思想政治理论课教师教学态度对学生学习态度之影响研究

(西南交通大学 马克思主义学院, 四川 成都 611756)

习近平总书记在学校思想政治理论课教师座谈会上指出，推动思想政治理论课改革与创新要坚持主导性和主体性相统一〔1〕。思想政治理论课(以下简称“思政课”)教师的主导性和学生的主体性之间到底有多大的关联性呢？从师生“教”“学”态度的视角，不少学者已经从理论上阐明教师教学态度对学生学习态度和学习效果具有重要影响。鉴于此，本研究运用实证研究方法，试图从思政课教师教学态度对大学生学习态度影响的角度，探讨思政课教学中教师主导性和学生主体性的关联关系。

一、文献回顾与研究假设

(一)大学生学习态度及其影响因素研究

前苏联教育家斯卡特金曾指出：“教学效果基本上取决于学习态度”。积极的学习态度，会对教学效果产生良好的效果，反之亦然。因此，学习态度是学界历来的研究热点。

1.学习态度的基本概念

态度一词在社会心理学中的定义较多。俞国良认为“态度(attitude)是个体对特定对象(人、观念、情境或事件等)所持有的稳定的心理倾向”〔2〕。蒋健荣认为“学习态度就是对学习持久稳定的内在心理倾向”〔3〕。孙维胜认为“学习态度是指学习者对学习活动的基本看法及其在学习活动中的言行表现”〔4〕等等。邹为民认为“学习态度是指个人对学习以及学习的相关情境表现出来的相对稳定的心理倾向”〔5〕。由此可知，大学生思政课学习态度就是大学生对思政课以及有关情境所表现出来相对稳定的心理倾向。这种心理倾向包括三个维度，即大学生对思政课的认知状况、情感态度和行为倾向。

2.大学生学习态度的影响因素

事物的发展是由内外因共同起作用而引起的。大学生学习态度影响因素也有大学生自身主观因素和外界客观因素两个方面。

第一，大学生自身主观因素，主要包括大学生对外界的感知能力、个人人格等。Murphy Daragh等认为教育者对学生的信任和期望要被学生所感知，最终才能达到教师所期望的效果〔6〕。David O.Trouilloud等通过实证研究证实了这一观点,研究数据表明自证效应的产生，不仅需要教师对学生有积极的期望，同时学生对这种期望的感知也影响着自证效应的实现〔7〕。Penelope L.Peterson在研究中发现，独立性较强的学生的学习态度受到教师的影响较小，因此认为学生学习态度不仅与教师态度有关，还与学生人格因素有关〔8〕。

第二，外界客观因素，主要包括教师教学态度、教学环境和社会环境等。学界大多都认为教师教学态度与学生学习态度之间存在正相关关系。早在1968年，Rosenthal和Jacobson在一所小学进行了一次实验，结果显示，教师对学生的赞美、信任、期望会影响学生的学习态度，产生积极的影响，即皮革马利翁效应，是指你用积极的态度对待一个对象，那么你就会得到这一对象的积极回应，并得到你预期的结果。Vivien S.Huan等也认为，具有积极师生关系的学生，对学校以及学习会有更积极的态度〔9〕。刘晓枚等在一项研究中发现，“在学生的视角中教师的态度和行为对学生的学习生活尤其是学业生活有很大的影响”〔10〕。大学生是在一定的教学环境中进行学习活动的，因此教学环境对学生的学习态度也会产生一定的影响。H.Dean Jernigan和Linda Wiersch在研究中发现，室外教育相对于室内教育更能提升学生对学习的积极态度〔11〕。学生的学习活动不仅是在教学环境这个小背景中进行的，同时也是在社会这个大背景中进行的。Li Ju Chen在对残疾人的调查研究中发现，残疾人被社会和就业市场所接受的情况会影响他们的心理状态，进而影响他们对学习的态度以及生活的规划〔12〕。

(二)思政课教师教学态度及其影响研究

教学活动是由教师和学生共同进行的互动活动，教师在教学过程中居于主导地位。教师的教学态度是影响教学效果的重要因素。

1.思政课教师教学态度概念

教学态度就是“教师对教学工作和学生的一种心理反应倾向”〔13〕。思政课教师教学态度主要包括以下三个维度：教师对思政课及其学生的认知、情感和行为倾向。思政课教学认知是思政课教师对于思政课以及学生所持有的信念和看法，带有对思政课和学生的期望意义。思政课教学情感是思政课教师对于思政课以及学生的情感反应，即喜欢或不喜欢。思政课教师行为倾向是思政课教师对于思政课以及学生的外显反应或者行动，如与学生的互动等。

