1. 引言
在教育研究领域，教育态度是一个备受关注的重要概念，其内涵和维度的界定对于深入理解教育现象、优化教育实践具有关键意义。国内外学者从多个视角对教育态度展开研究，形成了丰富的理论成果。
从心理学角度来看，教育态度被视为个体对教育相关事物所具有的一种较为稳定的内在心理倾向，它包含认知、情感和行为意向三个关键成分(Ajzen & Fishbein, 1980)。认知成分指个体对教育目标、内容、价值等方面的认识和理解；情感成分体现为个体对教育活动、教育者、学习内容等产生的喜好、厌恶、焦虑等情绪体验；行为意向成分则反映个体在面对教育情境时，采取某种行为的可能性或倾向。例如，学生对数学学科的教育态度，认知上可能认为数学对逻辑思维培养很重要，情感上却可能因觉得课程难度大而产生畏难情绪，行为意向上可能表现出逃避复杂数学问题的倾向。
在教育社会学范畴内，教育态度与社会结构、文化背景紧密相连(Bourdieu, 1977)。社会阶层、家庭文化资本等因素会深刻影响个体的教育态度。处于较高社会阶层的家庭，凭借丰富的文化资源，往往能引导子女形成积极追求高学历、注重全面素质发展的教育态度；而部分来自较低社会阶层的学生，受家庭经济压力、周围环境等因素制约，可能更倾向于追求实用性强、能快速带来经济回报的教育，在教育选择上更注重职业技能培训而非学术深造。
关于教育态度的维度划分，不同研究依据各自的研究目的和对象呈现出多样化的结果。在学校教育场景下，一些研究将学生的教育态度划分为对学校整体环境的态度、对教师教学方式的态度以及对课程设置的态度等维度(Astin, 1993)。对学校环境的态度涵盖对校园文化氛围、硬件设施的评价；对教师教学方式的态度涉及对教师教学风格、教学方法有效性的看法；对课程设置的态度则包括对课程难度、课程实用性、课程多样性的态度等。
针对职业教育，学者们提出职业教育态度维度包括对职业教育社会地位的认知、对职业技能学习的积极性以及对未来职业发展前景的预期(Rauner & Maclean, 2006)。学生若认为职业教育社会认可度低，可能对职业技能学习缺乏热情，对未来职业发展也会缺乏信心，进而影响其在职业教育过程中的学习投入和学习效果。
在跨文化教育研究中，教育态度维度还涉及对不同文化背景下教育理念、教育模式的接受程度(Bennett, 1993)。例如，在多元文化融合的教育环境里，学生对本土教育文化和外来教育文化的态度差异，会影响他们对不同教育资源的利用和学习体验。
综合来看，教育态度概念复杂且多面，其维度划分受研究视角、研究对象和研究场景等多种因素影响。在本研究聚焦的云南省大学生教育态度领域，上述理论成果为研究提供了重要的理论基础，但针对少数民族与汉族大学生在教育态度上的差异，以及结合民族文化传承等独特因素的研究尚显不足。本研究将在借鉴已有理论的基础上，深入探究云南省大学生教育态度的结构、特点和影响因素，以期丰富和拓展教育态度研究在民族地区的应用。本研究主要以云南省高校作为调查范围，借助编制的问卷进行调查，对收集回来的数据不仅科学运用因子分析、主成分分析，还使用了独立样本t检验、信度检验等统计学方法，对大学生教育态度进行统计和测量，从而了解大学生教育态度的结构、特点以及影响因素。
2. 问卷调查的数据统计
2.1. 问卷来源
本研究的问卷为自主编制。在编制过程中，充分参考了国内外关于教育态度、民族教育等相关领域的成熟量表与研究成果。例如，借鉴了Ajzen和Fishbein (1980)提出的态度包含认知、情感和行为意向三个维度的理论框架，以此为基础构建问卷的整体结构；同时参考了部分针对大学生教育观念、民族文化认同等方面的实证研究问卷，确保问卷内容能够全面且有针对性地测量云南省大学生的教育态度。
2.2. 题项设计依据
问卷题项围绕研究目的精心设计，旨在从多个维度测量大学生的教育态度。首先，在民族传承维度，考虑到云南省多民族的特点，设置了如“学习民族历史、文化等对民族发展很重要”“学校开设本民族语言课程非常必要” 等题项，以了解大学生对民族文化传承在教育中重要性的认知以及对相关教育举措的态度。这些题项的设计基于民族教育理论中对民族文化传承与教育关系的强调，即教育是民族文化传承的重要途径，大学生作为民族文化传承的重要力量，其对相关教育内容的态度影响着民族文化的传承与发展。
在个人发展维度，结合大学生对自身未来规划的实际需求，设计了“上学是为了有份好工作”“上学是为了获得文凭对就业有帮助”等题项。依据职业发展理论，教育在个人职业发展中起着关键作用，大学生对教育在个人发展方面的作用认知，会影响他们的学习动力和职业选择。
