黃建紅　孟艷

摘要： 為探討地方免費(fèi)師范生感知教師關(guān)懷行為、心理資本和學(xué)習(xí)投入的基本情況及其關(guān)系，對927名廣西農(nóng)村小學(xué)全科定向免費(fèi)師范生進(jìn)行問卷調(diào)查。結(jié)果顯示：（1）感知教師關(guān)懷行為、心理資本和學(xué)習(xí)投入的總體情況良好；（2）感知教師關(guān)懷行為能正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入和心理資本，且其中的支持性和包容性對學(xué)習(xí)投入和心理資本的影響較大；（3）心理資本及其各因子均能正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入，其中“希望”的預(yù)測力最強(qiáng)；（4）心理資本在感知教師關(guān)懷行為和學(xué)生學(xué)習(xí)投入之間起部分中介作用。

關(guān)鍵詞：教師關(guān)懷行為；心理資本；學(xué)習(xí)投入；全科生；免費(fèi)師范生

中圖分類號：G442

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672-0717（2017）04-0081-08

收稿日期：2017-02-16

基金項(xiàng)目：全國教育科學(xué)“十三五”教育部重點(diǎn)課題“地方本科高校轉(zhuǎn)型發(fā)展中的課程改革研究”（DIA160324）。

作者簡介：黃建紅（1980-），女，湖南長沙人，玉林師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院講師，主要從事高等教育基本理論、教育管理研究；孟艷，河南大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院副教授。

一、問題的提出及研究假設(shè)

2006年開始實(shí)施“特崗計(jì)劃”和2007年國家對6所師范院校開始實(shí)行免費(fèi)師范生教育的政策，極大地緩解了我國農(nóng)村義務(wù)教育階段師資建設(shè)的困境，有力地促進(jìn)了城鄉(xiāng)教育均衡發(fā)展。但農(nóng)村師資建設(shè)問題依然嚴(yán)峻，尤其是小學(xué)階段，小學(xué)全面發(fā)展的教育要求和現(xiàn)有農(nóng)村小學(xué)師資勝任力明顯不足的矛盾已成為了當(dāng)前農(nóng)村小學(xué)師資建設(shè)的主要矛盾。基于國際全科教育改革思潮影響，以及尊重小學(xué)生認(rèn)知發(fā)展規(guī)律的需要和農(nóng)村教育質(zhì)量亟待提升的現(xiàn)實(shí)考量，培養(yǎng)小學(xué)全科教師逐漸成為了地方政府和教育界的共識。為了培養(yǎng)“進(jìn)得來，下得去，干得好”的適應(yīng)農(nóng)村小學(xué)全面發(fā)展的人才，不少地方政府實(shí)施農(nóng)村小學(xué)全科教師免費(fèi)培養(yǎng)政策。

作為受地方政策限定職業(yè)發(fā)展走向的這一類特殊群體的地方免費(fèi)師范生目前受到越來越多的關(guān)注。小學(xué)全科定向免費(fèi)師范生（以下簡稱為全科生）在享受一系列優(yōu)惠政策的同時(shí)，面臨著學(xué)制短（基本上高中起點(diǎn)兩年制，初中起點(diǎn)五年制）、要求高（“語數(shù)英通吃，音體美全扛”）的現(xiàn)實(shí)難題，這種特殊性質(zhì)的教育要求全科生必須在有限的師范教育時(shí)間里積極地投入到學(xué)習(xí)活動(dòng)中去。

在積極心理學(xué)領(lǐng)域，學(xué)習(xí)投入是衡量學(xué)生學(xué)習(xí)積極面的一個(gè)重要指標(biāo)，Schaufeli（2002）認(rèn)為，學(xué)習(xí)投入是學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出對學(xué)習(xí)的一種積極、持續(xù)、完滿的精神狀態(tài)，主要以活力、奉獻(xiàn)和專注為特征[1]。研究表明，學(xué)習(xí)投入是影響學(xué)生學(xué)業(yè)成就的重要因素之一[2-6]。國內(nèi)針對全科生學(xué)習(xí)投入的研究并不多見，作為對國家免費(fèi)師范生有力補(bǔ)充的地方免費(fèi)師范生，有必要探究這一特殊群體的學(xué)習(xí)投入的狀況及影響機(jī)制，從而設(shè)計(jì)出更具針對性的干預(yù)方案，進(jìn)而為提高其學(xué)習(xí)投入提出積極可行的建議。

