高中生科学学习观念发展现状测评

李秀婷 周 颖 刘君凡 马媛媛

(北京师范大学 教育学部，北京 100875)

一、引 言

学习观念(Conceptions of Learning)的研究由来已久，首篇研究发表于1979年[1]，在随后的四十余年间，学者们陆续探究了不同性别、国别、学段的学习者在不同学科、不同文化背景[2-3]甚至不同学习环境(如实验室[4]、课外班[5]等)下的学习观念，及其与学习过程中各变量间的关系。自2017年起，以学习观念为核心议题之一的国际会议——“个人认识论与数字时代的学习(Personal Epistemology and Learning in Digital Age，PEL)”每年定期召开。即便如此，这一研究领域仍尚未引起我国大陆学者的广泛关注。学习观念是学习者看待学习和与学习相关的现象而形成的连贯系统[6]，它对学生的学习动机[7]、学习策略[8]、学习效能感[9]及学习结果[10]等与学习相关的许多方面均具有深远影响。

研究发现，学习观念是领域依赖的，即针对不同学科，如科学、艺术、英语学习，学生会持有不同的学习观念。[11]学生的科学学习观念(Conceptions of Learning Science,COLS)，包括在学习科学学科(如物理、化学、生物、地理等)的过程中，对学习内容、活动、策略、任务和过程的看法。[2]因此，科学学习观念的水平能从本质上解释学生学习科学的行为，并预测学习结果，是科学教育领域应关注的重要变量。

本文聚焦于科学学习观念这一主题，致力于测评当代高中生的科学学习观念发展现状，并据此对科学教育中科学学习观念的培养提出合理化建议。

二、科学学习观念相关研究综述

(一)维度与量表

2004年，蔡(Tsai)访谈了120名中国台湾地区高中生，询问他们对科学学习的理解、他们学习科学的方法、以及学习科学相关知识的意识，随后利用现象图示学研究方法对访谈数据进行分析，得到COLS的七个维度：记忆(memorizing，M)、测试(testing，T)、计算和练习(calculating and practicing, CP)、增长知识(increasing one’s knowledge，IK)、应用(applying，A)、理解(understanding，U)和以新方式看(seeing in a new way，S)。[2]但量表开发时，U和S时而合并为第六因子[12-13]，时而呈现七因子结构[14-15]。故COLS量表应用于本研究被测样本时，其因子结构及信效度仍需验证。

研究者发现COLS的七个类别可从学习产出、动机取向、知识获取形式角度划分为不同等级。[2]于是利用二阶验证性因素分析(CFA)技术探究七维度的等级划分，发现M、T、CP可归为低阶科学学习观念(L-COLS)，意指通过复制知识进行学习，IK、A、U、S可归为高阶科学学习观念(H-COLS)，指通过建构知识进行学习。[16]二阶结构虽然忽略了一些细节，但有利于降低分析模型的复杂度，使研究结果更加清晰，故本研究选用二阶结构解读研究结果。

(二)与其他变量的关系

1.变量间的相关关系

COLS与描述学习过程和学习结果的诸多变量的关系经常被探究。研究者多关注COLS与学习方法的关系，如科学学习方法[12][17-18]、自我调节式学习[14]和科学学习策略[14]；与学习动机的关系，如科学学习兴趣[19]和科学学习动机[7][15]；与学习结果的关系，如科学学习自我效能感[9][12-13][20]和学习成就[21]。

研究发现，持有L-COLS的学生倾向于采用表层科学学习方法[12]，且科学学习自我效能感较低[20]；而持有H-COLS的学生倾向于拒绝表层科学学习方法，而使用深层科学学习方法[12]，同时，科学学习自我效能感较高[20]。自我效能感与学习产出呈显著正相关。[22]也就是说，提升H-COLS，降低L-COLS，有利于促进学生学习的深度，取得更好的学习产出。

相比于COLS对学习的预测作用，探究某些变量对COLS预测或影响的研究有限，有科学认识论信念[7][19-20]和科学学术意志力[13]，且都比较抽象，不易操控。因此，找到一些易操控的、可影响高中生COLS的变量对促进科学教育发展具有积极意义。