事业家庭维度的题项，如“大学毕业后想从事有关民族发展的工作”“想和本民族的人谈恋爱或结婚”，旨在探究大学生对教育在事业和家庭生活中所起作用的看法。这一维度的题项设计参考了社会角色理论，该理论指出个体在社会中扮演多种角色，教育对个体在事业和家庭角色的塑造上具有重要影响，而大学生对这些影响的态度反映了他们对教育功能的期望。
教育效用维度的题项，像“上大学还不如上技校学技术有用”“上大学不如趁早出去打工、做生意赚钱”，是为了了解大学生对教育实际效果和价值的评判。这部分题项的设计基于教育经济学中关于教育投资回报的理论，大学生在接受教育过程中会对教育投入与产出进行评估，这些题项能反映他们在这方面的态度倾向。
2.3. 预测试结果
在正式大规模发放问卷之前，进行了预测试。选取了云南省内某高校的50名大学生作为预测试样本，这些学生涵盖不同性别、年级和民族，具有一定的代表性。
预测试结束后，对回收的问卷进行了初步的数据清理和分析。首先，通过描述性统计分析检查题项的回答分布情况，发现部分题项存在回答过于集中或极端的情况。例如，“在学校读书会丢掉本民族的传统文化”这一题项，有超过70%的学生选择了否定回答，分布较为集中，可能无法有效区分不同学生的态度差异。经过仔细分析，认为该题项表述可能存在引导性，导致学生倾向于一种回答。因此，对该题项的表述进行了调整，使其更加中立客观。
在信度分析方面，预测试问卷整体的Cronbach’s Alpha系数为0.68。其中，民族传承维度的α系数为0.70，个人发展维度为0.65，事业家庭维度为0.62，教育效用维度为0.72。根据Hair等人(1998)的观点，量表信度达到0.7以上较为可靠。由此可见，预测试问卷整体信度基本可接受，但部分维度有待提高。针对信度较低的事业家庭和个人发展维度，进一步检查题项之间的相关性，发现个别题项与所属维度内其他题项相关性较弱，对这些题项进行了修改或删除，以增强维度内题项的一致性。
通过预测试和对结果的分析处理，对问卷进行了优化完善，为正式调查的顺利开展和数据质量的可靠性提供了保障。
2.4. 正式调查
在正式调查中，采取随机抽样的方法，主要以云南省高校本科大学生作为调查对象，总共收取了320份问卷，其中汉族有61份、少数民族有259份，问卷内容包含被调查者的基本信息，如“性别”、“年级”、“居住地”、“父母对子女的重视程度”等，详细的数据统计情况都列在表1中。
Table 1. Data statistics
表1. 数据统计
|
民族 |
|
汉族 |
少数民族 |
总计 |
性别 |
男 |
25 |
105 |
130 |
女 |
36 |
154 |
190 |
年级 |
大一 |
4 |
30 |
34 |
大二 |
12 |
42 |
54 |
大三 |
13 |
59 |
72 |
大四 |
32 |
128 |
160 |
居住地 |
城市 |
55 |
124 |
179 |
农村 |
6 |
135 |
141 |
由表1可知男生共填写130份问卷(其中汉族有25份，少数民族有105份)，女生填写190份问卷(其中汉族有36份，少数民族有154份)；大一年级共填写34份问卷(其中汉族有4份，少数民族有30份)，大二年级共填写54份问卷(其中汉族有12份，少数民族有42份)，大三年级共填写72份问卷(其中汉族有13份，少数民族有59份)，大四年级共填写160份问卷(其中汉族有32份，少数民族有128份)；城市居住地共填写179份(其中汉族有55份，少数民族有124份)，农村居住地共填写141份(其中汉族有6份，少数民族有135份)。
3. 因子分析
3.1. KMO样本适应性检验和巴特利特(Bartlett)球形检验
在进行因子分析之前，应进行KMO样本适应性检验和巴特利特(Bartlett)球形检验，以检验数据的适合性，如果KMO的值小于0.5时，则不宜进行因素分析，进行因素分析的一般准则至少在0.6以上，表示球形检验显著性很好(吴明隆，2010)。
Table 2. KMO and bartlett tests
表2. KMO和巴特利特检验
KMO和巴特利特检验 |
KMO取样适切性量数 |
0.754 |
巴特利特球形度检验 |
近似卡方 |
1250.154 |
自由度 |
91 |
显著性 |
0 |
本问卷的KMO的检验结果为0.754，显著性较好；显著性为P = 0.000 < α = 0.05，应该拒绝原假设，KMO和Bartlett的检验结果见表2，表明统计数据适合进行因子分析。