2.教学态度对学生的影响

美国教育心理学家古诺特博士曾说过：“在经历了若干年的教师工作之后，我得到了一个令人惶恐的结论：教育的成功和失败,‘我’是决定性因素。我个人采用的方法和每天的情绪是造成学习气氛和情境的主因。身为老师，我具有极大的力量，能够让孩子们活得愉快或悲惨，我可以是制造痛苦的工具，也可以是启发灵感的媒介，我能让人丢脸也能叫人开心，能伤人也能救人。”教师态度对学生的影响主要包括：第一，认知成分对学生的影响。Alpana Priyabhashini和Venkat R.Krishnan研究发现，领导者的期望与被领导者的晋升准备之间存在正相关关系〔14〕。Hakan Jenner在对治疗师的期望与客户治疗效果进行研究后也发现，治疗师对客户的期望在治疗结果中具有决定性作用〔15〕。这些研究都表明，对一个对象有什么样的期望，这一对象最终都会呈现出来，也就是皮革马利翁效应。由此我们也可以认为，教师对于课程和学生的期望与学生的学习态度和效果之间是呈正相关的关系。第二，情感成分对学生的影响。Chidolue M E研究发现，教师的素质对学生的成绩具有至关重要的作用，但需要教师的感情来维护和支撑，即需要师生之间建立良好的师生关系〔16〕。良好师生关系的形成首先就需要教师尊重学生，并平等对待每一位学生。Daragh Murphy等人认为，教师对学生要一视同仁，平等对待每位学生，不能因性别、种族等有区别对待〔17〕。第三，行为倾向成分对学生的影响。Jerry P.Murray研究发现，学生更多追求的是心理上的成就，因此教师在教学时需要创新教学方法，以增加学生的学习兴趣和理解力，并提高学生心理上的成就〔18〕，从而达到良好的教学效果。Darrell Fisher和Tony Rickards研究发现，数学教师如果能积极调整他们的人际行为，就会对学生产生良好的学习态度〔19〕。

总之，国内外大多数学者都认为教师教学态度与学生学习态度之间存在正相关关系。根据行为科学中的态度理论，本研究提出研究假设：思政课教师教学态度对大学生学习态度有正向的显著影响。

二、研究方法

(一)调查对象

选取成都市3所高校(分别为综合类、理工类和文科类高校)的600名学生进行调查，实际回收有效问卷529份，有效回收率为88.2%。其中，女生占40.6%，男生占59.4%；理工类占71.6%，文史类占23.1%，艺术类占0.2%，其他占5.1%；大一占58.8%，大二占25.9%，大三占14.0%，大四占1.3%。

(二)问卷设计

调查问卷分为3部分，共40个题项。包括：第一部分是思政课学生学习态度，由价值认知、情感表达和行为倾向等三个量表构成〔20〕；第二部分是思政课教师教学态度，同样由价值认知、情感表达和行为倾向等三个量表构成，这部分主要是从学生感知的角度来观察教师教学态度；第三部分为个人基本情况。量表采用李科特(Likert)的五点尺度法，从“非常不符合”“有点不符合”“一般”“有点符合”到“非常符合”，分别赋予1、2、3、4、5的分数。

(三)数据处理方法

问卷采用统一书面语，进行集体施测，并对问卷进行当场回收。后运用SPSS 20.0和LISREL 8.54软件对数据进行分析处理。

三、数据分析

(一)描述性统计分析

使用SPSS 20.0统计软件，计算各个潜在变量的平均值与标准差，如表1所示。

表1 描述性统计分析结果

(二)验证性因子分析

使用LISREL 8.54统计软件，以数据协方差矩阵为输入矩阵，对潜在变量进行验证性因子分析，以检验思政课教师教学态度和学生学习态度评价模型的效度和信度。

1.效度分析

第一，违犯估计检验。验证性因子分析结果显示，各个指标的标准化系数值介于0.62～0.94之间，没有大于0.95；各个潜在变量之间的相关系数在0.29～0.71之间，其信赖区间并没有包含1，可观测变量的测量误差介于0.11～0.62之间，也显示无太大的标准误差，且无负的误差变异数，表明评价模型与总样本数据之间并不存在违犯估计现象，如表2和表3所示。

表2 变量在指标上的负载

注：考虑到测量误差，删去指标X6、X7、X12、X14、Y6、Y12、Y15。

注：表中左对角线上为各个潜在变量所解释的方差，左对角线左下方为各个潜在变量与其他变量的共同方差，左对角线右上方为潜在变量之间的相关系数。

第二，整体模型的效度检验。验证性因子分析模型的拟合程度指标如下：卡方值(χ2)=1087.06、自由度(df)=309、p值=0.00、近似均方根残差(RMSEA)=0.069、标准化均方根残差(SRMR)=0.038、规范拟合指数(NFI)=0.97、非规范拟合指数(NNFI)=0.98、比较拟合指数(CFI)=0.98、增量拟合指数(IFI)=0.98、相对拟合指数(RFI)=0.97、简效规范拟合指数(PNFI)=0.85、简效优度拟合指数(PGFI)=0.71。由此可见，第一类参数，χ2/df小于5，P值高度显著，该参数可以令人接受；第二类参数，RMSEA小于0.08，SRMR小于0.4，显示评价模型拟合相当良好。NFI、NNFI、CFI、IFI和RFI等拟合指数皆远大于可接受值0.9，PNFI和PGFI皆远大于可接受值0.5，显示评价模型拟合程度相当可以接受。可见，该评价模型是相当符合实证资料的一个模型，具有整体建构效度。

