初中生责任认知与责任行为的相关性研究

初中生责任认知与责任行为的相关性研究

一、大学生责任认知与责任行为关系研究责任是指主体根据一定标准对责任的态度和概念，包括是否应该完成其责任，是否应该维护集体的行为准则，以及是否应该负责共同活动的过程和结果。责任行为指主体在作出责任判断后采取的行动,它监督自己与其他成员遵守群体规范并促使共同活动的顺利进行。目前有关青少年责任认知、责任行为方面的研究,主要是在探究青少年的责任心和责任感的结构维度问题时部分涉及到的(李明等,2009;赵兴奎等,2007;徐玉玲等,2007;张良才等,2006;张积家,1998;燕国材,1997);而对于两者之间的关系,缺少专门研究。具有参考意义的是曹家彦有关企业家的社会责任认知和社会责任行为之间关系的实证研究,认为两者之间存在正相关关系。既有关于青少年责任认知和责任行为之间关系的研究结果,答案不尽相同。上官剑基于学理分析,认为责任认知和责任行为之间可能存在伪认同、弱认同和知行不一的关系。刘世保对北京青少年公民责任感的研究表明,责任认知与责任行为的差异较大,学生的公民责任认知优于其责任行为,知行不一的现象比较突出。何新宏对高中生责任感的调查表明,高中生的责任认知强过责任行为,不少学生可以判断出责任是非,但不能把正确选择付之行动。张良才等对高中生责任心的调查表明,高中生在自我责任认知上的得分较高,而在自我责任行为上的得分较低,且呈显著性差异。也有研究认为责任认知和责任行为间存在一致的关系。如章永生的实验研究表明,中学生在责任认知和责任行为之间表现出一致的关系。郑莉在开展大学生自我责任心问卷编制研究中,运用相关分析的方法在计算大学生自我责任心三维度及问卷总分的相关矩阵时,得出责任认知和责任行为的相关系数为0.565,并达到显著性水平。基于以上文献,本研究提出的研究假设为:初中生的责任认知和责任行为之间存在知行不一致的关系。二、年龄和责任认知的基本特征本研究以课题组编制的《责任感量表》(共25道题目)为测量工具,以2008年10月对浙江省象山县初一、初二学生进行的普测数据为基础开展数据分析。共有11996名初中生参加了调查,获得有效问卷9853份,有效回收率为82.0%。其中男生5227名,占53.0%,女生4626名,占47.0%;初一年级学生5006名,占50.8%,初二年级学生4847名,占49.2%。参与调查学生的出生年份主要集中在1993-1996年间,参加调查时的年龄为12-15岁。量表中每道题目的选项从1到4分别表示“不同意”、“较不同意”、“较同意”和“同意”。调查获得的数据用SPSS16.0和AMOS7.0软件进行统计和分析。运用主成分分析法按方差最大正交旋转对数据进行探索性因素分析,KMO值达到0.944,Bartlett’s球形检验显著(p=0.000),说明适合做因素分析。根据因素分析的结果和题项的具体涵义,删除部分结构维度不清晰的题项,提炼出责任认知和责任行为两个维度。其中责任认知维度的Cronbach’sAlpha系数达到0.867,责任行为的Cronbach’sAlpha系数达到0.848,这说明两个维度的信度较好。再运用结构方程模型方法探究两个维度之间的关系。三、巨大样本拟合根据探索性因素分析的结果和各个维度中题项的理论含义,获得测量责任认知维度的三个测量指标和测量责任行为维度的九个指标,各题项的具体内容、回答的分布情况以及平均分和标准差见表1和表2。以AMOS7.0软件运用最大似然估计(MaximumLikelihood),基于固定负荷法,对模型进行估计,再根据模型修正指数和题项的具体内容,增加测量指标的残差变量间的相关路径,最后得到青少年责任认知和责任行为关系的模型图(见图1),模型的各项拟合指数见表3。