生態(tài)心理學(xué)認(rèn)為，個(gè)體行為是個(gè)體內(nèi)在因素與外部環(huán)境相互作用的結(jié)果。Schaufeli和Martinez等人（2002）的研究指出，學(xué)習(xí)投入是一個(gè)學(xué)習(xí)者個(gè)體因素與環(huán)境因素相互作用的機(jī)制[1]。其中，教師的關(guān)懷行為可能是一個(gè)重要的環(huán)境因素。教師關(guān)懷行為是指教師為了建構(gòu)良好的師生關(guān)系，在教育教學(xué)中盡職盡責(zé)地完成教學(xué)任務(wù)，投入時(shí)間支持學(xué)生發(fā)展且包容學(xué)生等諸多行為的綜合表現(xiàn)，具體包括盡責(zé)性、支持性和包容性[7]。自我決定理論告訴我們，雖然人們習(xí)慣聽從自己的意愿去從事工作或完成任務(wù)，但同時(shí)其動(dòng)機(jī)及行為也受到重要他人的影響。當(dāng)重要他人對自己的行為持關(guān)懷和激勵(lì)的態(tài)度時(shí)，個(gè)體就能充分地挖掘自身潛能，積極投入到工作或?qū)W習(xí)中去。雷浩提出教師的關(guān)懷行為能正向預(yù)測學(xué)生學(xué)業(yè)成績[7]。已有的研究亦表明，學(xué)生的學(xué)習(xí)投入對學(xué)業(yè)成績具有正向的預(yù)測作用[8-9]。據(jù)此推定，作為對學(xué)生進(jìn)行傳道授業(yè)解惑的重要他人之一的教師，對學(xué)生的學(xué)習(xí)投入具有正向的預(yù)測作用。

隨著研究的深入，對中介機(jī)制的考察逐漸成了研究的熱點(diǎn)，心理資本可能是其中的一個(gè)重要的中介變量。在一般學(xué)習(xí)模型中，教師的關(guān)懷行為是一個(gè)環(huán)境變量，屬于外因，它只有通過個(gè)體內(nèi)部活動(dòng)的作用才能對學(xué)生的學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生影響。注意焦點(diǎn)理論認(rèn)為，個(gè)體自身所處的積極事件的情境能夠通過改變個(gè)體的心境促使個(gè)體行為結(jié)果發(fā)生變化[10]。心理資本屬于心境的具體表現(xiàn)，是指個(gè)體所具有的一種積極的心理能力和發(fā)展?fàn)顟B(tài)。心理資本能正向地預(yù)測學(xué)習(xí)投入，已有的研究給予這一推斷以支持[11-13]。綜上所述，感知教師關(guān)懷行為通過心理資本來影響學(xué)習(xí)投入，心理資本在感知教師關(guān)懷行為和學(xué)習(xí)投入之間發(fā)揮著部分或完全中介作用，即教師的關(guān)懷行為既能直接作用于學(xué)習(xí)投入，還能以心理資本為中介對學(xué)生的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生間接的作用。

因此，本研究提出假設(shè)如下：（1）感知教師關(guān)懷行為能正向預(yù)測全科生的學(xué)習(xí)投入；（2）感知教師關(guān)懷行為能正向預(yù)測全科生的心理資本；（3）心理資本能正向預(yù)測全科生的學(xué)習(xí)投入；（4）心理資本在感知教師關(guān)懷行為和全科生的學(xué)習(xí)投入之間起部分或完全中介作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對象

本研究采取整群取樣的方法選取玉林師范學(xué)院、河池學(xué)院、百色學(xué)院、廣西科技師范學(xué)院以及桂林師范高等?？茖W(xué)校的全科生，共回收問卷952份，剔除25份作答不完整或回答明顯敷衍的問卷，最后剩余927份問卷，有效率97.37%。

