高中生感知教师支持行为、自我效能感与化学成绩的关系研究*

韩慧磊 吴轶鹏

（1.阜阳师范大学化学与材料工程学院安徽 阜阳 236037；2.西南大学教育学部 重庆 400715）

一、问题的提出

学业成就不仅是高质量教育教学的产出结果，也是学生学习质量和素养发展的重要外显指标。《普通高中化学课程标准》（2017年版2020年修订）对学生化学学业成就表现进行4级水平的总体刻画，并描述了不同水平化学学习结果的具体表现。［1］在化学教育相关研究中，部分学者关注于核心概念的相异构想诊断研究，并逐渐转向对学生核心概念理解过程的实证研究，［2，3］促进学生科学概念转变；一部分学者则关注具体的教学方法对学生学业成就和素养发展的促进作用，如项目式学习、社会性科学议题、数字化实验等。［4-6］而有关化学学业成就与认知和非认知因素之间的关系探讨则停留在理论论述或经验总结层面，相关实证研究几近没有。［7］

根据生态系统理论，随着学生的活动范围不断拓展，学校纳入到微观系统中并对学生发展产生重要影响，其中主要是教师和学生之间的相互影响。感知教师支持行为指学生在学习生活中感受到来自教师的支持行为或态度。［8］其作为学校微观系统的重要组成部分，对学生的信心、品质和行为态度等多方面都有重要影响。［9］已有研究发现，学生感知教师支持行为对学业成绩和学业成就有正向预测作用。［10-12］化学学习成绩作为学习结果，会受到教师支持行为的影响。

自我效能感指个体对自己是否有能力完成某一行为的自我心理判断。班杜拉指出自我效能感受到他人的言语、行为或态度的影响。当学生感受到教师对自身的学习支持、情感支持或能力支持时，学生能够产生成功的信念和追求成功的渴望，从而促进学业成就。Brophy和Good指出：当学生感受到教师的支持行为会引起内部心理变化（如自我效能感）并最终影响学业成绩。［13］已有研究表明自我效能感与学业成绩/学业成就之间呈正相关，［14-16］自我效能感在学习动机和学业成绩之间起调节作用，［16］化学学科中有关自我效能感与化学成绩的相关研究也表明：学生的学习自我效能感与化学学业成绩密切相关。［17］

综上所述，提出本研究的假设：在化学学习中，学生感知教师支持行为能通过自我效能感间接影响化学成绩。本研究拟采用量化研究方法，基于实证数据从化学学科角度探讨高中生感知教师支持行为和自我效能感这两个因素的现状以及自我效能感是否在教师支持行为和化学成绩之间存在中介效应。

二、研究设计

1.研究对象

采取整群抽样法对福建省漳州市某中学各年级两个班学生进行试测，共发放273份问卷，经数据清理，得到259份有效问卷，有效率为94.87%。其中高一年级95人，高二年级79人，高三年级85人；男生93人，女生166人。问卷由各班班主任进行发放和收集。

2.研究工具

（1）学生感知教师支持行为问卷

采用由欧阳丹参考Babad学者研究、专家建议和课堂观察等结果编制而成的学生感知教师支持行为问卷。［8］问卷由学习支持、情感支持和能力支持三个维度组成，共19个题项。其中，学习支持指学生在学习过程中感受到教师的支持，如题15“当我回答问题时，老师都会微笑地看着我”，共由9个题项组成；情感支持指学生感受到的教师情感上的支持，如题10“我的作业常得到老师表扬”，共由6个题项组成；能力支持指学生感受到的教师对其能力的肯定，如题8“老师认为我总是有能力完成难度较大的作业或任务”，共由4个题项组成。问卷采用6点计分，从“完全不符合”到“完全符合”。问卷整体的Cronbach′s α为0.91，学习支持、情感支持和能力支持各维度的Cronbach′s α分别为0.78，0.82，0.76。

（2）自我效能感问卷

借鉴Glynn等学者和Salta等学者所开发的问卷，［18，19］结合本研究目的，抽取“自我效能感（Self-Efficacy，SE）”维度并进行本土化改编，组成自我效能感问卷。问卷共包含4个题项，采用五点计分，从“从不”到“经常”。对其进行探索性因子分析发现，Bartlett球形检验P＜0.001；KMO=0.856，共提出1个因子，解释率约为83.21%。对其进行验证性因子分析，结 果 如下：χ2/df为2.887，CFI为0.996，GFI为0.988，TLI为0.987，RSMEA为0.086，表明数据拟合良好。问卷整体Cronbach′s α为0.93，平均方差萃取量大于0.5，表明问卷具有很好的信效度。

