蔡 林

(1.四川工業(yè)科技學(xué)院思想政治理論教學(xué)部，四川德陽 618000；2.天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津 300387)

一、引言

古人云“人學(xué)始知道，不學(xué)非自然”，學(xué)習(xí)是一個人賴以生存的基礎(chǔ)，是一個組織永葆生機(jī)的前提，是一個國家文化傳承的命脈，是一個社會發(fā)展的關(guān)鍵。十九大報告指出要“加快建設(shè)學(xué)習(xí)型社會，大力提高國民素質(zhì)，推動建設(shè)學(xué)習(xí)大國”。不管是加快學(xué)習(xí)型社會的構(gòu)建，還是學(xué)習(xí)大國的建設(shè)其關(guān)鍵要素之一是提升民眾的學(xué)習(xí)參與度，提高民眾的學(xué)習(xí)投入。學(xué)習(xí)投入是個體在學(xué)習(xí)時表現(xiàn)出充實的、穩(wěn)定的、持續(xù)的、與學(xué)習(xí)相關(guān)的積極心理狀態(tài)，Schaufeli等人將其分為活力、奉獻(xiàn)和專注三個維度[1]。“活力”是指學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中始終精力充沛，有很強(qiáng)的心理彈性，愿意投入精力，面對學(xué)習(xí)困難不畏懼，勇于堅持；“奉獻(xiàn)”是指學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中能體驗到意義感、自豪感，對學(xué)習(xí)有飽滿的熱情；“專注”是指學(xué)習(xí)者聚焦于當(dāng)前的學(xué)習(xí)狀態(tài)，很難從學(xué)習(xí)中脫離出來，以至于感覺時間過得很快。

高中是學(xué)校教育中承上啟下的重要階段，是學(xué)生“學(xué)會學(xué)習(xí)”核心素養(yǎng)培養(yǎng)的重要時期，是個體學(xué)習(xí)投入能力進(jìn)一步得到發(fā)展的關(guān)鍵時段。2019年6月，國務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于新時代推進(jìn)普通高中育人方式改革的指導(dǎo)意見》(簡稱《意見》)，《意見》要求在全國范圍內(nèi)有序推進(jìn)選課走班。選課走班一方面使得學(xué)生能與更多的老師和同學(xué)接觸，能根據(jù)自身的興趣愛好進(jìn)行選科學(xué)習(xí)，但另一方面因缺乏固定班級時老師的管理，需要學(xué)生更加主動的投入到學(xué)習(xí)活動中，在學(xué)習(xí)中體驗意義和價值。因此，探究高中生的學(xué)習(xí)投入及其影響因素，提升高中生學(xué)習(xí)投入水平，對學(xué)生的成長有著深遠(yuǎn)的意義。

Bronfenbrenner的生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為家庭、學(xué)校和同伴是影響青少年發(fā)展重要的微觀系統(tǒng)[2]。在家庭因素中，父母自主支持一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。有研究指出當(dāng)父母信任孩子的學(xué)習(xí)能力、提供自主權(quán)和溫暖、強(qiáng)化孩子具體的學(xué)習(xí)行為、參與孩子的學(xué)習(xí)及學(xué)校和課堂的相關(guān)活動，可以幫助孩子形成正向的自我效能感[3]。孩子知覺父母的支持與期待時，通常能引起正向的學(xué)習(xí)動機(jī)[4]，學(xué)習(xí)動機(jī)的高低對學(xué)生學(xué)習(xí)投入有重要的影響[5]。而父母自主支持由不同維度構(gòu)成，Wang等人將父母自主支持分為提供選擇機(jī)會、給出解釋、承認(rèn)觀點與感受3個維度[6]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：提供選擇機(jī)會、給出解釋、承認(rèn)觀點與感受正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入。

學(xué)校是除家庭因素之外對學(xué)生發(fā)展影響最近端的微觀系統(tǒng)之一[7]。教師支持作為學(xué)校微觀系統(tǒng)的重要組成部分，對學(xué)生的信心、品質(zhì)和行為態(tài)度等多方面都有重要影響[8]，而學(xué)習(xí)投入作為一種行為態(tài)度，也會受學(xué)校環(huán)境，尤其是教師支持的影響[9]。當(dāng)教師了解學(xué)生的需求，對學(xué)生提供足夠的支持與鼓勵[10]，可以幫助學(xué)生減少分心和偏差行為[11]，使學(xué)生在學(xué)習(xí)中更加努力和自信[12]，愿意投入精力到學(xué)習(xí)中。教師支持由不同維度構(gòu)成，包括學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度[13]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2:學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入。