2.科学学习观念的差异分析

研究发现，现有研究多探究COLS在年级、学习环境上的差异。

(1)COLS与年级。 研究者在4～12年级学生中，隔年级取样，以画图的方式收集学生对科学学习的看法，发现随年级升高，学生对科学学习的态度逐渐由积极转向消极，而8年级以上的学生，情感态度趋于稳定；[3]后续有研究者以COLS量表对8、10、12年级学生的科学学习观念进行了量化分析，发现10、12年级学生的H-COLS显著高于8年级学生，但10、12年级间不存在显著差异。[15]两研究在跨过了11年级(高二)后，都得出了高中生COLS趋于稳定的结论，但(高二)学生是经历较长高中学习，且不具有严峻考试压力的特殊群体。为全面揭示高中段的教育现状，本研究将以高中段三个年级的学生作为调查对象。

(2)COLS与教育环境。 不同的教育环境可能发展出不同维度的COLS。研究者调查发现，参加课外补习班的学生多持有“记忆”“测试”“计算”的L-COLS。[5]虽然这有可能与样本群体的特性有关，但也从一定程度上说明了，应试的教学模式可能会强化学生的L-COLS，也就是说，家长趋之若鹜的课外补习班可能对学生长期的科学学习具有潜在危害。也有研究发现，借助网络开展在线探究活动进行科学学习，可显著降低学生“记忆”“测试”的L-COLS，提高“以新方式看”的H-COLS。[23]此外，利用AR或在实验室中教学，还可激发学生生成“获得操作技能”、“获得真实体验”等新维度的COLS。[4][24]因此，接触科学的场景不同，形成的COLS可能不同，在传统教育环境外接触科学，可能改善学生的COLS，促进其未来学习，本研究也对这一问题进行适度关注。

综上所述，科学学习观念(COLS)是科学教育领域中的重要变量，评估COLS的发展水平可以映射学生的科学学习方法，预测未来的学习产出，对摸清未来科学教育的培养重点具有重要意义。同时，影响学生科学学习观念的可能因素众多，不同年级学生的COLS发展水平可能存在差异，受教育环境的变化可能导致COLS向不同方向发展。因此，本研究致力于解决如下问题。

研究一：检验COLS量表应用于被测评群体时的因子结构及其信效度表现；

研究二：应用验证后的量表测量高中生科学学习观念的发展现状，并从年级、每周课外接触科学事物时长方面探究不同群体间COLS发展水平的差别。

三、方 法

(一)样本

本次调查以纸质版问卷形式发放，样本选自华北、华南地区的四所高中，共618名学生填写。由于收集到的数据中存在漏填、乱填现象，因此对数据进行了如下处理。先针对COLS量表，将答案重复(如所有题目都选4)或存在连续两个以上数据缺失的样本剔除；然后针对非连续缺失数据的样本，以同维度附近两题的平均值补全缺失值；随后进行异常检验，未发现异常个案，即完成数据清洗工作。经数据清洗后，最终获得有效样本581个，样本有效率为94.0%。有效样本中女生为304人(52.3%)，男生为268人(46.1%)，其余9人(1.5%)未填写该信息；高一、高二、高三年级分别有138人(23.8%)、310人(53.4%)、122人(21.0%)，其余11人(1.9%)漏填该信息，样本年龄在14～20岁(平均年龄=16.63岁，标准差=1.00)。此外，本研究调查了学生一周内接触课外科学事物(如书刊杂志、大众传媒等)的时间(简称“课外接触科学时长”)，样本集中分布于0～5小时，有315人(54.2%)。

(二)工具

本研究以何和梁(Ho & Liang)开发的COLS量表[7]作为研究工具，并结合我国实际教学情况对量表进行了少量修订，采用五点李克特计分法，1分表示“非常不同意”，5分表示“非常同意”。该量表对应COLS的七个维度，各维度的定义和样题如表1所示。为保证量表所测内容的相符性与适当性，将修订版量表发与两名科学教育领域专家审阅，检验其内容效度后确定为包含46个题项的初始版本。

表1 科学学习观念的维度划分及量表样题[7]

(三)数据分析

在研究一中，首先为保证题项有意义，符合后续分析假设，采用描述性统计分析及差异分析，检验了各题项分布及区分度。随后为保证量表在更大程度上能准确测出学生的COLS，将样本随机分成两份，使用SPSS进行探索性因素分析(EFA，N=309)和AMOS进行一阶和二阶验证性因素分析(CFA，N=272)，由此评估了量表实际测量与理论结构相符的程度，即其结构效度；之后基于CFA结果计算出组合信度(CR)及平均方差萃取量(AVE)，评估因子内各观察题项的聚敛程度，检验了量表的聚敛效度，再结合相关矩阵检验因子间的差异程度，即量表的区分效度。进一步计算组合信度、克隆巴赫系数等指标，来评估量表测量结果的内部一致性，保证测量稳定、可靠，也就是验证了量表的信度。最终即可确定终版量表具有良好的信效度。

