城乡接合部小学生感知教师支持对学习投入的影响研究

杨振芳 陈庆文 陆铁素

(1.玉林师范学院教育科学学院，广西 玉林 537000；

2.南宁经济技术开发区第二小学，南宁 530000)

教育心理

城乡接合部小学生感知教师支持对学习投入的影响研究

杨振芳1陈庆文1陆铁素2

(1.玉林师范学院教育科学学院，广西 玉林 537000；

2.南宁经济技术开发区第二小学，南宁 530000)

为了解城乡接合部小学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入的基本情况及其关系，对593名城乡接合部小学生进行问卷调查。结果显示：城乡接合部小学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入均处于中等偏上水平；城乡接合部小学中来自城市的学生与来自农村/外来务工的学生感知到的教师支持及其学业自我效能感不存在显著差异，但在学习投入上存在显著差异，尤其是在学习投入的奉献因子上存在显著差异；学生感知到的教师支持对其学业自我效能感与学习投入均具有显著的正向预测作用；学业自我效能感在感知教师支持影响学习投入的过程中起部分中介作用。

感知教师支持；学业自我效能感；学习投入；城乡接合部；小学生

学习投入是衡量学生学习积极性的一个重要指标，主要指学生在学习过程中精力充沛、心理韧性良好，能够认识到其学习的意义，对学习充满激情，沉浸于学习中的一种积极、持续、完满的精神状态。[1]很多研究结果表明，学习投入是影响学生学习成就的重要因素之一。[2-5]尽管国外学者对学习投入的探究已有几十年的历史，也取得了非常丰富的成果，但国内对学习投入的研究还处于起步阶段。尤其是对小学生学习投入的研究是少之又少，而针对城乡接合部小学生学习投入的研究则更是异常缺乏。实际上，城乡接合部学校作为我国城乡一体化进程中出现的产物，由于其自身的特殊性，就读其中的学生总体上呈现出学习习惯不良，学习缺乏自觉性，厌学、学习效率低下、学习适应性差等问题。[6]因此，更需要探究这一特殊群体的学习投入状况以及影响投入的关键因素。Schaufeli和Martinez等人(2002)研究指出，学习投入是一个学习者个体因素与环境因素相互作用的机制。[1]因此，为更好地了解城乡接合部小学生学习境况的复杂性，从而设计出更具针对性的干预方案，本研究将探究学生的学业自我效能感(个体特征)和感知的教师支持(环境因素)对学习投入的影响效应和作用机制，进而为提高我国城乡接合部小学生的学习投入提出积极可行的建议。

一、研究对象与方法

1.研究对象

采用整群抽样的方法，在南宁市高新小学西校区、南宁市经济开发区第一小学、南宁市屯渌村小学和桂平市城西小学的三至六年级中发放调查问卷654份，回收有效问卷593份，有效回收率为92.3%。调查对象中男学生304人(51.2%)，女学生289人(48.7%)；农村户口261人(44.0%)，城市户口332人(56.0%)；三年级181人(30.5%)，四年级184人(31.0%)，五年级134人(22.6%)，六年级94人(15.9%)。

2.研究工具

采用感知教师支持、学业自我效能感和学习投入量表进行问卷调查。考虑到小学生的认知水平与特点，全部量表采用Likert五点计分方式计分。

(1) 教师支持量表。采用欧阳丹开发的学生感知到的教师支持行为量表，并结合小学生的心理特点和实际情况进行修订。[7]该量表共19个题项，从学习支持、情感支持与能力支持三个方面对教师支持行为进行测量。本研究根据小学生的认知特点对该量表进行适当删减修订，使其能够有效测量小学生感知到的教师支持情况。对修订后的量表进行信度检验，总量表的α系数为0.867，学习支持分量表的α系数为0.673，情感支持分量表的α系数为0.756，能力支持分量表的α系数为0.698，说明该量表具有较高的信度。

(2) 学业自我效能感量表。采用梁宇颂(2000)在Pintrich和De Groot(1990)编制的学业自我效能问卷基础上修订的《学业自我效能感问卷》。[8]该问卷共22个题项，从学习能力自我效能感与学习行为自我效能感两个维度对学业自我效能感进行测量。本研究根据小学生的认知水平与特点对该量表进行适当的删减修订，使其能够有效测量小学生的学业自我效能感情况。对修订后的量表进行信度检验，本研究中总量表的α系数为0.880，学习能力效能感分量表的α系数为0.827，学习行为效能感分量表的α系数为0.784，说明该量表具有较高的信度。

