(西南交通大學 馬克思主義學院, 四川 成都 611756)

習近平總書記在學校思想政治理論課教師座談會上指出，推動思想政治理論課改革與創(chuàng)新要堅持主導性和主體性相統(tǒng)一〔1〕。思想政治理論課(以下簡稱“思政課”)教師的主導性和學生的主體性之間到底有多大的關聯(lián)性呢？從師生“教”“學”態(tài)度的視角，不少學者已經從理論上闡明教師教學態(tài)度對學生學習態(tài)度和學習效果具有重要影響。鑒于此，本研究運用實證研究方法，試圖從思政課教師教學態(tài)度對大學生學習態(tài)度影響的角度，探討思政課教學中教師主導性和學生主體性的關聯(lián)關系。

一、文獻回顧與研究假設

(一)大學生學習態(tài)度及其影響因素研究

前蘇聯(lián)教育家斯卡特金曾指出：“教學效果基本上取決于學習態(tài)度”。積極的學習態(tài)度，會對教學效果產生良好的效果，反之亦然。因此，學習態(tài)度是學界歷來的研究熱點。

1.學習態(tài)度的基本概念

態(tài)度一詞在社會心理學中的定義較多。俞國良認為“態(tài)度(attitude)是個體對特定對象(人、觀念、情境或事件等)所持有的穩(wěn)定的心理傾向”〔2〕。蔣健榮認為“學習態(tài)度就是對學習持久穩(wěn)定的內在心理傾向”〔3〕。孫維勝認為“學習態(tài)度是指學習者對學習活動的基本看法及其在學習活動中的言行表現(xiàn)”〔4〕等等。鄒為民認為“學習態(tài)度是指個人對學習以及學習的相關情境表現(xiàn)出來的相對穩(wěn)定的心理傾向”〔5〕。由此可知，大學生思政課學習態(tài)度就是大學生對思政課以及有關情境所表現(xiàn)出來相對穩(wěn)定的心理傾向。這種心理傾向包括三個維度，即大學生對思政課的認知狀況、情感態(tài)度和行為傾向。

2.大學生學習態(tài)度的影響因素

事物的發(fā)展是由內外因共同起作用而引起的。大學生學習態(tài)度影響因素也有大學生自身主觀因素和外界客觀因素兩個方面。

第一，大學生自身主觀因素，主要包括大學生對外界的感知能力、個人人格等。Murphy Daragh等認為教育者對學生的信任和期望要被學生所感知，最終才能達到教師所期望的效果〔6〕。David O.Trouilloud等通過實證研究證實了這一觀點,研究數(shù)據(jù)表明自證效應的產生，不僅需要教師對學生有積極的期望，同時學生對這種期望的感知也影響著自證效應的實現(xiàn)〔7〕。Penelope L.Peterson在研究中發(fā)現(xiàn)，獨立性較強的學生的學習態(tài)度受到教師的影響較小，因此認為學生學習態(tài)度不僅與教師態(tài)度有關，還與學生人格因素有關〔8〕。

第二，外界客觀因素，主要包括教師教學態(tài)度、教學環(huán)境和社會環(huán)境等。學界大多都認為教師教學態(tài)度與學生學習態(tài)度之間存在正相關關系。早在1968年，Rosenthal和Jacobson在一所小學進行了一次實驗，結果顯示，教師對學生的贊美、信任、期望會影響學生的學習態(tài)度，產生積極的影響，即皮革馬利翁效應，是指你用積極的態(tài)度對待一個對象，那么你就會得到這一對象的積極回應，并得到你預期的結果。Vivien S.Huan等也認為，具有積極師生關系的學生，對學校以及學習會有更積極的態(tài)度〔9〕。劉曉枚等在一項研究中發(fā)現(xiàn)，“在學生的視角中教師的態(tài)度和行為對學生的學習生活尤其是學業(yè)生活有很大的影響”〔10〕。大學生是在一定的教學環(huán)境中進行學習活動的，因此教學環(huán)境對學生的學習態(tài)度也會產生一定的影響。H.Dean Jernigan和Linda Wiersch在研究中發(fā)現(xiàn)，室外教育相對于室內教育更能提升學生對學習的積極態(tài)度〔11〕。學生的學習活動不僅是在教學環(huán)境這個小背景中進行的，同時也是在社會這個大背景中進行的。Li Ju Chen在對殘疾人的調查研究中發(fā)現(xiàn)，殘疾人被社會和就業(yè)市場所接受的情況會影響他們的心理狀態(tài)，進而影響他們對學習的態(tài)度以及生活的規(guī)劃〔12〕。