研究二，以终版量表作为数据采集工具，并通过描述性统计分析、单因素方差分析(univariate ANOVA)了解全部样本的科学学习观念水平，及其在年级、每周课外接触时长上的差异。

四、结 果

研究一：科学学习观念量表的信效度检验

(一)题项分布及区分度分析

经描述性统计分析，COLS量表题项偏度的绝对值在0.004-1.153之间，均小于3，峰度的绝对值在0.010-1.276之间，均小于5，故各题项数据均服从正态分布。根据科学学习观念得分将排名前、后27%的样本分别作为高分组、低分组，通过独立样本t检验，分析各题项在两组间是否存在差异，发现U37差异不显著(t=1.40，p=0.164>0.05)，予以删除，其余题项在两组间均存在极其显著(p<0.001)的差异，区分度良好。

(二)因素分析

为探索COLS量表的结构是否适用于高中生，进行探索性因素分析(EFA)及验证性因素分析(CFA)。

1.探索性因素分析过程及结果

本研究在EFA分析中，选取了主成份分析法，以特征值大于1作为抽取因子的条件，选取最大方差法旋转矩阵。EFA初步分析结果显示，KMO=0.889>0.8，巴雷特球形检验中p<0.001，达到显著，表明该组数据适合进行探索性因素分析。分析过程中，M7、IK22、IK23、A34四道题因跨多个主成份被删除，M8、U35两题因EFA中因子载荷过低(小于0.5)被删除，CP21、A33、U36三题因CFA中标准化因子载荷过低(小于0.5)被删除，T9因残差(修订指标)较大被删除。经多次EFA后，COLS量表抽取出七个因子，与原始量表结构相同。量表的总解释率为63.9%，解释率最高的因子是M，为11.4%，特征值为8.57；解释率最低的因子是U，为6.5%，特征值为1.01。各题项因子载荷在0.546-0.819之间，达到大于0.5的要求。综上可知，COLS量表在高中生群体中仍呈现七因子结构，且结构良好。

2. 验证性因素分析过程及结果

CFA首先按七因子结构构建模型，然后验证二阶因子结构模型。七因子结构模型中，各维度及其包含的题项间的回归系数估计值均不为0，且临界比(C.R.)在7.52-13.34之间，均大于1.96，显著性p<0.001；各题项的标准化因子载荷在0.550-0.847之间，均大于0.5，符合基本要求。其余各项模型拟合指标的值如表2所示，均达到要求，模型拟合度良好。[25]

根据林，蔡和梁(Lin,Tsai & Liang)的研究[16]，二阶结构的CFA模型中，M、T、CP三个因子为L-COLS，IK、A、U、S四个因子为H-COLS。经分析，各因子与潜变量间的因子载荷在0.651-0.891之间，均大于0.5，各项模型拟合指标详见表2，各指标基本达到较严格的标准，总体来看二阶结构模型拟合度良好。CFA结果进一步佐证量表的七因子结构，并验证了量表的二阶结构。

表2 科学学习观念量表的模型拟合度(N=272)

(三)效度检验

1.聚敛效度

内在结构适配度通常作为评估量表聚敛效度的指标之一，需各题项的信度系数(SMC)(标准化因子载荷的平方)至少大于0.25，最好大于0.5。[26]经计算，15个题项的SMC在0.303-0.493之间，具有可接受的内在结构适配度，其余20个题项的SMC在0.501-0.717之间，具有优秀的内在结构适配度。组合信度(CR)和平均方差萃取量(AVE)是评估量表聚敛效度的另一指标，CR、AVE越大，则各题项间的关联越紧密，同构性越好，即聚敛效度越高。福内尔和拉克尔(Fornell & Larcker)建议CR大于0.6即可，AVE最好大于0.5，但大于0.4也是可接受的。[27]结果如表3所示，各维度的CR在0.80-0.90之间，均高于0.6，除IK的AVE=0.45<0.5，其余维度的AVE在0.50-0.69之间，亦达到要求，因此各因子具有良好的同构性。综上，COLS量表具有良好的聚敛效度。

