度编制，因此提出中小学生家庭作业自我调节问卷的编制。

2 研究方法

2.1 研究对象

本研究分为预测、正式施测和重测三个部分，采用方便取样法，通过线上和线下发放问卷1278份，回收1278份，剔除无效问卷后剩余1204份，有效回收率为94%。被试主要来自贵州省、江苏省、山东省等地区共18个中小学校，其中四年级126份、五年级72份、六年级136份、七年级334份、八年级536份。具体如下：

预测被试（样本1）：主要来自贵州省部分中小学四年级到八年级学生，采用线上、线下结合的形式收集，共收回来212份有效问卷，其中男生123人，女生89人。

正式施测（样本2和样本3）：以学科考试成绩为校标并作为区分样本2和样本3的依据，共收回有效问卷992份，其中没有填写各学科成绩的问卷387份，男生179人，女生203人，未报告性别者5人（样本2）；填写语文、数学、英语三科考试成绩的有605份，男生272人，女生319人，未报告性别者14人（样本3）。

重测（样本4）：四个月后在样本3中随机抽取358人进行重测，有效问卷114份，其中男生42人，女生70人，未报告性别者2人。

2.2 研究工具

2.2.1 自我调节问卷（Academic Self-regulation Questionnaire）

自我调节问卷（Academic Self-regulation Questionnaire）（Ryan and Connell，1989）包括四个维度即外部调节、内摄性调节、认同性调节和内部动机，对应题项为1～5，6～11，12～16，17～18，各分量表的内部一致性系数在0.62到0.82之间。

2.2.2 中小学生家庭作业自我调节问卷

经过专家翻译、回译、初审，修改了部分措辞，以符合中国阅读习惯和中国教育背景，使每个题目意义更加明确，以自我决定理论为支撑进行修订而成，一共34个条目，6个条目为人口学基本信息，10个条目为结合疫情编制而成，目的是排除特殊事件影响以及作对比研究，18个条目为原学习自我调节问卷题目中国化改编而成。

以上问卷均采用 Likert 4 级计分方式，即从“非常正确”到“完全不正确”。

2.3 研究程序

2.3.1 预测问卷的编制

以瑞安和康奈尔（Ryan and Connell）1989年编制的学术自我调节问卷为基础，由两位英语专业人士分别翻译并校对。最后，我们邀请了一位心理学博士从心理测量学的角度对问卷进行校对。本研究是在新冠疫情期间进行的，考虑到被试会受到一定的影响，会影响 Cronbach’s α系数的可靠性，所以本研究编制了专门针对疫情期间的情况的问卷，共11个条目，加上原问卷筛选后经过修订保留的18个项目，问卷共有29个项目。请1名心理学博士从心理测量学角度对29个项目进行反复修改与验证，综合考虑各维度间项目数的平衡、文字表述的清晰性、易懂性、简洁性、被试对项目的敏感程度等几个方面的因素，编制成29个项目的中小学生家庭作业自我调节初步问卷。

2.3.2 预测与修改

首先，对样本1项目分析和信度分析，删除严重影响问卷信度题项。对余下的题项进行探索性因素分析，删除因子聚类不符合心理学理论构念的题项，对其余题项进行重新编排后，形成正式问卷。

2.3.3 正式施测

为了更好地对数据进行统计分析，调查问卷的稳定性和心理测量指标，抽取两个样本（样本2和样本3）采用正式问卷进行施测。其中，样本2的数据进行探索性因子分析和信度分析，样本3的数据进行验证性因子分析、信度分析和效度分析。4个月后，从样本3中随机抽取部分受试者作为样本4进行重测，并对样本4的数据进行重测信度分析。