3.2. 主成分分析——提取公因子
运用SPSS统计软件作因子分析，确定大学生教育态度的构成，采用因子分析法里面的主成分分析法，提取出公因子。
Figure 1. Gravel diagram
图1. 碎石图
图1是碎石图，在图中，第4个因子后组成的陡坡逐渐趋于平缓，因此提取这四个公因子是合适的。
3.3. 主成分分析法&转轴法——斜交转轴的直接斜交法
表3为经过主成分分析法萃取所得的初始共同性及萃取后的共同性，题项变量的共同性数值越大，表明该题项与其他题项的共同特质越多；其中若是题项的共同性低于0.20可考虑将该题项删除，由表3可知本问卷没有共同性小于0.20的题项，则无需进行删减。
Table 3. Common factor variance
表3. 公因子方差
|
初始 |
提取 |
6、上学是为了给家人争光 |
1 |
0.571 |
7、上大学还不如上技校学技术有用 |
1 |
0.645 |
8、学习民族历史、文化等对民族发展很重要 |
1 |
0.683 |
9、学校开设本民族语言课程非常必要 |
1 |
0.721 |
10、学习本民族语言比学习汉语有用 |
1 |
0.705 |
11、在学校读书会丢掉本民族的传统文化 |
1 |
0.606 |
12、大学毕业后想从事有关民族发展的工作 |
1 |
0.426 |
13、上学是为了有份好工作 |
1 |
0.613 |
14、上学是为了获得文凭对就业有帮助 |
1 |
0.678 |
15、学好本民族语言是为了本民族的文化传承 |
1 |
0.692 |
16、作为民族一员应该学会本民族历史文化等 |
1 |
0.518 |
17、上大学不如趁早出去打工、做生意赚钱 |
1 |
0.618 |
18、选修课更愿意学习与本民族有关的内容 |
1 |
0.582 |
19、想和本民族的人谈恋爱或结婚 |
1 |
0.592 |
提取方法：主成分分析法。 |
|
|
Table 4. Explanation of total variance
表4. 总方差解释
成分 |
初始特征值 |
提取载荷平方和 |
旋转载荷平方和 |
总计 |
方差% |
累积% |
总计 |
方差% |
累积% |
总计 |
方差% |
累积% |
1 |
3.234 |
23.098 |
23.1 |
3.234 |
23.098 |
23.098 |
2.732 |
19.516 |
19.516 |
2 |
2.784 |
19.886 |
42.98 |
2.784 |
19.886 |
42.984 |
2.102 |
15.011 |
34.527 |
3 |
1.477 |
10.55 |
53.53 |
1.477 |
10.55 |
53.534 |
2.095 |
14.962 |
49.489 |
4 |
1.157 |
8.264 |
61.8 |
1.157 |
8.264 |
61.798 |
1.723 |
12.308 |
61.798 |
5 |
0.766 |
5.471 |
67.27 |
|
|
|
|
|
|
6 |
0.728 |
5.198 |
72.47 |
|
|
|
|
|
|
7
<以下数据省略> |
在表4中，本次研究共抽取四个共同因素，四个因素转轴前的特征值分别为3.234、2.784、1.477、1.157，使用直接斜交转轴后的特征值分别为2.732、2.102、2.095、1.723，转轴前四个共同因素可以解释的总变异量为61.798%，转轴后四个共同解释变异量也为61.798%，均大于60%，表示萃取的四个因素其构建效度良好。
由表5可以发现：第一因素包含7、10、11、17四题可命名为教育效用；第二因素包含12、18、19三题可命名为事业家庭；第三因素包含8、9、15、16四题可命名为民族传承；第四因素包含6、13、14三题可命名为个人发展，具体表示如下：
Table 5. Component matrix after rotation
表5. 旋转后的成分矩阵
|
成分 |
1 |
2 |
3 |
4 |
10、学习本民族语言比学习汉语有用 |
0.815 |
0.15 |
0.073 |
−0.116 |
7、上大学还不如上技校学技术有用 |
0.792 |
−0.07 |
−0.114 |
0.005 |
17、上大学不如趁早出去打工、做生意赚钱 |
0.770 |
0.082 |
−0.117 |
0.071 |