(二)思政課教師教學態(tài)度及其影響研究

教學活動是由教師和學生共同進行的互動活動，教師在教學過程中居于主導地位。教師的教學態(tài)度是影響教學效果的重要因素。

1.思政課教師教學態(tài)度概念

教學態(tài)度就是“教師對教學工作和學生的一種心理反應傾向”〔13〕。思政課教師教學態(tài)度主要包括以下三個維度：教師對思政課及其學生的認知、情感和行為傾向。思政課教學認知是思政課教師對于思政課以及學生所持有的信念和看法，帶有對思政課和學生的期望意義。思政課教學情感是思政課教師對于思政課以及學生的情感反應，即喜歡或不喜歡。思政課教師行為傾向是思政課教師對于思政課以及學生的外顯反應或者行動，如與學生的互動等。

2.教學態(tài)度對學生的影響

美國教育心理學家古諾特博士曾說過：“在經歷了若干年的教師工作之后，我得到了一個令人惶恐的結論：教育的成功和失敗,‘我’是決定性因素。我個人采用的方法和每天的情緒是造成學習氣氛和情境的主因。身為老師，我具有極大的力量，能夠讓孩子們活得愉快或悲慘，我可以是制造痛苦的工具，也可以是啟發(fā)靈感的媒介，我能讓人丟臉也能叫人開心，能傷人也能救人。”教師態(tài)度對學生的影響主要包括：第一，認知成分對學生的影響。Alpana Priyabhashini和Venkat R.Krishnan研究發(fā)現(xiàn)，領導者的期望與被領導者的晉升準備之間存在正相關關系〔14〕。Hakan Jenner在對治療師的期望與客戶治療效果進行研究后也發(fā)現(xiàn)，治療師對客戶的期望在治療結果中具有決定性作用〔15〕。這些研究都表明，對一個對象有什么樣的期望，這一對象最終都會呈現(xiàn)出來，也就是皮革馬利翁效應。由此我們也可以認為，教師對于課程和學生的期望與學生的學習態(tài)度和效果之間是呈正相關的關系。第二，情感成分對學生的影響。Chidolue M E研究發(fā)現(xiàn)，教師的素質對學生的成績具有至關重要的作用，但需要教師的感情來維護和支撐，即需要師生之間建立良好的師生關系〔16〕。良好師生關系的形成首先就需要教師尊重學生，并平等對待每一位學生。Daragh Murphy等人認為，教師對學生要一視同仁，平等對待每位學生，不能因性別、種族等有區(qū)別對待〔17〕。第三，行為傾向成分對學生的影響。Jerry P.Murray研究發(fā)現(xiàn)，學生更多追求的是心理上的成就，因此教師在教學時需要創(chuàng)新教學方法，以增加學生的學習興趣和理解力，并提高學生心理上的成就〔18〕，從而達到良好的教學效果。Darrell Fisher和Tony Rickards研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)學教師如果能積極調整他們的人際行為，就會對學生產生良好的學習態(tài)度〔19〕。

總之，國內外大多數(shù)學者都認為教師教學態(tài)度與學生學習態(tài)度之間存在正相關關系。根據(jù)行為科學中的態(tài)度理論，本研究提出研究假設：思政課教師教學態(tài)度對大學生學習態(tài)度有正向的顯著影響。

二、研究方法

(一)調查對象

選取成都市3所高校(分別為綜合類、理工類和文科類高校)的600名學生進行調查，實際回收有效問卷529份，有效回收率為88.2%。其中，女生占40.6%，男生占59.4%；理工類占71.6%，文史類占23.1%，藝術類占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)問卷設計