(3) 学习投入量表。采用Schaufeli等(2002)开发，方来坛、时勘等人(2008)翻译与修订的中文版UWES-S 量表对学习投入进行测量。[9-10]UWES-S量表从活力、奉献和专注三个维度对学习投入进行测量，共17个题项。本研究根据小学生的认知水平与特点对该量表进行适当地删减修订，使其能够测试小学生的学习投入情况。修订后，总量表的α系数为0.882，活力维度分量表的α系数为0.740，奉献维度分量表的α系数为0.754，专注分量表的α系数为0.765，说明该量表具有较高的信度。

二、研究结果与分析

1.城乡接合部小学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入的总体状况

(1) 城乡接合部小学生感知教师支持的总体情况。从表1可知，学生感知教师支持的三个维度中，平均值最高的是情感支持(M=3.85)，最低是能力支持(M=3.42)，标准差最小的是学习支持(SD=0.55)。另外，对数据进行正态性检验发现，学习支持、情感支持与能力支持的Kolmogorov-Smirnova显著性概率值均在0.001水平上显著，表示测量分数的分布不是正态分布，且它们的偏度系数均小于0，可见大多数城乡接合部小学生感知到的教师支持处于中等偏上水平。

(2) 城乡接合部小学生学业自我效能感的总体情况。从表1可知，城乡接合部小学生的学习能力效能感的均值(M=3.92)、标准差(SD=0.62)均大于学习行为效能感的均值(M=3.51)与标准差(SD=0.54)。另外，对数据进行正态性检验发现，学习能力效能感与学习行为效能感的Kolmogorov-Smirnova显著性概率值均在0.001水平上显著，表示测量分数的分布不是正态分布，且它们的偏度系数均小于0，可见多数城乡接合部小学生学业自我效能感的得分集中在分数高的一端。

表1 学生感知教师支持、学业自我效能感及学习投入的描述统计(N=593)

(3) 城乡接合部小学生学习投入的总体情况。从表1可知，城乡接合部小学生学习投入的三个维度中，均值最高的是奉献(M=3.91)，最低的是专注(M=3.74)，标准差最小的是奉献维度(SD=0.77)。另外，对数据进行正态性检验发现，活力、奉献与专注的Kolmogorov-Smirnova显著性概率值均在0.001水平上显著，表示测量分数的分布不是正态分布，而且它们的偏度系数均小于0，可见多数城乡接合部小学生学习投入的得分集中在分数高的一端。

2.不同居住地的小学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入得分的差异比较

从表2可知，在城乡接合部小学里，城市的小学生在学习支持、情感支持、能力支持、学习能力效能感、学习行为效能感、活力、奉献以及专注这些方面的得分均高于农村/外来务工的学生。但T检验的结果显示，学生的不同居住地变量在这8个依变量检验的T统计量中只有奉献的T值达到显著水平。这说明在城乡接合部小学里，来自不同居住地的小学生只在学习投入的奉献维度上有显著差异，城市学生的学习奉献上(M=19.88)显著高于农村/外来务工的学生(M=19.11)。

表2 不同居住地小学生感知教师支持、学业效能感、学习投入上的差异比较

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01，***表示P<0.001，下同。

3.学生感知的教师支持、学业自我效能感对学习投入的影响

(1) 学生感知的教师支持对其学习投入的影响。为探究教师支持对学习投入的影响，以教师支持的三个维度为预测变量，学习投入为依变量，进行逐步回归分析，结果整理如表3所示。从表3可知，投入回归模型的三个预测变量均对学习投入有显著的正向预测作用，它们与学习投入的多元相关系数为0.621，决定系数R2为0.375，F值为117.748(P=0.000<0.001)，因此，这三个预测变量共可有效解释“学习投入”37.5%的变异量。从每个变量的预测力来看，对“学习投入”最具预测作用的是情感支持，其次是能力支持，最后是学习支持。

表3 小学生感知教师支持各维度对学习投入的逐步多元回归分析

为进一步探究教师支持对学习投入的影响，以感知教师支持的三个维度为自变量、学习投入的三个维度为因变量、截距为21.384，进行回归分析，结果整理为表4。从表4可知，感知教师支持中的情感支持、能力支持与学习支持均能显著正向预测学生学习投入的活力、奉献与专注。其中情感支持对学生学习投入的活力、奉献、专注的预测力均是最高的，其次是能力支持，最后是学习支持。