（3）化学学习成绩

将被试近期期中考试成绩在年级内标准化作为最终化学学习成绩。

3.分析过程

使用SPSS26.0软件对教师支持行为和自我效能感问卷进行描述性统计和相关分析，并通过方差分析进行性别和年级的差异检验；采用常见的Harman单因子法检验共同方法偏差。结果显示：得到的4个因子解释了60.12%的变异，第一个因子的方差变异小于40%的临界值，因此不存在明显的共同方法偏差；使用AMOS23.0软件构建结构方程模型，并采用Bootstrap法进行中介检验。考虑到教师支持行为各维度题项较多，可能会产生较大的参数估计偏倚，因此将3个维度题项打包，以维度平均分作为观测变量对教师支持行为进行表征。［20］

三、研究结果

1.教师支持行为与自我效能感的现状分析

（1）教师支持行为与自我效能感的现状

以教师支持行为和自我效能感问卷得分均值作为被试的感知教师支持行为和自我效能感得分，对教师支持行为及各维度和自我效能感进行描述性统计分析，得分越高，表明感知到的教师支持行为和自我效能感越强。高中生感受教师支持行为均值4.19±0.77（六点计分），学习支持、情感支持和能力支持三个维度均值依次为4.30±0.71，4.43±0.90，3.59±1.12，表明学生感受到的教师的支持行为处于中等水平，能力支持维度有待提高。自我效能感的得分为3.75±1.14（五点计分），表明高中生的自我效能感处于较高水平。

（2）教师支持行为与自我效能感的性别差异

采用描述性统计和独立样本t检验对不同性别学生感知教师支持行为和自我效能感的平均分进行差异检验，得出高中生感知教师支持行为与自我效能感性别差异情况如表1所示。

由表1可见，男生感知的教师支持行为略高于女生，但不存在显著性差异。具体到各维度，在情感支持和能力支持维度上，男生的均分高于女生，而学习支持维度女生略高于男生，但均不存在显著性差异。在自我效能感方面，男生得分也略高于女生，也不存在显著性差异。

表1 高中生感知教师支持行为与自我效能感的性别差异

（3）教师支持行为与自我效能感的年级差异

采用描述性统计和单因素方差分析对不同年级学生感知教师支持行为和自我效能感的平均分进行差异检验，得出高中生感知教师支持行为和自我效能感年级差异情况如表2所示。

表2 高中生感知教师支持行为与自我效能感的年级差异

由表2可知，学生感受到的教师支持行为和具体的学习支持、情感支持维度均随着年级的增长不断上升，但各年级不存在显著差异。而能力支持维度，在高三年级有所减弱，但不存在年级差异。在自我效能感方面，高二年级平均得分最高，为4.16±0.96，而高三年级的平均得分最低，仅为3.38±1.34。WelchF=9.99，P＜0.001，表明多组之间的均值差异具有统计学意义，故采用Games-Howell进行事后分析。分析结果表明，高二年级学生的自我效能感与高一年级、高三年级均存在显著性差异（P=0.01，P＜0.001），而高一年级和高三年级不存在差异（P=0.10）。

2.教师支持行为、自我效能感和化学成绩之间的关系

（1）教师支持行为、自我效能感和化学成绩之间的相关

已有研究指出教师支持行为和自我效能感可以预测学生成绩，故对教师支持行为、自我效能感与化学成绩的相关性进行了分析，得出高中生感受教师支持行为、自我效能感和化学成绩的相关性如表3所示。

表3 教师支持行为与自我效能感、化学成绩之间的相关

在相关性方面，教师支持行为、自我效能感和化学成绩之间均呈现显著相关（r=0.14，P＜0.05；r=0.16，P＜0.01）。教师支持行为与自我效能感之间也存在显著的正相关（r=0.23，P＜0.01）。具体到教师支持行为各维度与自我效能感和化学成绩的相关，学习支持（r=0.24，P＜0.01）、情感支持（r=0.18，P＜0.01）和能力支持（r=0.19，P＜0.01）均与自我效能感存在显著相关，情感支持（r=0.17，P＜0.01）和能力支持（r=0.15，P＜0.05）也与化学成绩存在显著相关，而学习支持（r=0.08，P＞0.05）与化学成绩不存在显著相关。

（2）自我效能感在教师支持行为与化学成绩之间的中介效应

假设自我效能感为教师支持行为和化学成绩之间的中介变量，其中自变量教师支持行为为潜变量，由三个维度题项打包后的观测变量表征；中介变量自我效能感为潜变量，由四个题项组成的观测变量所表征；因变量化学成绩属于观测变量。采用AMOS23.0软件对其进行结构方程建模，并采用最大似然估计法对模型拟合及各个参数进行估计，具体路径图见图1。数据拟合结果如下：χ2/df为1.483，CFI为0.993，IFI为0.993，TLI为0.990，RSMEA为0.043，SRMR为0.024，表明该模型拟合良好，为进一步检验提供基础。［21］