同伴是影響學(xué)生發(fā)展的另外一個重要微觀系統(tǒng)之一[14]。同伴互助可以促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，Topping認(rèn)為同伴互助是指在同伴間相互平等互惠的情形下主動求取知識的學(xué)習(xí)方式，在這個過程中同伴間彼此幫助并相互指導(dǎo)，其中包含同伴指導(dǎo)、同伴示范、同伴間學(xué)習(xí)行為監(jiān)督與同伴間學(xué)習(xí)成果的評定[15]。據(jù)此本研究將同伴互助分為互助意識、參與度和互助效果三個維度，并提出假設(shè)3：互助意識、參與度和互助效果正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入。

盡管家庭、學(xué)校和同伴都是影響學(xué)生發(fā)展的重要微觀系統(tǒng)，但這三者對學(xué)生的影響作用可能有性別差異。有研究顯示，女高中生獲得的父母自主支持顯著高于男高中生[16]。教師支持對女生的學(xué)習(xí)興趣預(yù)測力更強(qiáng),師生關(guān)系對男生的學(xué)習(xí)興趣預(yù)測力更強(qiáng)[17]，學(xué)習(xí)興趣越強(qiáng)越有利于學(xué)習(xí)投入。女生的同伴依戀水平更高[18]，當(dāng)遇到學(xué)習(xí)困難時更愿意尋求同伴幫助，更樂意投入到學(xué)習(xí)中。據(jù)此，本研究提出假設(shè)4：男女高中生學(xué)習(xí)投入影響因素不同。

二、研究方法

1.被試

采用整群抽樣法，在某中學(xué)高中部發(fā)放調(diào)查問卷500份，回收有效問卷490份，有效率98.00%。其中：高一年級287人(58.60%)，高二年級203人(41.40%)；男生234人(47.80%)，女生256人(52.20%)；農(nóng)村人口286人(58.37%)，城鎮(zhèn)人口204人(41.63%)；平均年齡為15.71歲(SD=0.72)。

2.調(diào)查問卷

自編基本信息問卷包括性別、戶籍所在地、年級、父母的婚姻狀況、家庭社會經(jīng)濟(jì)狀況等信息。

學(xué)習(xí)投入問卷由Schaufeli等[1]編制，方來壇，時勘和張風(fēng)華對該問卷進(jìn)行了中文版修訂[19]。問卷共17個項目，包括活力、奉獻(xiàn)、專注三個維度，分別為6個、5個、6個項目，采用李克特7點計分。本研究中，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95、0.87、0.88和0.89。

父母自主支持問卷由Wang等[6]編制，共12個項目，包括提供選擇機(jī)會、給出解釋、承認(rèn)觀點與感受3個維度，均為4個項目，采用李克特5點計分。本研究中，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.93、0.77、0.80和0.83。

教師支持問卷由Babad[13]編制，歐陽丹進(jìn)行中文版修訂[20]。問卷共19個項目，包括學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度，分別為9個、6個、4個項目，采用李克特5點計分。本研究中，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85、0.75、0.76和0.71。

同伴互助學(xué)習(xí)問卷參照Topping的同伴互助的概念[15]，編制了同伴互助學(xué)習(xí)問卷，問卷分為互助意識、參與度和互助效果三個維度，每個維度各2個項目，采用李克特5點計分，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81、0.73、0.76和0.73。因子分析的擬合指數(shù)為：χ2=7.57，df=6，χ2/df=1.26，CFI=0.99，TLI=0.99,RMSEA=0.02，SRMR=0.01，表明問卷的三因素模型擬合較好, 問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.數(shù)據(jù)處理

采用SSPS22.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計、差異性檢驗和回歸分析等統(tǒng)計分析。

三、研究結(jié)果

1.共同方法偏差控制與檢驗

本研究數(shù)據(jù)收集采用自我報告法，可能出現(xiàn)共同方法偏差問題。為減少共同方法偏差問題，在測試中進(jìn)行了有關(guān)控制，如部分條目使用反向表述、強(qiáng)調(diào)答案沒有對錯之分等。進(jìn)一步采用Harman單因素檢驗法進(jìn)行共同方法偏差檢驗，結(jié)果顯示，特征值大于1的因子共有9個，解釋了59.86%的變異，且第一個因子解釋的變異量為25.00%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值。因此，本研究測驗不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.學(xué)習(xí)投入及其影響因素的性別差異分析