表4 感知教师支持各维度对学习投入各维度的逐步多元回归分析

(2) 学生感知的教师支持对学业自我效能感的影响。为探究感知教师支持对学业自我效能感的影响，以感知教师支持的三个维度为预测变量、学业自我效能感为依变量、截距为38.167，进行逐步回归分析，结果整理为表5。从表5可知，投入回归模型的三个预测变量均能显著正向预测学业自我效能感，它们与学业自我效能感的多元相关系数为0.634，决定系数R2为0.402，F值为132.018(P=0.000<0.001)，因此，这三个预测变量共可有效解释“学业自我效能感”40.2%的变异量。从每个变量的预测力来看，对“学习投入”最具预测作用的是情感支持，其次是能力支持，最后是学习支持。

表5 感知教师支持各维度对学业自我效能感的逐步多元回归分析

从表6可知，教师支持中的情感支持、能力支持与学习支持对学习能力效能感与学习行为效能感均能产生显著的正向影响。其中对学习能力自我效能感与学习行为效能感最具预测力的是教师的情感支持，其解释变异量分别为27.7%与17.9%，其次是能力支持，其解释变异量分别为7.5%与4.4%，最后是学习支持，其解释变异量分别为1.9%与0.8%。

表6 感知教师支持各维度对学业效能感各维度的逐步多元回归分析

(3) 学生学业自我效能感对其学习投入的影响。为探究学业自我效能感对学习投入的影响，以学业自我效能感的两个维度为自变量、学习投入为因变量、截距为-0.524，进行逐步回归分析，结果整理为表7。从表7可知，投入回归模型的两个自变量对因变量学习投入均有显著的正向预测效力，它们与学习投入的多元相关系数为0.774，决定系数R2为0.600，F值为442.119(P=0.000<0.001)，因此，这两个自变量共可有效解释“学习投入”60.0%的变异量。从每个变量的预测力来看，学习能力效能感较学习行为效能感对“学习投入”具有更大的预测效力。

表7 学业自我效能感对学习投入的逐步多元回归分析

表8 学业自我效能感各维度与学习投入各维度的逐步多元回归分析

4.学业自我效能感的中介作用检验

根据温忠麟等人(2004)引入的三步中介法对学业自我效能感的中介作用进行检验，分析结果整理见表9。具体检验步骤如下：第一步，检验自变量对因变量的总效应检验是否显著。由表9可知，感知的教师支持(自变量)对学习投入(因变量)的回归系数c为0.609，且在0.001水平上显著，因此进行第二步检验。第二步，做Baron和Kenny(1986)部分中介检验，由表9可知，感知的教师支持(自变量)对学业自我效能感(中介变量)的回归系数为a为0.632，且在0.001水平上显著，学业自我效能感(中介变量)对学习投入(因变量)的回归系数b为0.768，且在0.001水平上显著。由于a和b均显著，说明感知的教师支持(自变量)对学习投入(因变量)的影响至少有一部分是通过学业自我效能感(中介变量)来实现的。因此，进行第三步检验来判断中介效应是完全中介效应还是部分中介效应。第三步，同时加入感知的教师支持(自变量)与学业自我效能感(中介变量)，发现感知的教师支持对学习投入的回归系数c′为0.207，且在0.001水平上显著。由于c′显著，说明中介变量(学业自我效能感)在感知的教师支持对学习投入的影响过程中起部分中介作用。中介效应在总效应中的比为ab/c=0.632×0.768/0.609=79.7%，中介效应与直接效应的比为ab/c′=0.632×0.768/0.207=234.5%。

表9 学业自我效能感(M)在教师支持与学习投入间的中介效应检验

注：x为感知教师支持，y为学习投入，m为学业自我效能感，SE表示标准误，第一步：y=cx+SE；第二步：m=ax+SE；第三步：y=bm+c′x+SE。

三、讨论与结论

1.城乡接合部小学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入的总体情况良好

在本次研究中，城乡接合部小学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入的得分均为负偏态分布，这说明调查中4所城乡接合部小学学生感知的教师支持、学业自我效能感与学习投入的总体情况良好。不过研究也发现，教师支持中的能力支持得分相对其他维度的得分较低、学业自我效能感两个维度中的学业行为效能感的得分相对较低、学习投入三个维度中的专注维度得分相对较低。这说明教师还需要给予学生更多的能力支持，在教学过程当中应当有意识地培养学生的学习行为自我效能感并有意识地提高学生的学习专注力。