（二）測量工具

1.教師關(guān)懷行為問卷

本問卷采用雷浩編制的《教師關(guān)懷行為問卷》[7]。該問卷由盡責(zé)性、支持性和包容性3個(gè)因子共18個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成。在本研究中，全問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.931，盡責(zé)性、支持性和包容性3個(gè)因子的Cronbach's α系數(shù)分別為0.844、0.846、0.874。

2.心理資本問卷

本研究采用的是宋洪峰根據(jù)Luthans修編的《大學(xué)生心理資本量表》[14]。本量表由自信、希望、堅(jiān)韌性、樂觀4個(gè)因子共16個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成。全問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.922，自信、希望、堅(jiān)韌性、樂觀4個(gè)因子的Cronbach's α分別為0.828、0.854、0.818、0.816。

3.學(xué)習(xí)投入問卷

本研究采用的是方來壇、時(shí)勘修訂的《學(xué)習(xí)投入量表》，該量表由活力、奉獻(xiàn)、專注3個(gè)因子17個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成[15]。全問卷的Cronbach's α為0.943，活力、奉獻(xiàn)、專注3個(gè)因子的Cronbach's α分別為0.879、0.873、0.874。

（三）共同方法偏差分析和共線性診斷

采用自陳性報(bào)告法的研究可能會存在共同方法偏差（CMB）的問題，研究者一般采用程序控制法和統(tǒng)計(jì)控制法對其進(jìn)行修正。本研究采用高信度測量工具、強(qiáng)調(diào)保密性的方式進(jìn)行程序控制，采用Harman單因子檢驗(yàn)共同方法偏差。結(jié)果表明，特征值大于1的因子有7個(gè)，第一個(gè)因子解釋變異量為35.014，小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%，表明共同方法偏差不顯著。

通過檢驗(yàn)變量共線性問題發(fā)現(xiàn)，容差均大于0.1，VIF均小于10，說明自變量之間不存在多元共線問題（見表1）。

（四）數(shù)據(jù)分析方法

采用SPSS17.0軟件處理數(shù)據(jù)，運(yùn)用描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析、回歸分析等統(tǒng)計(jì)方法進(jìn)行分析。

三、結(jié)果分析

（一）全科生感知教師關(guān)懷行為、心理資本及學(xué)習(xí)投入的總體情況

從表2可知，全科生感知教師關(guān)懷行為、學(xué)習(xí)投入、心理資本以及各因子得分介于3.25和3.73之間，標(biāo)準(zhǔn)差得分介于0.62和0.79之間，說明三個(gè)量表及其各因子得分普遍較高且分布較為均衡。

根據(jù)Ghiselli等（1981）的觀點(diǎn)，在數(shù)據(jù)偏度小于2，峰度小于5的情況下，即可認(rèn)為其服從正態(tài)分布，適合進(jìn)行下一步的檢驗(yàn)[16]。

（二）全科生感知教師關(guān)懷行為、心理資本及學(xué)習(xí)投入關(guān)系

1.全科生感知教師關(guān)懷行為、心理資本及學(xué)習(xí)投入之間的相關(guān)

從表3可知，感知教師關(guān)懷行為、學(xué)習(xí)投入以及心理資本三者成兩兩相關(guān)關(guān)系（r=0.60，r=0.49，r=0.63）且各因子均呈顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)介于 0.32和0.92之間，大部分表現(xiàn)為中高度相關(guān)。因此，適合進(jìn)一步分析。

2.全科生感知教師關(guān)懷行為、心理資本對學(xué)習(xí)投入的影響

（1）感知教師關(guān)懷行為對其學(xué)習(xí)投入的影響

為了探究全科生感知教師關(guān)懷行為對其學(xué)習(xí)投入的影響，以教師關(guān)懷行為的三個(gè)因子為預(yù)測變量、學(xué)習(xí)投入為依變量進(jìn)行逐步回歸分析，結(jié)果整理如表4所示。投入回歸模型的三個(gè)預(yù)測變量對學(xué)習(xí)投入均有顯著的正向預(yù)測作用，它們與學(xué)習(xí)投入的多元相關(guān)系數(shù)為0.607，決定系數(shù)R2為0.368，回歸模型整體性檢驗(yàn)的F值為179.068（p=0.0000.001），因此，這三個(gè)預(yù)測變量共可有效解釋“學(xué)習(xí)投入”36.8%的變異量。從每個(gè)變量的預(yù)測力來看，對“學(xué)習(xí)投入”最具預(yù)測作用的是教師的支持性（β=0.327），其次是教師的包容性（β=0.205），最后是教師的盡責(zé)性（β=0.138）。