11、在学校读书会丢掉本民族的传统文化 |
0.751 |
0.158 |
−0.117 |
−0.051 |
18、选修课更愿意学习与本民族有关的内容 |
0.202 |
0.674 |
0.183 |
0.231 |
19、想和本民族的人谈恋爱或结婚 |
0.019 |
0.767 |
−0.043 |
0.048 |
12、大学毕业后想从事有关民族发展的工作 |
0.105 |
0.623 |
0.156 |
0.049 |
9、学校开设本民族语言课程非常必要 |
0.121 |
−0.14 |
0.827 |
−0.044 |
8、学习民族历史、文化等对民族发展很重要 |
−0.216 |
0.221 |
0.766 |
0.018 |
15、学好本民族语言是为了本民族的文化传承 |
−0.282 |
0.212 |
0.567 |
0.496 |
16、作为民族一员应该学会本民族历史文化等 |
−0.254 |
0.298 |
0.544 |
0.264 |
14、上学是为了获得文凭对就业有帮助 |
−0.036 |
−0.36 |
0.242 |
0.698 |
13、上学是为了有份好工作 |
0.125 |
0.373 |
0.095 |
0.67 |
6、上学是为了给家人争光 |
−0.101 |
0.371 |
−0.184 |
0.625 |
4. 问卷的信效度分析
问卷中量表的信度分析结果如表6所示。
Table 6. Reliability statistics
表6. 可靠性统计量
可靠性统计量 |
Cronbach’s Alpha |
基于标准化项的Cronbach’s Alpha |
项数 |
0.739 |
0.796 |
42 |
在进行因素分析后，需要对各因素进行可靠性检验，云南省高校大学生教育态度问卷整体的内部一致性系数(Cronbach’s Alpha系数)为0.739，根据Hair等人(1998)的观点，在社会科学领域中，量表的信度达到0.7以上是比较可靠的(Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998)。
接下来进行各分量表的信度分析，具体结果如下表7所示。
Table 7. Reliability statistics of various factors
表7. 各因素可靠性统计量
|
教育效用 |
事业家庭 |
民族传承 |
个人发展 |
Cronbach’s Alpha |
0.809 |
0.627 |
0.729 |
0.484 |
基于标准化项的Cronbach’s Alpha |
0.810 |
0.627 |
0.734 |
0.477 |
项数 |
4 |
3 |
4 |
3 |
由上表7可知，“教育效用”的α系数为0.809，“事业家庭”的α系数为0.627，“民族传承”的α系数为0.729，“个人发展”的α系数为0.484，除了因素四欠佳外，其他三个因素信度良好，均在0.6以上，问卷整体信度为0.739，较为良好。
5. 比较分析
5.1. 各层次与不同性别的独立样本t检验
独立样本t检验可用于检验两个群体平均数的差异，本次分析的问题是“不同性别的学生在‘教育效用’、‘事业家庭’、‘民族传承’、‘个人发展’四个层次上是否有显著差异？”通过使用独立样本t检验输出以下结果：
Table 8. Statistics of groups
表8. 组统计量
|
性别 |
N |
均值 |
标准差 |
均值的标准误 |
教育效用 |
男生 |
130 |
17.1538 |
3.43818 |
0.30155 |
女生 |
190 |
16.7947 |
2.90502 |
0.21075 |
事业家庭 |
男生 |
130 |
7.2462 |
2.32633 |
0.20403 |
女生 |
190 |
8.6895 |
1.99029 |
0.14439 |
民族传承 |
男生 |
130 |
6.5154 |
2.12492 |
0.18637 |
女生 |
190 |
6.6579 |
2.53522 |
0.18392 |
个人发展 |
男生 |
130 |
6.5231 |
2.58264 |
0.22651 |
女生 |
190 |
6.8053 |
2.20365 |
0.15987 |