2.区分效度

采用福内尔-拉克尔(Fornell-Larcker)标准法评估量表的区分效度，对各因子进行皮尔逊相关分析，若每个因子与其他因子间的相关系数小于该因子AVE的平方根，则量表具有良好的区分效度。[27]分析结果如表3所示，COLS量表的区分效度良好。

(四)信度检验

量表各因子的组合信度CR如表3所示，均大于0.8，远高于临界值0.6，即组合信度良好；其次，采用克隆巴赫系数(α)评估量表的信度，若α>0.8，则信度良好。整个量表的α值为0.85，各因子的α值如表3所示，均大于等于0.8，因此，COLS量表具有良好的信度。

表3 科学学习观念量表的信度与效度(N=272)

综上所述，COLS量表最终保留35题，表现出良好的信效度，可用于高中生科学学习观念的测评。

研究二：高中生科学学习观念发展现状及差异分析

(一)高中生科学学习观念发展现状

将全部581名学生作为分析样本，采用描述性统计，计算COLS各维度的得分，了解学生当前科学学习观念所处的水平。平均值如表4所示，低阶观念(L-COLS)的平均值为2.67，M、T、CP的平均值都接近3，说明学生对L-COLS态度接近中立；高阶观念(H-COLS)的平均值为3.85，IK、A、U、S的平均值均在3.5-4.0之间，说明高中生对H-COLS的认可程度并不高，因此教师在日常教学中仍需关注H-COLS的培养。

(二)高中生科学学习观念的年级差异

采用单因素方差分析探究COLS是否随着年级改变而变化，由于M、T、U方差不齐，以Games-Howell法进行事后检验，其余维度方差齐一，但各组样本量不等，以Scheffe法进行事后检验，分析结果如表4所示。L-COLS及其子维度在年级上存在显著差异，且均为高一、高三显著大于高二年级，但高一与高三年级间不存在显著差异，即相对于高二年级学生来说，高一和高三年级学生更认可学习科学意味着“记忆”、“考试”和“做题”。

表4 COLS在年级上的数据描述及ANOVA(N=581)

(三)课外接触科学时长给高中生科学学习观念带来的差异

高中生每周课外接触科学事物平均时长在0-5小时的学生有315人(54.2%)，在5-10小时的有130人(22.4%)，10-15小时的有61人(10.5%)，15小时以上的有49人(8.4%)，其余26人(4.5%)未勾选任何选项。采用ANOVA分析COLS在每周课外接触科学时长上的差异，最终结果如表5所示。每周平均课外接触科学15小时以上学生的L-COLS显著低于0-5小时的，L-COLS呈现出随课外接触科学时长增加逐渐降低的趋势，如图1所示；而在H-COLS方面，每周课外接触科学5-10小时的显著高于0-5小时的，随后增长缓慢，达到15小时后出现回落，如图2所示。

表5 COLS在每周课外接触科学事物时长上的数据描述及ANOVA(N=581)

图1 L-COLS均值折线图 图2 H-COLS均值折线图

五、讨 论

(一)科学学习观念量表的因子结构及信效度

经多重数据分析验证，被修订的COLS量表具有良好的信效度，可用来评估高中生的科学学习观念。本研究已成功将该量表迁移到我国高中生的学习情境当中，并证明他们对科学学习的认识具有清晰七因子结构。但是由于“理解(U)”中的6题仅保留了3题，且有一题与增长知识表述相似，而强调知识结构、知识间关系的题目均被剔除，说明学生对U的认识尚不全面，教师教学中可能缺少对知识逻辑关系的建构。因此，教师在教学中须加强知识间逻辑关系的梳理，设计促进学生知识建构的活动，增加学习深度。

(二)高中生科学学习观念发展现状及教育存在的问题

首先，已有研究表明低阶科学学习观念(L-COLS)过高的学生会倾向于持有为了成绩而学习的外部学习动机[7]，采用死记硬背等表层学习策略[12]，具有较低的学习效能感[20]，进而不利于学习成就的提高；而高阶科学学习观念(H-COLS)较高的学生，会采用建立知识间关系的深层学习策略[14]，同时形成内部、外部学习动机[7][15]，具有较高的效能感[13][20]。因此在教育中，我们希望学生高度认可H-COLS，否认L-COLS。