第三，各个变量的效度检验。如表2所示，验证性因子分析结果显示，各指标在各自计量的概念上的标准化系数和t值均高度显著，表明数据有较高的收敛效度；如表3所示，除了η4和η6之间区分度不明显以外，其他各个潜在变量所解释的方差均大于该变量与其他变量的共同方差，表明数据有较高的区别效度。

2.信度分析

(1)单一可观测变量的信度。如表1所示，除了X17以外，各个指标的R2值均大于可接受值0.5，可见，除了X17以外，评价模型的单一可观测变量都是可靠的。

(2)各个潜在变量的信度。计算各个潜在变量的建构信度和平均方差抽取量，其结果为：潜在变量η1至η6的建构信度分别为0.93、0.92、0.82、0.92、0.94、0.89，平均方差抽取量分别是0.74、0.74、0.54、0.69、0.76、0.67。在本研究中，各个潜在变量的建构信度和平均方差抽取量均大于可接受值0.5。可见，评价模型的各个潜在变量的信度是可以接受的。

(三)二阶因子分析

为了检验感知教师教学的价值认知、情感表达、行为倾向和学生学习的价值认知、情感表达、行为倾向等6个潜在变量是否分别属于“思政课教师教学态度”“思政课学生学习态度”这两个高阶因子，使用LISREL 8.54统计软件，以验证性研究所得数据的协方差矩阵为输入矩阵，对其进行二阶因子分析。分析结果显示，二阶因子模型拟合程度达到较为令人满意的水平(拟合程度指标：χ2=1421.76，df=398，p=0.000，RMSEA=0.070，NFI=0.97，NNFI=0.97，CFI=0.98，IFI=0.98，RFI=0.96，PNFI=0.88、PGFI=0.73)。η1至η6的γ值依次分别为0.74、0.81、0.86、0.83、0.86、0.83；t值分别为16.62、17.77、15.49、16.63、19.50、15.95，也是高度显著的。检验结果表明，这6个潜在变量分别属于“思政课教师教学态度”“思政课学生学习态度”这两个二阶因子。

(四)结构方程模型分析

为了检验研究假设，对“思政课教师教学态度”和“思政课学生学习态度”之间的相互关系进行了结构方程模型分析。模型的拟合程度指标如下：χ2=1195.83，df=317，P=0.00，RMSEA=0.0727，NFI=0.97，NNFI=0.97，CFI=0.986，IFI=0.98，RFI=0.96，PNFI=0.87，PGFI=0.72，表明结构方程模型与数据的拟合程度是相当令人接受的。各变量之间的关系如图1所示。

根据结构方程模型分析，可得以下结果：(1)思政课教师教学态度对学生学习态度具有强而正向的影响，标准化系数为0.62，R2=0.38；(2)教师对思政课“价值认知”在一定程度上影响了学生对该课“价值认知”，影响系数为0.36，R2=0.13；(3)教师对思政课“情感表达”在较大程度上影响了学生对该课“情感表达”，影响系数为0.53，R2=0.28；(4)教师在思政课上的“行为倾向”会在较大程度上影响学生在该课上的“行为倾向”，影响系数为0.51，R2=0.27。因此，本研究的假设得到验证，即思政课教师教学态度对大学生学习态度具有正向的显著影响。

图1 结构方程模式分析结果

四、讨论

(一)思政课教师教学态度和学生学习态度状况分析

描述性数据分析结果显示，思政课教师教学态度在总体上处于非常高的水平(平均值=4.59，标准差=0.46)，表明被试大学生所感知的思政课教师教学态度非常好。再分别从三个维度来看，“价值认知”和“情感表达”均值都超过了4.7，表明在学生看来，思政课教师都非常强调思政课的价值，且上课时教师情感投入非常多，教学热情很高。而教师“行为倾向”的均值(均值=4.26，标准差=0.25)相较于“价值认知”和“情感表达”的均值略低，表明教师在课堂上与学生的互动以及与学生实际的结合度相较于教师对思政课的价值认知和情感投入相对较差。这也许就是目前思政课提升所面临的一个难题，即在思政课教学过程中，既要照顾到国家意识形态灌输的理论性与系统性，又需要考虑到“00后”青年大学生精神成人的实际需求和学习期待，做到贴近实际、贴近生活、贴近学生，在教育者和教育对象之间建立良性的双向互动关系。