采用獨立樣本t檢驗考查了男女生的學(xué)習(xí)投入、父母支持、教師支持、同伴互助學(xué)習(xí)及其各維度在性別上的差異情況，結(jié)果見表1。

表1 學(xué)習(xí)投入及其影響因素在性別上的差異檢驗

由表1可知，男女高中生在學(xué)習(xí)投入、父母支持和同伴互助總分及各維度分?jǐn)?shù)上不存在顯著差異。男生獲得的教師支持總分和學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度分?jǐn)?shù)均大于女生獲得的支持，且教師支持總分和能力支持差異顯著，但男女生的學(xué)習(xí)支持和情感支持不存在顯著差異。

3.男女高中生學(xué)習(xí)投入回歸分析對比

對男生和女生采用分層回歸法進(jìn)行分析。將戶籍、年級、父母婚姻狀態(tài)、與誰居住和父母文化狀況等人口學(xué)變量納入第1層作為控制變量，將父母、教師和同伴三個水平自變量納入第2層，以學(xué)習(xí)投入總分作為因變量建立回歸方程，結(jié)果見表2。

表2 父母、教師、同伴水平自變量對學(xué)習(xí)投入的分層回歸分析

由表2可知，控制人口學(xué)變量影響后，男生和女生的回歸模型系數(shù)都顯著，具體如下：①學(xué)習(xí)支持、能力支持和參與度對男生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用(F=6.01***，R2=0.24)；②提供選擇機(jī)會、給出解釋、互助意識、參與度和互助效果對女生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用(F=6.79***，R2=0.25)；③父母支持中的提供選擇機(jī)會和給出解釋只對女高中生學(xué)習(xí)投入起正向顯著預(yù)測作用；④教師支持中的學(xué)習(xí)支持和能力支持只對男高中生學(xué)習(xí)投入起正向顯著預(yù)測作用；⑤同伴互助學(xué)習(xí)中的參與度對男女生的學(xué)習(xí)投入均起正向顯著預(yù)測作用，互助意識和互助效果只對女生有正向顯著預(yù)測作用。

四、討論

1.男女高中生學(xué)習(xí)投入及其影響因素的比較分析

高中生學(xué)習(xí)投入活力、奉獻(xiàn)兩個維度男生分?jǐn)?shù)高于女生分?jǐn)?shù)，在專注維度上女生分?jǐn)?shù)高于男生分?jǐn)?shù)，但均不存在顯著差異，這與已有研究結(jié)果相似[21]。這可能是因為女生做事情更加細(xì)心，所以專注高于男生，而男生好動，精力更充沛，所以活力和奉獻(xiàn)高于女生。男生活力奉獻(xiàn)高于女生，女生專注高于男生，但差異均不顯著，因此男生與女生的學(xué)習(xí)投入總分?jǐn)?shù)差異不顯著。

男生獲得的教師支持總分和學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度分?jǐn)?shù)均大于女生獲得的支持，且教師支持總分和能力支持差異顯著，這與張春梅和黃玲玉的研究結(jié)果不同[22]。這可能是因為研究對象不同導(dǎo)致的，張春梅和黃玲玉研究對象是流動初中生，本研究對象是普通高中生，已有研究顯示高中男生在課堂上更加積極主動，更愿意主動回答老師提出的有難度的問題[23]，更容易獲得能力上的支持。盡管男生在學(xué)習(xí)支持和情感支持上分?jǐn)?shù)高于女生，但不存在顯著差異，這表明教師支持并不存在性別歧視，教師支持的總分上的差異顯著是由能力支持差異顯著導(dǎo)致的。

2.父母自主支持、教師支持、同伴互助學(xué)習(xí)對高中生學(xué)習(xí)投入的影響

第一，父母自主支持中的提供選擇機(jī)會、給出解釋和承認(rèn)觀點與感受都能正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入，但只有提供選擇機(jī)會和給出解釋對女高中生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用，假設(shè)1部分成立。給予女高中生更多的機(jī)會進(jìn)行選擇和更多的解釋更有利于其投入到學(xué)習(xí)中，這是因為相對于男生，女生的感情更細(xì)膩，情感體驗更豐富，更希望父母提供更多的選擇機(jī)會和更多的解釋。