調查問卷分為3部分，共40個題項。包括：第一部分是思政課學生學習態(tài)度，由價值認知、情感表達和行為傾向等三個量表構成〔20〕；第二部分是思政課教師教學態(tài)度，同樣由價值認知、情感表達和行為傾向等三個量表構成，這部分主要是從學生感知的角度來觀察教師教學態(tài)度；第三部分為個人基本情況。量表采用李科特(Likert)的五點尺度法，從“非常不符合”“有點不符合”“一般”“有點符合”到“非常符合”，分別賦予1、2、3、4、5的分數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)處理方法

問卷采用統(tǒng)一書面語，進行集體施測，并對問卷進行當場回收。后運用SPSS 20.0和LISREL 8.54軟件對數(shù)據(jù)進行分析處理。

三、數(shù)據(jù)分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

使用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件，計算各個潛在變量的平均值與標準差，如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計分析結果

(二)驗證性因子分析

使用LISREL 8.54統(tǒng)計軟件，以數(shù)據(jù)協(xié)方差矩陣為輸入矩陣，對潛在變量進行驗證性因子分析，以檢驗思政課教師教學態(tài)度和學生學習態(tài)度評價模型的效度和信度。

1.效度分析

第一，違犯估計檢驗。驗證性因子分析結果顯示，各個指標的標準化系數(shù)值介于0.62～0.94之間，沒有大于0.95；各個潛在變量之間的相關系數(shù)在0.29～0.71之間，其信賴區(qū)間并沒有包含1，可觀測變量的測量誤差介于0.11～0.62之間，也顯示無太大的標準誤差，且無負的誤差變異數(shù)，表明評價模型與總樣本數(shù)據(jù)之間并不存在違犯估計現(xiàn)象，如表2和表3所示。

表2 變量在指標上的負載

注：考慮到測量誤差，刪去指標X6、X7、X12、X14、Y6、Y12、Y15。

注：表中左對角線上為各個潛在變量所解釋的方差，左對角線左下方為各個潛在變量與其他變量的共同方差，左對角線右上方為潛在變量之間的相關系數(shù)。

第二，整體模型的效度檢驗。驗證性因子分析模型的擬合程度指標如下：卡方值(χ2)=1087.06、自由度(df)=309、p值=0.00、近似均方根殘差(RMSEA)=0.069、標準化均方根殘差(SRMR)=0.038、規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)=0.97、非規(guī)范擬合指數(shù)(NNFI)=0.98、比較擬合指數(shù)(CFI)=0.98、增量擬合指數(shù)(IFI)=0.98、相對擬合指數(shù)(RFI)=0.97、簡效規(guī)范擬合指數(shù)(PNFI)=0.85、簡效優(yōu)度擬合指數(shù)(PGFI)=0.71。由此可見，第一類參數(shù)，χ2/df小于5，P值高度顯著，該參數(shù)可以令人接受；第二類參數(shù)，RMSEA小于0.08，SRMR小于0.4，顯示評價模型擬合相當良好。NFI、NNFI、CFI、IFI和RFI等擬合指數(shù)皆遠大于可接受值0.9，PNFI和PGFI皆遠大于可接受值0.5，顯示評價模型擬合程度相當可以接受?？梢?，該評價模型是相當符合實證資料的一個模型，具有整體建構效度。

第三，各個變量的效度檢驗。如表2所示，驗證性因子分析結果顯示，各指標在各自計量的概念上的標準化系數(shù)和t值均高度顯著，表明數(shù)據(jù)有較高的收斂效度；如表3所示，除了η4和η6之間區(qū)分度不明顯以外，其他各個潛在變量所解釋的方差均大于該變量與其他變量的共同方差，表明數(shù)據(jù)有較高的區(qū)別效度。

2.信度分析

(1)單一可觀測變量的信度。如表1所示，除了X17以外，各個指標的R2值均大于可接受值0.5，可見，除了X17以外，評價模型的單一可觀測變量都是可靠的。

(2)各個潛在變量的信度。計算各個潛在變量的建構信度和平均方差抽取量，其結果為：潛在變量η1至η6的建構信度分別為0.93、0.92、0.82、0.92、0.94、0.89，平均方差抽取量分別是0.74、0.74、0.54、0.69、0.76、0.67。在本研究中，各個潛在變量的建構信度和平均方差抽取量均大于可接受值0.5?？梢姡u價模型的各個潛在變量的信度是可以接受的。