本研究调查分析了我国高中生科学学习观念发展现状，及不同年级、每周课外接触科学事物时长组别间的差异。H-COLS评分高于L-COLS，七个子维度分值在2-4之间，说明学生具有较好的科学学习认识倾向，但仍然偏向中立，存在较多不确定性。通过分析年级间差异，发现高中生的L-COLS仍存在显著波动，并未出现王和蔡[15](Wang & Tsai)、谢和蔡(Hsieh & Tsai)发现的稳定性[3]，这可能是由于先前研究均未采集高二年级数据，对这一波动现象有所遮蔽。该现象说明当前教育模式比谢和蔡(Hsieh & Tsai)[3]的发现更加乐观，学生COLS并非一直向消极方向发展。高二时的上升，在一定程度上揭示了科学教育课改取得的成效。结合前人研究结果，在线探究[23]、AR技术[24]、实验室教学[4]的引入极有可能改善学生的COLS。

另一方面，这一波动中高三COLS的消极发展也警示我们，优质的教育思想未能完全落实，面向考试的教育情境可能干扰学生形成优质的COLS。年级间的差异在L-COLS显著，而H-COLS未达显著水平。该结果可能与蔡和郭(Tsai & Kuo)的研究发现相关，频繁应对考试情境会使学生倾向于持有L-COLS[5]。故高三学生L-COLS的升高可能是学生频繁通过记忆、做题、模拟考试应对高考所致。这说明科学学科的复习过度强调记忆、考试和做题，缺乏促进理解、应用的深度复习方式。因此，复习方式的革新是当下教育者与一线教师需要关注的重要命题。

分析每周课外接触时长对COLS的影响，发现每周增加少量课外接触科学时长，学生的H-COLS显著上升，但随着平均时长的增加，上升逐渐缓慢后会出现下降。而学生的L-COLS变化相对缓慢，在平均时长达15小时以上后，才与平均时长0-5小时的学生表现出显著差异。与考试情境易影响L-COLS恰恰相反，课外学习情境对H-COLS的影响更易达显著水平。这与林(Lin)等人的研究结果是相似的，采用基于探究的方式学习，减少被动接受，增加主动探索，既能降低学生的“记忆”、“测试”的L-COLS，又能提高学生的“以新方式看”的H-COLS[23]，而本研究中课外接触科学还能显著改变“计算和练习”“理解”。因此，适度弱化考试情境、增加课外学习情境也是实践教学中值得尝试的方式之一。

(三)高中生科学学习观念的培养建议

教师应科学辩证地理解看待背诵做题等经典学习方式对学习发展的影响。先前研究发现测试与练习任务的学习效果优于提问与关键词任务[28]，但长期以做题练习应对考试不利于学生的长远发展[5]，促进学生自主建构知识的学习方式有助于学生的未来发展[23]。故教师在开展复习教学时，应减少反复背诵、大量做题等复制性学习策略，可鼓励学生通过画知识图、自主构建知识间关系来提高复习的效率和效果。[29-30]总而言之，为促进H-COLS的发展，教师应多从增加知识、促进理解和应用的角度设计教学，注重知识间关系的梳理，多采用基于探究、基于问题等新式教学模式，鼓励学生进行自主建构。

适当增加每周接触课外科学事物的时长。考虑付出时间所带来的最大化效益，高中生课外接触科学事物时长以平均每周5～10小时最佳。但调查发现54.2%的高中生评价每周接触课外科学事物的时长不超过5小时，课外了解科学的机会偏少。故本研究提示家长可适当增加学生阅读科普读物、观看科普视频、到科技场馆学习的时间，增加学生课外接触科学的机会，鼓励学生将科学知识用于现实问题解决及理解生活现象等。

六、不足与展望

本研究虽然验证了COLS量表适用于大陆高中生群体，但剔除了较多题目，尤其是“理解”维度，最终仅保留了3题，这增加了量表使用的风险，未来研究若想扩充调查细节，可找回并修订被删除的题项，以提高COLS量表使用的稳定性、适用性；赵和托马斯(Zhao & Thomas)对大陆学生科学学习观念的现象图示学分析结果[31]具有较大的参考意义，未来可参照其得出的维度结构，开发测量精度更高的，更符合我国科学教育情境的COLS量表。

另外，长远来看，提升H-COLS势在必行，而本研究仅探究了适当增加接触课外科学事物的时长这一途径，尚不足以解决问题，未来应继续探讨提高H-COLS的有效途径。