根据表8可知，在“教育效用”这一层次中男生样本有130个，其平均数为17.1538；女生样本有190个，其平均数为16.7947，因此可由表8得知在“教育效用”层次，男生的均值大于女生；在“事业家庭”层次，女生的均值(8.6895)大于男生(7.2462)；在“民族传承”层次，女生的均值(6.6579)大于男生(6.5154)；在“个人发展”层次女生的均值(6.8053)同样大于男生(6.5231)。
Table 9. Independent sample t-test
表9. 独立样本t检验
|
方差方程的Levene检验 |
均值方程的t检验 |
F |
Sig. |
t |
df |
Sig. (双侧) |
均值差值 |
标准误差值 |
差分的95%置信区间 |
下限 |
上限 |
教育效用 |
假设方差相等 |
0.220 |
0.640 |
1.007 |
318 |
0.315 |
0.359 |
0.357 |
−0.342 |
1.061 |
假设方差不相等 |
|
|
0.976 |
245.7 |
0.330 |
0.359 |
0.368 |
−0.366 |
1.084 |
事业家庭 |
假设方差相等 |
9.134 |
0.003 |
−5.945 |
318 |
0.000 |
−1.443 |
0.243 |
−1.921 |
−0.966 |
假设方差不相等 |
|
|
−5.774 |
248.1 |
0.000 |
−1.443 |
0.250 |
−1.936 |
−0.951 |
民族传承 |
假设方差相等 |
5.313 |
0.022 |
−0.527 |
318 |
0.599 |
−0.143 |
0.271 |
−0.675 |
0.390 |
假设方差不相等 |
|
|
−0.544 |
305.1 |
0.587 |
−0.143 |
0.262 |
−0.658 |
0.373 |
个人发展 |
假设方差相等 |
3.079 |
0.080 |
−1.048 |
318 |
0.295 |
−0.282 |
0.269 |
−0.812 |
0.247 |
假设方差不相等 |
|
|
−1.018 |
247.6 |
0.310 |
−0.282 |
0.277 |
−0.828 |
0.264 |
表9为独立样本t检验的输出结果，对于“教育效用”这一层次而言，经Levene检验，F统计量等于0.22，P = 0.64 > α = 0.05，表明我们应该接受原假设，即把两组方差视为相等，所以t检验要看第一行的数据，t值等于1.007，自由度为318，P = 0.315 > 0.05，则可知道在“教育效用”层次不存在显著性差异；与此相同，“民族传承”和“个人发展”层次，经Levene检验，P分别等于0.022和0.08，都小于显著水平，都要接受原假设，在t检验中，两个层次的P值分别为0.599和0.295，均大于0.05，因此“民族传承”和“个人发展”两个层次在性别上也没有显著性差异。而在“事业家庭”中，F等于9.134，P值为0.003小于α (0.05)，那么应该拒绝原假设，也就是把两组方差视为不相等，因此t检验要看第二行的数据，P值为0小于α (0.05)，所以应该拒绝原假设，也就是“事业家庭”这一层次在性别上有显著性差异。
5.2. 各层次与不同居住地的独立样本t检验
本次分析的问题为“不同居住地的学生在‘教育效用’、‘事业家庭’、‘民族传承’、‘个人发展’四个层次上是否有显著差异？”通过使用独立样本t检验输出以下结果：
Table 10. Statistics of groups
表10. 组统计量
|
居住地 |
N |
均值 |
标准差 |
均值的标准误 |
教育效用 |
城市 |
179 |
17.7709 |
2.60467 |
0.19468 |
农村 |
141 |
15.8865 |
3.42489 |
0.28843 |
事业家庭 |
城市 |
179 |
7.9162 |
2.21301 |
0.16541 |
农村 |
141 |
8.3404 |
2.27040 |
0.19120 |
民族传承 |
城市 |
179 |
6.2123 |
2.05259 |
0.15342 |
农村 |
141 |
7.0922 |
2.65626 |
0.22370 |
个人发展 |
城市 |
179 |
6.2235 |
2.45529 |
0.18352 |
农村 |
141 |
7.2837 |
2.10891 |
0.17760 |