2.城乡接合部小学中不同居住地学生感知教师支持、学业自我效能感与学习投入的差异不大

本研究发现，在城乡接合部小学里，虽然来自城市的学生感知到教师的学习支持、情感支持与能力支持的平均分均高于来自农村/外来务工的学生，但T检验的结果显示，这种差异并没有达到统计学意义上的显著水平。这说明城乡接合部小学里的教师并没有因学生来自不同的群体而对他们区别对待，对来自不同居住地的学生的支持是一视同仁的。同样，来自城市的学生与来自农村/外来务工学生的学习能力效能感与学习行为效能感也不存在显著差异，这说明学生对自己能否完成学业任务的自信心评价并没有因自己的居住地不同而产生差别。另外，虽然城市学生学习投入的活力、奉献与专注的平均得分高于农村/外来务工的学生，但T检验的结果显示，仅有学习投入奉献维度的T值达到显著水平(P=0.016<0.05)。这一差异可能是由于这两个群体的家庭教育环境不同所导致的。来自家庭教育环境的不良因素极可能会给子女的学习带来更多的干扰，损害子女的学习热情、自豪感与意义感。

3.教师支持尤其是情感支持对学生学业自我效能感与学习投入的影响较大

回归分析结果表明，学生感知到老师对自己学习、能力与情感的支持能够显著预测他们的学业自我效能感与学习投入，尤其是教师提供的情感支持对学生的学习能力效能感、学习行为效能感以及学习投入的活力、奉献与专注均有极其显著的正向影响。也就是说，教师对学生的鼓励、关心、关注、认可、理解与尊重等情感方面的支持能够显著增加学生完成学业的自信心与对学习的投入程度，这一研究结果与Skinner等人(1993)以及贾娟(2012)和乔红晓(2014)的研究结果基本一致。[11-13]根据马斯洛需要层次理论的观点，尊重需要的满足，能使人对自己充满信心，对社会充满热情，体验到自身的价值。尊重需要的满足还能使个体产生自我实现的驱动力、提高个体的自觉性与主动性。本研究证明，来自教师的鼓励、关心、理解与尊重等无疑有助于满足学生被尊重的需要，从而提高他们对学习的自信心、热情、自觉性与主动性。另外，“关系教育学”的观点认为，情感在学生学习活动中有着重要作用，师生间的情感沟通与互动交往能够让人真正地敞开心扉，从而使学生的学习兴趣和积极性等被充分调动起来。因此，要想更好地提高学生的学业自我效能感和学习投入，教师需要在教学互动中有意识地提高自己对学生情感方面的支持。

随着互联网的蓬勃发展，足不出户订餐已成为一种趋势，在大学生群体中表现尤为明显[4-5]．在回收的509份有效问卷中，有480份问卷显示订购外卖，占样本总量的94.3%，具体统计结果见表2．

4.学生的学业自我效能感对其学习投入影响较强

回归分析结果表明，学生的学习自我效能感能够显著正向预测学习投入的活力、奉献与专注，且学习自我效能感的能力效能感维度较行为效能感维度对学习投入的各个方面均有更大的预测效力，这一研究结果与廖友国(2010)和王学坚(2011)的研究结果基本一致。[14-15]期望理论的观点认为，个体积极性调动的程度取决于其对行为结果的价值评价和预期达成该结果可能性的估计。也即是说，个体认为行为结果的价值越大并且自己对达成这一结果越有信心时，其积极性越大。学业自我效能感是学习者对自己能够完成学习任务的信心评价，因此，在学习者知觉到学习对自身价值的前提下，其对自己完成学习任务越有把握，其对学习的投入也就越多。另外，根据归因理论的观点，自我效能感还影响人们的归因模式，在面对困难任务时，高自我效能感的人倾向于将失败归于努力程度，而低自我效能感的人倾向于归因于能力。努力是可变的，而能力相对而言是稳定的。因此，学生的学业自我效能感水平就极可能会影响其对学习成败的归因，进而影响其对学习的投入。

[参 考 文 献]

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10.16165/j.cnki.22-1096/g4.2016.04.016

2015-10-26

杨振芳(1987-)，女，广西玉林人，硕士，助教；陈庆文(1978-)，男，广西玉林人，硕士，副教授；陆铁素(1992-)，女，广西玉林人。

G444

A

1002-1477(2016)04-0066-06

江桂珍]