图1 自我效能感的中介效应模型

采用Bootstrap检验，得到各路径的总效应、直接效应和间接效应及各标准误和置信区间，具体结果见表4。

表4 自我效能感中介模型的效应分解

采用温忠麟等人改良的因果逐步回归法对中介效应进行检验。［22］从表5中可知，教师支持行为到化学成绩总效应c=0.148，路径显著（P＜0.05），表明自变量对因变量有预测作用。教师支持行为至自我效能感的路径显著（γ=0.247，P＜0.001），且自我效能感到化学成绩的路径也显著（γ=0.129，P＜0.05）。教师支持行为到自我效能感到化学成绩的中介路径也显著（γ=0.032，P＜0.05），其95%置信区间介于0.003-0.088，存在部分中介效应。此时，自我效能感对化学成绩的中介效应估计值是0.032，即自我效能感对化学成绩的中介效应占总效应的21.62%。

四、研究结论与启示

1.研究结论

通过调查分析和结构方程建模，得出以下结论：

（1）高中生感知教师支持行为处于中等水平，学生感受到的教师能力支持还有待提高。高中生自我效能感处于较高水平。

（2）教师支持行为及其子维度和自我效能感均不存在显著的性别差异，而教师支持行为及其子维度在年级上均呈递增趋势，但不在显著性差异。自我效能感在年级中存在显著性差异，其中高二年级和高一年级、高三年级存在显著差异，而高一和高三不存在显著的年级差异。

（3）教师支持行为、自我效能感和化学成绩之间均呈现显著相关，但学习支持与化学成绩不存在显著相关。

（4）自我效能感在教师支持行为和化学成绩间有部分中介效应，具体效应值为0.032，占总效应的21.62%。

2.研究启示

根据生态系统理论，教师作为教育实践活动的主体，其言行举止均会对学生产生重要影响。但教师的实际支持行为和学生感知到的教师支持行为存在漏斗效应。本研究中高中生感受教师支持行为处于中等水平，与已有研究相一致，［23］也进一步表明教师要在平时的课堂教学过程给予学生更多的支持行为。

在学习支持方面，教师应灵活采用评价方式和教学反馈。已有研究表明，课堂评价对课堂教学的反馈和促进教学质量的提升起到非常重要的推动作用。［24］在化学教学中，教师应依据化学学业质量标准和化学学科核心素养水平，采用多种评价方式进行教学评一体化设计，给予学生积极的反馈。在课前，教师可采用访谈法、口语报告、问卷调查等方法对学生的相异构想进行测查，及时探查学情并以此为生长点进行相应的教学评一体化设计，促进学生科学概念的转变。在教学过程中，教师应明确评价目标，并开展多样化、持续性的课堂教学评价，及时、准确地诊断学生素养水平的变化和教学目标的达成情况，并依据学生的反馈对教学做出适当的调整，增强学生感受到的学习支持。

在能力支持方面，教师应形成合适、积极的期望。附属内驱力理论表明，学生会为了赢得教师的赞许而努力学习，取得好成绩。而在实际教学中，教师往往会因为高考和升学率的压力导致忽略了学生的实际情况，对学生存在过高或过低的期望，从而削弱了学生的积极性。教师应该用发展、变化的眼光看待学生的成长，结合学生的实际情况，形成正确的期望。在具体的教学中，应结合不同层次学生的水平，设计有难度梯度的问题和活动，让每一位学生都有表现自己的机会，并发现学生的长处，积极进行表扬和鼓励，使学生获得能力增长的具体体验。

此外，教师也要改善师生关系，加强师生的情感互动。已有研究表明权威型教师领导方式与青少年消极学业情绪呈极其显著正相关，而民主型教师领导方式与积极学业情绪呈显著正相关，并有良好的正向预测作用。［25］因此，在教学情感互动情景的构建中，教师应注重与学生之间的平等关系，并站在学生的角度去理解学生的情感和思想。同时，投入真诚的情感，使学生“亲其师，信其道”。

本研究中自我效能感在教师支持和化学成绩之间存在中介作用，因此，在教学中也要重视自我效能感的培养，使学生从教师的“我认为你能”到学生的“我认为我能”正向转化。成就动机归因理论指出当学生将成功归因于内部、稳定、可控制的因素，就会产生积极的情感情绪，增强自我效能感。因此，教师要尽可能关注学生的个体差异，引导学生多从自身内部做成败归因，培养学生的自我效能感。对于经常把学习失败归因于外在因素的学生，要帮助其明白外部因素不是学习成绩的决定性因素。而在内部归因方面，既要避免学生骄傲自满，又要避免失败能力归因的学生缺乏自信。同时，教师要通过不同的教学方式、评价方式以及有难度梯度的问题，让不同类型的学生体验到学习成功的愉悦感，增强学生的自我效能感。