由表10得知在“教育效用”层次，城市的均值(17.7709)大于农村(15.8865)；在“事业家庭”层次，城市的均值(7.9162)小于农村(8.3404)；在“民族传承”层次，城市的均值(6.2123)小于农村(7.0922)；在“个人发展”层次城市的均值(6.2235)同样小于农村(7.2837)。
Table 11. Independent sample test
表11. 独立样本检验
|
方差方程的Levene检验 |
均值方程的t检验 |
F |
Sig. |
t |
df |
Sig. (双侧) |
均值差值 |
标准误差值 |
差分的95%置信区间 |
下限 |
上限 |
教育 效用 |
假设方差相等 |
14.375 |
0.000 |
5.590 |
318 |
0.000 |
1.884 |
0.337 |
1.221 |
2.548 |
假设方差不相等 |
|
|
5.415 |
254.9 |
0.000 |
1.884 |
0.348 |
1.199 |
2.570 |
事业 家庭 |
假设方差相等 |
0.007 |
0.933 |
−1.683 |
318 |
0.093 |
−0.424 |
0.252 |
−0.920 |
0.072 |
假设方差不相等 |
|
|
−1.678 |
297.1 |
0.094 |
−0.424 |
0.253 |
−0.922 |
0.073 |
民族 传承 |
假设方差相等 |
7.392 |
0.007 |
−3.343 |
318 |
0.001 |
−0.880 |
0.263 |
−1.398 |
−0.362 |
假设方差不相等 |
|
|
−3.244 |
257.8 |
0.001 |
−0.880 |
0.271 |
−1.414 |
−0.346 |
个人 发展 |
假设方差相等 |
1.572 |
0.211 |
−4.078 |
318 |
0.000 |
−1.060 |
0.260 |
−1.572 |
−0.549 |
假设方差不相等 |
|
|
−4.151 |
315.5 |
0.000 |
−1.060 |
0.255 |
−1.563 |
−0.558 |
由表11可知，在Levene检验中，“教育效用”和“民族传承”两个层次的P值分别等于0.000和0.007，均小于显著性水平(α = 0.05)，则表示将两组方差视为不相等，t检验中应该看第二行数据；“事业家庭”和“个人发展”两个层次的P值分别为0.933和0.211，均大于显著性水平(α = 0.05)，那表示应该接受原假设，即两组方差相等，t检验中应该看第一行数据。在t检验中，“教育效用”(0.000)、“民族传承”(0.001)、“个人发展”(0.000)的P值均小于显著性水平(α = 0.05)，表示这三个层次在不同居住地上存在显著性差异；而“事业家庭”的P值为0.093，大于显著性水平(α = 0.05)，即表示这一层次在不同居住地上不存在显著性差异。
5.3. 各层次与不同民族的独立样本t检验
本次研究的是“在不同民族间‘教育效用’、‘事业家庭’、‘民族传承’、‘个人发展’四个层次是否有显著差异？”通过使用独立样本t检验输出以下结果：
Table 12. Statistics of groups
表12. 组统计量
|
民族 |
N |
均值 |
标准差 |
均值的标准误 |
教育效用 |
汉族 |
61 |
18.1475 |
2.05618 |
0.26327 |
少数民族 |
259 |
16.6564 |
3.27453 |
0.20347 |
事业家庭 |
汉族 |
61 |
8.2459 |
2.03024 |
0.25995 |
少数民族 |
259 |
8.0695 |
2.29488 |
0.14260 |
民族传承 |
汉族 |
61 |
5.9836 |
1.94501 |
0.24903 |
少数民族 |
259 |
6.7452 |
2.44567 |
0.15197 |
个人发展 |
汉族 |
61 |
5.7541 |
1.92055 |
0.24590 |
少数民族 |
259 |
6.9112 |
2.40877 |
0.14967 |
在表12中，“教育效用”层次，汉族的均值(18.1475)小于少数民族(16.6564)；在“事业家庭”层次，汉族的均值(8.2459)大于少数民族(8.0695)；在“民族传承”层次，汉族的均值(5.9836)小于少数民族(6.7452)；在“个人发展”层次汉族的均值(5.7541)小于少数民族(6.9112)。