相对于思政课教师教学态度而言，学生学习态度在总体上不够理想(平均值=3.85，标准差=0.82)。“价值认知”、“情感表达”和“行为倾向”维度均值分别为：4.02、3.98和3.55。相比较而言，“价值认知”维度比较理想，表明学生能够认识到思政课的重要性；“情感表达”次之，表明大学生对思政课喜爱程度不高；“行为倾向”最低，表明大学生在课堂上参与的积极性不高，不够活跃。这一情况表明，纵使大学生意识到思政课是比较重要的，但是在实际上课过程中的情感性和行为性投入意愿并不高，课堂氛围显得比较平淡。这与李芳“大学生对思政课的态度总体上是消极的”的研究结论〔20〕不甚相同，这可能既有测量方法不同的缘故，也可能有时代因素的原因。可见，思政课教学应当遵循学生的认知规律和接受特点，并进一步提高学生的情感性和行为性参与度，这也是今后思政课改革创新的重要方向。

综合来看，思政课教师教学态度和学生学习态度两方面确实存在着不甚协调、不甚和谐的现象，即一方面是教师“言之谆谆”，另一方面是学生“听之藐藐”。“天边不如身边，道理不如故事”，教师要着力提升思政课的亲和力和针对性，使之满足“00后”大学生成长与发展的需求和期待，以引导学生的积极投入。

(二)思政课教师教学态度与学生学习态度的关系分析

验证性因子分析和二阶因子分析结果表明，思政课教师教学态度与学生学习态度的测量模型具有较高的效度和信度，也就是说将两变量分为价值认知、情感表达和行为倾向等三个维度是可以接受的。

结构方程模型分析表明，思政课教师教学态度对学生学习态度具有强烈地正向影响(影响系数=0.62，t值=10.50，R2=0.38)。从这一结果可知，教师教学态度与学生学习态度之间确实具有强相关关系，也就是教师对思政课的“教态”会影响学生对思政课的“学态”。更进一步来讲，教师对思政课的价值认知、情感表达和行为倾向分别对学生的价值认知、情感表达和行为倾向具有较强烈的正向影响。从前述分析可知，在价值认知和情感表达方面，思政课教师可谓“言之谆谆”，但是在“行为倾向”方面仍有较大的提升空间。这表明，在思政课上思政课教师应加强同学生的互动，因事因时因势施教，因人因地因材施教，增强与学生的互动性和学生的参与性，提升思政课的亲和力和针对性，这是提升思政课教学质量的主导因素。此外，思政课教学效果在很大程度上取决于学生投入和环境影响，尤其学生主体性的发挥将是思政课质量保证的关键性因素。正如赵建平所指出的，态度这一心理现象与高校思想政治教育在人类心理的最深层次意识层面找到了最佳的切合点〔21〕。确实，推进思政课教学改革创新，要坚持价值性和知识性相统一，因为以态度为契合点的文化传承和知识转移将会更有亲和力和实效性。

五、结论与研究不足之处

(一)结论

基于数据分析和结果讨论，本研究得出以下结论：第一，思政课教师教学态度和学生学习态度评价模型均包括价值认知、情感表达和行为倾向等3个维度，其信度和效度检验均达到了令人较为满意的水平。第二，大学生所感知的思政课教师教学态度处于较高的水平，尤其是价值认知和情感表达的均值都很高。但是与此形成对照的是，思政课学生学习态度却并不理想，确实存在“言者谆谆、听者藐藐”的不良现象。第三，思政课教师教学态度对学生学习态度具有强烈的正向影响。因此，要提升思政课的教学效果，一方面要进一步改进思政课教师教学态度，另一方面要加深对于学生学习态度的研究，着力提升大学生思政课学习主体性，这是提升高校思政课教学质量的重要渠道之一。

(二)研究的不足之处

本研究检验了思政课教师教学态度对学生学习态度的正向影响，提出了一些学术观点，但是尚存在一些不足，以待进一步的研究：其一，本研究的测量模型尚有待进一步改进。在思政课教师教学态度评价模型中，还有一个指标(X17)的测量误差过大；在思政课学生学习态度评价模型中，价值认知和行为倾向两个潜在变量之间的区分效度也不是非常理想。其二，本研究在成都三所院校，采用判断样本进行问卷调查，故样本只具有一定程度上的代表性。其三，本研究只考虑了思政课教师教学态度对学生学习态度的影响，但是这一关系只解释了一部分方差，尚有大部分的方差需要做进一步解释，因此应从更多的视角加强对思政课学生学习态度影响因素的研究。