2.4 统计分析

采用Excel对数据进行录入与整理；用SPSS 20对数据进行项目分析、探索性因素分析和信效度分析；采用Amos 21.0进行验证性因素分析。

3 结果

3.1 项目分析

对样本1项目分析，题总相关系数（Item-toal Correlation）均大于0.20，各项目具有较好的区分度，采用项目与总分之间的相关性分析以及克隆巴赫α检验法，删除了严重影响问卷信度的第2、16题（Cronbach’s α if item deleted）。对余下的27题进行探索性因素分析，删除因子聚类不符合心理学理论构念的第1、6、9、11题，其余每一题都只在一个主成分上的载荷大于0.4，说明每一个项目都具有良好的内容效度，对其进行重新编排后，最终形成23个项目的正式问卷，如表1所示。

表1 旋转成分矩阵

Table 1 Rotating component matrix

注：提取方法：主成分；旋转法：具有Kaiser标准化的正交旋转法；a.旋转在6次迭代后收敛。

3.2 探索性因素分析

对样本2的数据按照严格的标准进行筛选和排序，并进行探索性因子分析（EFA）。结果表明，KMO值为0.862，Bartlett球形检验值为4698.113（p<0.01），与单位矩阵存在显著差异，进一步说明探索性因子分析结果是可靠的。然后对上述数据进行主成分分析，利用相关矩阵作为提取因子的基础，以特征根>1，因子载荷>0.4为标准提取因子，利用最大方差法正交旋转和碎石地图作为参考，可以提取五个因素，五个因子的累积方差贡献率为64.093%。

3.3 验证性因素分析

对样本3进行验证性因素分析显示，模型的标准化路径系数（Standardized Regression Weights）如图1所示。对样本3进行效度分析，因子分析显示问卷具有较好的内容效度，以语文、数学、英语三科考试成绩转换为标准分数后作为校标进行效度分析表明，r=0.163，p<0.01。

图1 结构方程模型

Figure 1 Structural equation model

3.4 信度分析

将样本2和样本3的数据合并在一起进行信度分析。结果显示，总问卷的标准化Cronbach’s α系数为0.800，Friedman’s χ2值为2617.352（p<0.01），均达到极其显著水平，表示被试之间的个体差异大，问卷的信度高；问卷四个月后的重测信度为0.678（p<0.01），各维度的重测信度均在0.364～0.571
（p<0.01）之间，均达到显著水平，说明重测信度较高。问卷各个分量表的内部一致性系数分别为：内部动机0.905，内部调节0.850，认同性调节0.707，内摄性调节0.676，外部调节0.771。

3.5 效度分析

3.5.1 结构效度

由表2可知，χ2/df的值为2.731，明显小于3，表明适配理想；近似均方根误RMSEA值为0.067，小于0.08，其他指数均较接近1，表示问卷的模型适配良好、模型拟合度高。

表2 CFA模型拟合度系数

Table 2 CFA model fitting coefficient

3.5.2 聚敛效度

如表3所示，各潜变量对应的各个项目的因子载荷均>0.4，说明其各个潜变量对应所属项目均具有很高的代表性；另外各个潜变量的平均方差变异AVE值均>0.3，组合信度CR均>0.6，说明问卷的聚敛效度理想。

表3 因子载荷

Table 3 Factor loading

3.5.3 区分效度

各维度之间的相关性均达到了显著性水平（p<0.01），相关系数的绝对值均小于0.5，且均小于其对应的AVE的平方根，这说明各个潜变量之间具有一定的相关性，且彼此之间又具有一定的区分度，说明问卷数据区分效度理想。

表4 区分效度检验

Table 4 Discriminative validity test

注：斜对角线上的数据为AVE的值，其他数据为潜变量的相关系数。

4 讨论

本研究修订了适合我国中小学生阅读习惯和自我报告方式的学术自我调节问卷。修订后的中文版问卷共包括23个条目五个维度，分别为内部动机对应第12、13、14、15、17、18共6个条目；内部调节对应19、23、26、27、28、29共6个条目；认同性调节对应20、21、22、24共4个条目；内摄性调节对应7、8、10、25共4个条目；外部调节对应3、4、5共3个条目，经项目分析发现，该问卷具有良好的项目区分度。