(三)二階因子分析

為了檢驗感知教師教學的價值認知、情感表達、行為傾向和學生學習的價值認知、情感表達、行為傾向等6個潛在變量是否分別屬于“思政課教師教學態(tài)度”“思政課學生學習態(tài)度”這兩個高階因子，使用LISREL 8.54統(tǒng)計軟件，以驗證性研究所得數(shù)據(jù)的協(xié)方差矩陣為輸入矩陣，對其進行二階因子分析。分析結果顯示，二階因子模型擬合程度達到較為令人滿意的水平(擬合程度指標：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值依次分別為0.74、0.81、0.86、0.83、0.86、0.83；t值分別為16.62、17.77、15.49、16.63、19.50、15.95，也是高度顯著的。檢驗結果表明，這6個潛在變量分別屬于“思政課教師教學態(tài)度”“思政課學生學習態(tài)度”這兩個二階因子。

(四)結構方程模型分析

為了檢驗研究假設，對“思政課教師教學態(tài)度”和“思政課學生學習態(tài)度”之間的相互關系進行了結構方程模型分析。模型的擬合程度指標如下：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，表明結構方程模型與數(shù)據(jù)的擬合程度是相當令人接受的。各變量之間的關系如圖1所示。

根據(jù)結構方程模型分析，可得以下結果：(1)思政課教師教學態(tài)度對學生學習態(tài)度具有強而正向的影響，標準化系數(shù)為0.62，R2=0.38；(2)教師對思政課“價值認知”在一定程度上影響了學生對該課“價值認知”，影響系數(shù)為0.36，R2=0.13；(3)教師對思政課“情感表達”在較大程度上影響了學生對該課“情感表達”，影響系數(shù)為0.53，R2=0.28；(4)教師在思政課上的“行為傾向”會在較大程度上影響學生在該課上的“行為傾向”，影響系數(shù)為0.51，R2=0.27。因此，本研究的假設得到驗證，即思政課教師教學態(tài)度對大學生學習態(tài)度具有正向的顯著影響。

圖1 結構方程模式分析結果

四、討論

(一)思政課教師教學態(tài)度和學生學習態(tài)度狀況分析

描述性數(shù)據(jù)分析結果顯示，思政課教師教學態(tài)度在總體上處于非常高的水平(平均值=4.59，標準差=0.46)，表明被試大學生所感知的思政課教師教學態(tài)度非常好。再分別從三個維度來看，“價值認知”和“情感表達”均值都超過了4.7，表明在學生看來，思政課教師都非常強調思政課的價值，且上課時教師情感投入非常多，教學熱情很高。而教師“行為傾向”的均值(均值=4.26，標準差=0.25)相較于“價值認知”和“情感表達”的均值略低，表明教師在課堂上與學生的互動以及與學生實際的結合度相較于教師對思政課的價值認知和情感投入相對較差。這也許就是目前思政課提升所面臨的一個難題，即在思政課教學過程中，既要照顧到國家意識形態(tài)灌輸?shù)睦碚撔耘c系統(tǒng)性，又需要考慮到“00后”青年大學生精神成人的實際需求和學習期待，做到貼近實際、貼近生活、貼近學生，在教育者和教育對象之間建立良性的雙向互動關系。

相對于思政課教師教學態(tài)度而言，學生學習態(tài)度在總體上不夠理想(平均值=3.85，標準差=0.82)?！皟r值認知”、“情感表達”和“行為傾向”維度均值分別為：4.02、3.98和3.55。相比較而言，“價值認知”維度比較理想，表明學生能夠認識到思政課的重要性；“情感表達”次之，表明大學生對思政課喜愛程度不高；“行為傾向”最低，表明大學生在課堂上參與的積極性不高，不夠活躍。這一情況表明，縱使大學生意識到思政課是比較重要的，但是在實際上課過程中的情感性和行為性投入意愿并不高，課堂氛圍顯得比較平淡。這與李芳“大學生對思政課的態(tài)度總體上是消極的”的研究結論〔20〕不甚相同，這可能既有測量方法不同的緣故，也可能有時代因素的原因?？梢?，思政課教學應當遵循學生的認知規(guī)律和接受特點，并進一步提高學生的情感性和行為性參與度，這也是今后思政課改革創(chuàng)新的重要方向。

