周佩靈，周悅，王洪席

（河南大學(xué)教育學(xué)部，河南 開封 475004）

一、問題提出與研究假設(shè)

《深化新時(shí)代教育評(píng)價(jià)改革總體方案》指出，要“完善過程性考核與結(jié)果性考核有機(jī)結(jié)合的學(xué)業(yè)考評(píng)制度，加強(qiáng)課堂參與和課堂紀(jì)律考查，引導(dǎo)學(xué)生樹立良好學(xué)風(fēng)”。①中共中央國務(wù)院：《深化新時(shí)代教育評(píng)價(jià)改革總體方案》，載中華人民共和國中央人民政府門戶網(wǎng)站：http：//www.gov.cn/zhengce/2020-10/13/content_5551032.htm，最后登錄日期：2022年7月16日。《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》強(qiáng)調(diào)，要“大力提升教育教學(xué)質(zhì)量，確保學(xué)生在校內(nèi)學(xué)足學(xué)好……強(qiáng)化教學(xué)管理，提升學(xué)生在校學(xué)習(xí)效率”。②中共中央辦公廳國務(wù)院辦公廳：《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》，載中華人民共和國中央人民政府門戶網(wǎng)站：http：//www.gov.cn/zhengce/2021-07/24/content_5627132.htm，最后登錄日期：2022年7月16日。由此可見，國家對(duì)中學(xué)生深度參與課堂教學(xué)、營造良好學(xué)習(xí)氛圍，進(jìn)而提高學(xué)業(yè)成就，提出了明確要求。庫赫（Kuh）指出，學(xué)習(xí)參與是學(xué)生在課堂內(nèi)外投入到有益教育活動(dòng)中的時(shí)間和精力，其參與水平是評(píng)估教育質(zhì)量高低的關(guān)鍵因素。③Kuh G.D.，“What We’re Learning about Student Engagement from NSSE：Benchmarks for Effective Educational Practices”，Change：The Magazine of Higher Learning，Vol.35，no.2（2003），pp.24-32.因此，有必要對(duì)影響學(xué)習(xí)參與的因素及其作用機(jī)制進(jìn)行深入探討，以期為提高學(xué)生在校學(xué)習(xí)效率、促進(jìn)學(xué)校育人方式變革的真正落地提供依據(jù)和參考。

研究假設(shè)1：教師情感支持能夠正向預(yù)測學(xué)生學(xué)習(xí)參與

教師情感支持是影響學(xué)生學(xué)習(xí)參與的一個(gè)重要變量。教師情感支持是指學(xué)生在學(xué)習(xí)和生活過程中，理解和領(lǐng)悟到的教師對(duì)他們的關(guān)心、愛護(hù)、尊重、支持、鼓勵(lì)等心理感受。①高冬東，李曉玉，喬紅曉：《中學(xué)生領(lǐng)悟教師情感支持問卷的編制》，《中國臨床心理學(xué)雜志》2017年第1期，第111-115頁。 Caraway K.，Tucker C.M.，Reinke W.M.，Hall C.，“Self-Efficacy，Goal Orientation，and Fear of Failure as Predictors of School Engagement in High School Students”，Psychology in the Schools，Vol.40，no.4（2003），pp.417-427.社會(huì)支持理論（Social Support Theory）認(rèn)為，在活動(dòng)中提供心理和非心理支持可能會(huì)提高一個(gè)人從事特定行為的能力和愿望。②House R.J.，“A Path Goal Theory of Leader Effectiveness”，Administrative Science Quarterly，Vol.16，no.3（1971），pp.321-339.教師情感支持作為社會(huì)支持系統(tǒng)的組成部分，是個(gè)體在成長過程中重要的心理支持資源。③黃藝璇：《中學(xué)生領(lǐng)悟教師情感支持與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系》，廣西師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2020年，第1頁。羅曼諾（Romano）等人研究表明，感知到較高教師情感支持的學(xué)生更愿意積極主動(dòng)地參與教育活動(dòng)。④Romano L.，Angelini G.，Consiglio P.，F(xiàn)iorilli C.，“Academic Resilience and Engagement in High School Students：The Mediating Role of Perceived Teacher Emotional Support”，European Journal of Investigation in Health，Psychology and Education，Vol.11，no.2（2021），pp.334-344.鑒于此，本研究提出假設(shè)1：教師情感支持能夠正向預(yù)測學(xué)生學(xué)習(xí)參與。