探索性因子分析结果表明，该模型在删除一些不符合汉语阅读习惯的问题后通过了巴特利特球形检验，因子聚类符合心理学理论结构。这说明探索性因子分析的结果是可靠的。因子分析得到的五个维度和项目归因与心理学理论构念一致，表明该问卷具有良好的构念效度。本问卷各项因子负荷均在0.58以上，五个维度可以解释总方差的64.093%的变异。每个维度的每一项内容都清晰明了，并具有高度的解释性。

信度分析结果显示，总问卷的Cronbach’s α系数为0.862，说明问卷具有很高的信度。关于评估子量表内部一致性的标准，戴晓阳等曾推荐了一个范围，即0.75～0.80（戴晓阳、陈小莉、余洁琼，2011），以此标准可以认为本问卷具有很好的内部一致性信度。因为在本研究中，问卷各维度的内部一致性系数最低的为外部调节维度0.771，且总问卷的重测信度为0.678，因此可以认为该问卷具有很好的稳定性测量学指标。

验证性因素分析表明，各项目拟合指数均在良好水平以上，如表2所示，说明问卷具有良好的结构效度。正如表3所示，各潜变量对应各个题目的因子载荷均大于0.4，说明其各个潜变量对应所属题目具有很高的代表性，另外各个潜变量的平均方差变异AVE均大于0.3，且组合信度CR均大于0.6，说明聚敛效度理想。AVE值反映了每个因素对所包含项目的解释程度，当AVE值大于0.5时表示该因素具有较好的收敛效度；福内尔和拉尔谢（Fornell and Larcher）认为，当各因素的AVE值的平方根大于各因素之间的相关系数时，说明各因素之间是相互独立的，表明因子间具有较好的区分效度（Fornell and Larcher，1981）。本问卷各因素的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间的相关系数，如表4所示，表明各因素是有所重合，但又相互独立的概念，具有很好的收敛效度与区分效度（张奇勇、闫志英、卢家楣，2015）。

5 结论

上述结果均表明，本问卷具有较好的信度、具有较高的校标效度、结构效度、聚敛效度和区分效度，问卷各条目的清晰性高，表述清楚，容易理解，各指标均达到了测量学的要求。可用于中小学生家庭作业自主动机的测量。

此外，与原问卷相比，修订后的问卷具有如下优点：项目数较多，维度结构更清楚，项目更符合中国的国情，更符合中国人的阅读习惯，适合在国内使用。

6 研究不足与展望

6.1 研究不足

本研究虽然取得了一定的成果，具有一定的应用和参考价值，但仍然存在着不足。首先，在被试的选择中，只选择了部分省份和地区，并没有覆盖全国范围，问卷应用可能会有一定的局限性；其次，在收集校标数据时，只采用了学生学科成绩，而没有其他相似问卷作为参考校标；最后，在问卷编制前没有进行初步访谈，问卷编制也只是调查了学生家庭作业情况，家长版的问卷采集受到了限制，只收集了少部分有效问卷，从而没有进行系统的分析，有待继续研究。

此外，重测信度虽然较高，但重测问卷随机抽取的三百多份，最终有效问卷才114份，样本量偏小，可能是因为该部分问卷均来自初中部学生填写，由于青春期学生的发展特点，问卷填写时可能存在不认真，或故意随意填写的情况，导致问卷有效率较低。在以后的研究中希望可以扩展研究范围，将小学部分纳入重测对象，以提高重测信度。

6.2 展望

首先，在未来的研究中，希望可以有更好的条件和研究思路，扩大研究范围，增加样本量，对本研究的信效度进行重复检验。其次，对家长参与学生家庭作业中的自主动机进行研究和相关问卷的编制，继续探究影响中小学生家庭作业中的动机的因素，中小学生家庭作业动机与家长参与家庭作业的动机之间的关系，并探究其影响因素，以有效的帮助中小学生的学习，促进家长与中小学生的沟通，帮助其建立良好的亲子关系。在研究领域，也为更好地研究家长对学生学习成绩的影响提供更多的工具。

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