表3中的数据显示,卡方值即CMIN的值比较大,因此CMIN/DF的值也比较大,P值很小,这与本研究的巨大样本(N=9853)有关。吴明隆、温忠麟和侯杰泰对此现象都有解释。吴明隆认为,“卡方值的大小易随样本数多寡而波动。当样本数较大时,即使隐含的协方差矩阵与样本数据协方差矩阵差异很小,卡方值也会变得很大,造成显著性概率值p变得很小,容易拒绝虚无假设。样本观察值愈大,卡方值愈大,由于假设模型有相同的自由度,因而卡方自由度比值也会变得愈大,此时整体模型适配度的判别不应只以卡方值或卡方自由度比值两个指标作为判断准则,其他的适配度指标也是重要的判别标准。”温忠麟和侯杰泰等认为,“当N比较大时,CHI检验被认为不好,因为CHI会随N的增大而不断增大,结果是任何模型都会被拒绝。对于N≥1000的大样本,α=0.0001还是不够小,即卡方值往往很大而导致拟合得很不错的模型都被拒绝。因此我们建议在N<1000时才使用卡方准则。”由于本研究的样本数为9853,远远大于1000,因此需同时参考其他拟合指数。从其他拟合指数来看,拟合值都是非常理想的,如GFI(拟合优度指数)=0.983>0.9,RMR(残差均方根)=0.022<0.05,RMSEA(近似误差均方根)=0.046<0.05,NFI(规范拟合指数)=0.979>0.9,TLI(塔克-刘易斯指数)=0.971>0.9,CFI(比较拟合指数)=0.980>0.9。由此可见,模型结构与样本数据的拟合是比较好的,说明量表的结构效度较好。本研究中,责任认知包括3个测量指标,责任行为包括9个测量指标,责任认知和责任行为的各测量指标的载荷系数均接近或达到0.5以上,且均达到显著性水平(p<0.01)(各项具体数值见表4),说明结构效度较好。通过结构方程模型方法的运算,我们得到责任认知和责任行为间的相关系数为0.572(见表4和图1),并且达到显著性水平,说明责任认知和责任行为之间具有显著的正相关关系。这就证伪了本研究的研究假设,即青少年的责任认知和责任行为之间存在知行不一致的关系。四、研究维度和方法的确立本研究运用结构方程模型方法探讨了责任认知和责任行为之间的关系。研究结果表明,青少年的责任认知和责任行为之间存在显著正相关关系,且相关系数达到0.572。那么为什么有的文献的研究结果是知行不一,而有的文献包括本研究的研究结果是知行一致?从文献分析中可以发现,认为责任认知和责任行为不一的研究多是基于作者的主观判断或者简单基于两者之间平均分的差异,而认为责任认知和责任行为一致的研究多是基于实验研究、相关分析等研究方法。责任认知和责任行为间的显著正相关关系意味着青少年的责任认知和责任行为密切相关,因此我们在对青少年进行责任感教育时需将责任认知教育和责任行为教育相结合,以发挥责任认知和责任行为的相互促进作用。许多研究者对此提出了具体的教育方法,如提高责任认识,培养责任行为等。本研究由于受到既有数据的限制,无法对责任认知和责任行为的内部维度进行进一步的区分。未来研究可在维度细化的基础上探究两者之间的关系。如郑莉将责任认知分为道德性、规划性和归因性三个维度,将责任行为分为主动性和独立性两个维度。张良才和孙继红从心理过程和责任对象两个角度对自我责任心、家庭责任心、集体责任心、社会责任心和环境责任心这五个方面分别区分出责任认知和责任行为。未来研究可在借鉴既有维度划分的基础上,进一步深入研究责任认知和责任行为以及针对不同对象的责任认知和责任行为之间的关系。由于本研究中责任认知和责任行为的数据是在同一份量表中同时测量获得,责任认知和责任行为都是由青少年自己填答,无法区分责任认知和责任行为的先后顺序,因此无法探究两者间的因果关系,而只能分析其相关关系。未来研究可在研究设计时对责任认知和责任行为数据获得的时间和方式进行区分,最好能开展长时段的追踪调查,对责任行为的研究最好能以对实际行为的测量为准,以此来探究两者间的因果关系。如