研究假設(shè)2：教師情感支持能夠正向預(yù)測學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感

根據(jù)自我決定理論（Self-Determination Theory）的觀點(diǎn)，教師因素對(duì)促進(jìn)學(xué)生內(nèi)在動(dòng)機(jī)的形成具有重要作用。⑤Deci E.L.，Nezlek J.，Sheinman L.，“Characteristics of the Rewarder and Intrinsic Motivation of the Rewardee”，Journal of Personality&Social Psychology，Vol.40，no.1（1981），pp.1-10.學(xué)業(yè)自我效能感作為影響個(gè)體發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)機(jī)因素，也可能會(huì)受到教師情感支持的影響。學(xué)業(yè)自我效能感，是指學(xué)習(xí)者對(duì)自己能否利用所擁有的能力或技能去完成學(xué)習(xí)任務(wù)的自信程度的主觀判斷。⑥邊玉芳：《學(xué)習(xí)自我效能感量表的編制》，《心理科學(xué)》2004年第5期，第1218-1222頁。帕特里克（Patrick）等人研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)學(xué)生感受到教師的支持時(shí)，能夠提高學(xué)習(xí)效率，增強(qiáng)學(xué)業(yè)自我效能感。⑦Patrick H.，Ryan A.M.，Kaplan A.，“Early Adolescents’Perceptions of the Classroom Social Environment，Motivational Beliefs，and Engagement”，Journal of Educational Psychology，Vol.99，no.1（2007），pp.83-98.教師積極地關(guān)心、鼓勵(lì)學(xué)生，能夠構(gòu)建良好的師生互動(dòng)模式，有利于培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感。⑧賈娟：《教師情感支持及其對(duì)中學(xué)生自尊、學(xué)業(yè)自我效能感的影響研究》，西南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012年，第36頁。鑒于此，本研究提出假設(shè)2：教師情感支持能夠正向預(yù)測學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感。

研究假設(shè)3：學(xué)業(yè)自我效能感能夠正向預(yù)測學(xué)生學(xué)習(xí)參與

社會(huì)認(rèn)知理論（Social Cognitive Theory）認(rèn)為，自我效能感影響個(gè)體對(duì)行為的選擇以及努力程度。⑨Bandura A.，“Self–Regulation of Motivation and Action Through Goal Systems”，Cognitive Perspectives on Emotion and Motivation，Vol.44（1988），pp.37-61.一般來說，擁有較高學(xué)業(yè)自我效能感的學(xué)生，會(huì)更傾向于踴躍參與學(xué)校的教育活動(dòng)。已有研究表明，學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)參與顯著正相關(guān)。⑩Chang D.，Chien W.C.，“Determining the Relationship Between Academic Self-Efficacy and Student Engagement by Meta-analysis”，International Conference on Education Reform&Modern Management，（2015），pp.142-145.學(xué)生對(duì)自己的學(xué)習(xí)能力越有信心，就越有可能在學(xué)校取得優(yōu)異的學(xué)業(yè)成績，也會(huì)更加積極地參與各種學(xué)習(xí)活動(dòng)?！?高冬東，李曉玉，喬紅曉：《中學(xué)生領(lǐng)悟教師情感支持問卷的編制》，《中國臨床心理學(xué)雜志》2017年第1期，第111-115頁。 Caraway K.，Tucker C.M.，Reinke W.M.，Hall C.，“Self-Efficacy，Goal Orientation，and Fear of Failure as Predictors of School Engagement in High School Students”，Psychology in the Schools，Vol.40，no.4（2003），pp.417-427.此外，在學(xué)習(xí)活動(dòng)中能否持續(xù)并且努力地投入對(duì)于提升學(xué)習(xí)參與水平至關(guān)重要。已有研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生在學(xué)習(xí)活動(dòng)中的投入及努力程度受到學(xué)業(yè)自我效能感的影響?！?2劉在花：《學(xué)習(xí)價(jià)值觀對(duì)中學(xué)生學(xué)習(xí)投入影響的多重中介模型研究》，《中國特殊教育》2019年第1期，第84-88頁。鑒于此，本研究提出假設(shè)3：學(xué)業(yè)自我效能感能夠正向預(yù)測學(xué)生學(xué)習(xí)參與。