Table 13. Independent sample test
表13. 独立样本检验
|
方差方程的Levene检验 |
均值方程的t检验 |
F |
Sig. |
t |
df |
Sig. (双侧) |
均值差值 |
标准误差值 |
差分的95%置信区间 |
下限 |
上限 |
教育 效用 |
假设方差相等 |
7.870 |
0.005 |
3.400 |
318 |
0.001 |
1.491 |
0.439 |
0.628 |
2.354 |
假设方差不相等 |
|
|
4.482 |
141.357 |
0.000 |
1.491 |
0.333 |
0.833 |
2.149 |
事业 家庭 |
假设方差相等 |
1.035 |
0.310 |
0.552 |
318 |
0.582 |
0.176 |
0.320 |
−0.453 |
0.806 |
假设方差不相等 |
|
|
0.595 |
99.450 |
0.553 |
0.176 |
0.296 |
−0.412 |
0.765 |
民族 传承 |
假设方差相等 |
1.861 |
0.173 |
−2.268 |
318 |
0.024 |
−0.762 |
0.336 |
−1.422 |
−0.101 |
假设方差不相等 |
|
|
−2.610 |
109.475 |
0.010 |
−0.762 |
0.292 |
−1.340 |
−0.183 |
个人 发展 |
假设方差相等 |
4.456 |
0.036 |
−3.498 |
318 |
0.001 |
−1.157 |
0.331 |
−1.808 |
−0.506 |
假设方差不相等 |
|
|
−4.020 |
109.207 |
0.000 |
−1.157 |
0.288 |
−1.728 |
−0.587 |
由表13可知，在Levene检验中，“教育效用”和“个人发展”两个层次的P值分别等于0.005和0.036，均小于显著性水平(α = 0.05)，则表示将两组方差视为不相等，t检验中应该看第二行数据；“事业家庭”和“民族传承”两个层次的P值分别为0.310和0.173，均大于显著性水平(α = 0.05)，那表示应该接受原假设，即两组方差相等，t检验中应该看第一行数据。在t检验中，“教育效用”(0.000)、“民族传承”(0.024)、“个人发展”(0.000)的P值均小于显著性水平(α = 0.05)，表示这三个层次在不同民族上存在显著性差异；而“事业家庭”的P值为0.582，大于显著性水平(α = 0.05)，即表示这一层次在不同民族上不存在显著性差异。
6. 结论
本研究以云南省320名不同性别、年级、地区的大学生为样本，通过问卷调查与多种统计分析方法，对大学生教育态度展开深入探究，得出以下结论：
(1) 教育态度层次划分：经因子分析等，将云南省大学生教育态度分为民族传承、个人发展、事业家庭、教育效用四个层次。各层次所涉因素反映出大学生在教育认知、目标追求等方面的多元态度。例如民族传承层面，体现大学生对本民族文化传承的重视；个人发展层面，凸显其对自身未来的规划与期待。
(2) 信效度情况：问卷整体信度良好，Cronbach’s Alpha系数为0.739。其中，“教育效用”、“事业家庭”、“民族传承”信度较高，“个人发展”稍欠佳。这表明问卷能较可靠地测量大学生教育态度，但“个人发展”维度有待进一步优化完善。
(3) 群体差异分析：在性别差异上，仅“事业家庭”层次存在显著差异，女生均值高于男生，反映出女生可能更看重教育在事业与家庭方面的作用。在居住地差异方面，“教育效用”、“民族传承”、“个人发展”层次存在显著差异，城市与农村学生在这些方面态度不同，或与城乡教育资源、文化氛围差异有关。就民族差异而言，“教育效用”、“民族传承”、“个人发展”层次差异显著，汉族和少数民族学生因文化背景等因素，在教育态度上呈现不同倾向。
本研究有助于深入了解云南省大学生教育态度现状及差异，为高校教育教学改革、促进民族文化传承与发展提供一定参考依据。后续研究可扩大样本范围，涵盖更多地区高校学生，或深入探究影响教育态度的深层次因素，为优化教育策略提供更有力支撑。
基金项目
本文系2021年度云南省教育厅科学研究基金(一般项目)“新生代农民工人生价值观现状和影响因素实证研究”(2022J0405)、2021年度云南民族大学教学研究项目“《思想道德修养与法治》课中的人生价值观教育问题实证研究”(2021JG-041)的研究成果。
NOTES
*通讯作者。