第二，教師支持中的學(xué)習(xí)支持和能力支持正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入，情感支持正向預(yù)測女生學(xué)習(xí)投入，負(fù)向預(yù)測男生學(xué)習(xí)投入，能力支持和學(xué)習(xí)支持對男生的學(xué)習(xí)投入正向預(yù)測作用顯著，假設(shè)2部分成立。有研究顯示高中男生普遍比較積極主動，愿意參與互動，而女生則相對害羞內(nèi)斂[24]，在學(xué)習(xí)活動中普遍不太積極

主動，獲得教師的學(xué)習(xí)支持和能力支持可能相對較少。

第三，同伴互助學(xué)習(xí)中的參與度對男女生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用，互助意識和互助效果對女生學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用，假設(shè)3部分成立。已有研究顯示，高中女生會更善于表達(dá)對朋友的關(guān)心以及接受朋友的幫助，對待同伴更加親密，使得女高中生的同伴溝通程度與同伴信任程度也高于男高中生，更能受到同伴喜愛[25]，從而更愿意在學(xué)習(xí)中尋求同伴的幫助，互助意識也更強(qiáng)烈，彼此更容易獲得更好的學(xué)習(xí)成績，更愿意投入學(xué)習(xí)時間與精力。

第四，高中男生學(xué)習(xí)投入的影響因素與女生不同，假設(shè)4成立。回歸分析發(fā)現(xiàn)，高中男生學(xué)習(xí)投入回歸方程(Y高中男生學(xué)習(xí)投入=X人口學(xué)變量+0.28X學(xué)習(xí)支持+0.25X能力支持+0.18X參與度+B)與高中女生學(xué)習(xí)投入回歸方程(Y高中女生學(xué)習(xí)投入=X人口學(xué)變量+0.34X提供選擇機(jī)會+0.32X給出解釋+0.19X互助意識+0.22X參與度+0.16X互助效果+B)既有共同點，也存在差異。高中男生的學(xué)習(xí)投入更多受到教師支持的影響，女生的學(xué)習(xí)投入更多的受到父母支持和同伴支持的影響,這與已有研究結(jié)果相似[26][27]。在高中男生中教師的學(xué)習(xí)支持對學(xué)習(xí)投入預(yù)測作用最大。在高中女生中父母提供選擇機(jī)會對學(xué)習(xí)投入預(yù)測作用最大。

五、結(jié)論與啟示

1.結(jié)論

通過對高中男生和女生學(xué)習(xí)投入及其影響因素的對比，本研究發(fā)現(xiàn)高中男生和女生在學(xué)習(xí)投入、父母支持和同伴互助總分及各維度分?jǐn)?shù)上不存在顯著差異。男生獲得的教師支持總分和學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度分?jǐn)?shù)均大于女生獲得的支持，且教師支持總分和能力支持差異顯著，但男女生的學(xué)習(xí)支持和情感支持不存在顯著差異?？刂迫丝趯W(xué)變量后，父母水平的提供選擇機(jī)會和給出解釋正向預(yù)測女生的學(xué)習(xí)投入，教師水平的學(xué)習(xí)支持和能力支持正向預(yù)測男生的學(xué)習(xí)投入，同伴水平的參與度正向預(yù)測男女生的學(xué)習(xí)投入，同伴水平的互助意識和互助效果正向預(yù)測女生的學(xué)習(xí)投入。

2.實踐啟示

由于男女高中生學(xué)習(xí)投入的影響因素既有相同的因素也有不同的因素，因此在提升男女高中生學(xué)習(xí)投入時既要采取普遍性措施也要采取有針對性的措施。具體來說可以從以下三方面著手：第一，在高中階段積極倡導(dǎo)同伴互助學(xué)習(xí)模式，采用同伴互助學(xué)習(xí)策略幫助高中生提高同伴互助參與度，從而提升男女高中生學(xué)習(xí)投入水平。此外，在幫助女高中生提高學(xué)習(xí)投入時，特別注意運(yùn)用同伴互助學(xué)習(xí)意識和互助學(xué)習(xí)效果在其中的積極作用；第二，教師要更加注重為男高中生選擇適合自己的學(xué)習(xí)內(nèi)容，提供個性化學(xué)習(xí)支持，給予適當(dāng)?shù)哪芰χС?；第三，父母要對女高中生提供更多選擇的自由，對其表達(dá)的信息予以重視、尊重，對其不明白的地方多給出解釋。