綜合來看，思政課教師教學態(tài)度和學生學習態(tài)度兩方面確實存在著不甚協(xié)調、不甚和諧的現(xiàn)象，即一方面是教師“言之諄諄”，另一方面是學生“聽之藐藐”?！疤爝叢蝗缟磉?，道理不如故事”，教師要著力提升思政課的親和力和針對性，使之滿足“00后”大學生成長與發(fā)展的需求和期待，以引導學生的積極投入。

(二)思政課教師教學態(tài)度與學生學習態(tài)度的關系分析

驗證性因子分析和二階因子分析結果表明，思政課教師教學態(tài)度與學生學習態(tài)度的測量模型具有較高的效度和信度，也就是說將兩變量分為價值認知、情感表達和行為傾向等三個維度是可以接受的。

結構方程模型分析表明，思政課教師教學態(tài)度對學生學習態(tài)度具有強烈地正向影響(影響系數(shù)=0.62，t值=10.50，R2=0.38)。從這一結果可知，教師教學態(tài)度與學生學習態(tài)度之間確實具有強相關關系，也就是教師對思政課的“教態(tài)”會影響學生對思政課的“學態(tài)”。更進一步來講，教師對思政課的價值認知、情感表達和行為傾向分別對學生的價值認知、情感表達和行為傾向具有較強烈的正向影響。從前述分析可知，在價值認知和情感表達方面，思政課教師可謂“言之諄諄”，但是在“行為傾向”方面仍有較大的提升空間。這表明，在思政課上思政課教師應加強同學生的互動，因事因時因勢施教，因人因地因材施教，增強與學生的互動性和學生的參與性，提升思政課的親和力和針對性，這是提升思政課教學質量的主導因素。此外，思政課教學效果在很大程度上取決于學生投入和環(huán)境影響，尤其學生主體性的發(fā)揮將是思政課質量保證的關鍵性因素。正如趙建平所指出的，態(tài)度這一心理現(xiàn)象與高校思想政治教育在人類心理的最深層次意識層面找到了最佳的切合點〔21〕。確實，推進思政課教學改革創(chuàng)新，要堅持價值性和知識性相統(tǒng)一，因為以態(tài)度為契合點的文化傳承和知識轉移將會更有親和力和實效性。

五、結論與研究不足之處

(一)結論

基于數(shù)據(jù)分析和結果討論，本研究得出以下結論：第一，思政課教師教學態(tài)度和學生學習態(tài)度評價模型均包括價值認知、情感表達和行為傾向等3個維度，其信度和效度檢驗均達到了令人較為滿意的水平。第二，大學生所感知的思政課教師教學態(tài)度處于較高的水平，尤其是價值認知和情感表達的均值都很高。但是與此形成對照的是，思政課學生學習態(tài)度卻并不理想，確實存在“言者諄諄、聽者藐藐”的不良現(xiàn)象。第三，思政課教師教學態(tài)度對學生學習態(tài)度具有強烈的正向影響。因此，要提升思政課的教學效果，一方面要進一步改進思政課教師教學態(tài)度，另一方面要加深對于學生學習態(tài)度的研究，著力提升大學生思政課學習主體性，這是提升高校思政課教學質量的重要渠道之一。

(二)研究的不足之處

本研究檢驗了思政課教師教學態(tài)度對學生學習態(tài)度的正向影響，提出了一些學術觀點，但是尚存在一些不足，以待進一步的研究：其一，本研究的測量模型尚有待進一步改進。在思政課教師教學態(tài)度評價模型中，還有一個指標(X17)的測量誤差過大；在思政課學生學習態(tài)度評價模型中，價值認知和行為傾向兩個潛在變量之間的區(qū)分效度也不是非常理想。其二，本研究在成都三所院校，采用判斷樣本進行問卷調查，故樣本只具有一定程度上的代表性。其三，本研究只考慮了思政課教師教學態(tài)度對學生學習態(tài)度的影響，但是這一關系只解釋了一部分方差，尚有大部分的方差需要做進一步解釋，因此應從更多的視角加強對思政課學生學習態(tài)度影響因素的研究。