為進(jìn)一步探究教師關(guān)懷行為對學(xué)習(xí)投入的影響，以感知教師關(guān)懷行為的三個(gè)因子為自變量，學(xué)習(xí)投入的三個(gè)因子為依變量進(jìn)行逐步回歸分析，結(jié)果整理為表5。從表5可知，感知教師關(guān)懷行為中的支持性、包容性均能顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入的活力，感知教師關(guān)懷行為中的支持性、包容性和盡責(zé)性均能正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入的奉獻(xiàn)和專注。其中，支持性對學(xué)習(xí)投入的三個(gè)因子的預(yù)測力最高，而盡責(zé)性不能顯著地預(yù)測學(xué)習(xí)投入中的活力。綜上，假設(shè)1得到驗(yàn)證，感知教師關(guān)懷行為能正向預(yù)測全科生的學(xué)習(xí)投入。

（2）感知教師關(guān)懷行為對心理資本的影響

為了探究感知教師關(guān)懷行為對心理資本的影響，以感知教師關(guān)懷行為的三個(gè)因子為預(yù)測變量，心理資本為依變量進(jìn)行逐步回歸分析，結(jié)果整理為表6。從表6可知，投入回歸模型的三個(gè)預(yù)測變量均能顯著正向預(yù)測心理資本，它們與心理資本的多元相關(guān)系數(shù)為0.495，決定系數(shù)R2為0.245，F(xiàn)值為99.719（P=0.000<0.001），因此，這三個(gè)預(yù)測變量共可有效解釋“心理資本”24.5%的變異量，其中，包容性對心理資本預(yù)測力最強(qiáng)（β=0.241），其次是支持性（β=0.202），最后是盡責(zé)性（β=0.106）。

為了進(jìn)一步探究感知教師關(guān)懷行為對心理資本的影響，以感知教師關(guān)懷行為的三個(gè)因子為預(yù)測變量，心理資本的三個(gè)因子為依變量進(jìn)行逐步回歸分析，結(jié)果整理如表7所示。感知教師關(guān)懷行為的支持性和包容性兩個(gè)因子均對心理資本的自信、希望和堅(jiān)韌性三個(gè)因子產(chǎn)生顯著的正向影響，且分別在自信和希望因子上顯示感知教師關(guān)懷行為的支持性預(yù)測力最強(qiáng)，其解釋變異量分別為20.3%和26.5%；在堅(jiān)韌性因子上，最具預(yù)測力的是感知教師關(guān)懷行為的包容性因子，其解釋變異量為24.1%，其次是支持性因子，其解釋變異量為22.5%。在樂觀因子上，感知教師關(guān)懷行為的三個(gè)因子均對其產(chǎn)生顯著的正向影響，且包容性最具預(yù)測力，其解釋變異量為24.7%，其次是盡責(zé)性，解釋變異量為11.2%，最后是支持性，解釋變異量為10.5%。綜上，假設(shè)2得到驗(yàn)證，感知教師關(guān)懷行為能正向預(yù)測全科生的心理資本。

（3）心理資本對學(xué)習(xí)投入的影響

為了探究心理資本對學(xué)習(xí)投入的影響，以心理資本的四個(gè)因子為自變量，“學(xué)習(xí)投入”為依變量進(jìn)行逐步回歸分析，結(jié)果整理為表8。除了心理資本的樂觀因子對學(xué)習(xí)投入沒有產(chǎn)生顯著影響外，其他三個(gè)因子均對學(xué)習(xí)投入均產(chǎn)生顯著影響，這三個(gè)變量共可有效解釋“學(xué)習(xí)投入”的40.6%的變異量。其中，預(yù)測力最強(qiáng)的是“希望”因子，其可有效解釋變異量為34.3%，其次是堅(jiān)韌性，有效解釋變異量為25.4%，最后是自信，有效解釋變異量為12.7%。