研究假設(shè)4：學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持和學(xué)生學(xué)習(xí)參與之間起中介作用

基于前述可見，教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感是影響學(xué)習(xí)參與的重要因素，但三者之間的內(nèi)在作用機(jī)制尚不明確。因此，僅探討教師情感支持對(duì)學(xué)習(xí)參與的直接影響是不夠的，還需以中介視角進(jìn)一步探討學(xué)生個(gè)人因素對(duì)二者關(guān)系的間接影響，據(jù)此，我們推測學(xué)業(yè)自我效能感可能作為二者之間重要的中介變量。本研究提出假設(shè)4：學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持和學(xué)生學(xué)習(xí)參與之間起中介作用。

類孟買血型的H抗原很弱，必要時(shí)可采用吸收放散法檢測[7]?？?Tja抗體和抗-Dib沒有單克隆試劑[8]，若在抗體鑒定中偶有遇到，可分離AB型含該抗體的患者人源血清備用。還有很多抗原缺乏試劑血清，應(yīng)選擇基因分型、測序等分子生物學(xué)技術(shù)檢測。

二、研究方法

1.研究對(duì)象

本研究采用整群抽樣的方法，選取H省五所中學(xué)（初一到高三）的1527名學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查。篩選出漏答、規(guī)律作答等無效問卷后，共獲得有效問卷1458份，問卷有效率為95.48%。其中，男生734人（占比50.34%），女生724人（占比49.66%）；班干部386人（占比26.47%），非班干部1072人（占比73.53%）；獨(dú)生子女244人（占比16.74%），非獨(dú)生子女1214人（占比83.26%）；初一216人（占比14.81%），初二229人（占比15.71%），初三180人（占比12.35%），高一290人（占比19.89%），高二274人（占比18.79%），高三269人（占比18.45%）。

2.研究工具

（1）中學(xué)生感知的教師情感支持問卷

本研究采用賈娟編制的中學(xué)生感知的教師情感支持問卷①賈娟：《教師情感支持及其對(duì)中學(xué)生自尊、學(xué)業(yè)自我效能感的影響研究》，西南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012年，第56-57頁。，其包括教師關(guān)注關(guān)心學(xué)生、理解學(xué)生、鼓勵(lì)學(xué)生、尊重學(xué)生及信任學(xué)生五個(gè)維度，共23個(gè)項(xiàng)目。問卷采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，要求被試從1“非常不符合”到5“非常符合”進(jìn)行填答，總分越高表示學(xué)生感知到的教師情感支持越強(qiáng)烈。本研究中，該問卷的Cronbach’α系數(shù)為0.975。

（2）學(xué)業(yè)自我效能感問卷

本研究采用梁宇頌編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷②梁宇頌：《大學(xué)生成就目標(biāo)、歸因方式與學(xué)業(yè)自我效能感的研究》，華中師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2000年，第32頁。，包括學(xué)習(xí)能力效能感和學(xué)習(xí)行為效能感兩個(gè)維度，共22個(gè)項(xiàng)目。問卷采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，要求被試從1“非常不符合”到5“非常符合”進(jìn)行填答，總分越高表示學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高。本研究中，該問卷的Cronbach’α系數(shù)為0.883。

（3）中學(xué)生學(xué)習(xí)參與問卷

本研究參照劉寒月編制的“小學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展中的參與度量表”中的相關(guān)維度③劉寒月：《我國小學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展中的參與度調(diào)查問卷研制》，華中科技大學(xué)碩士學(xué)位論文，2015年，第35頁。，根據(jù)中學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展的特點(diǎn)，對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行了修訂，形成了中學(xué)生學(xué)習(xí)參與問卷。改編后的問卷包括課堂參與、課外活動(dòng)參與、人際關(guān)系、感知學(xué)校氛圍和學(xué)習(xí)策略五個(gè)維度，共104個(gè)項(xiàng)目。問卷采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，要求被試從1“非常不符合”到5“非常符合”進(jìn)行填答，總分越高表示學(xué)生的學(xué)習(xí)參與度越高。本研究中，該問卷的Cronbach’α系數(shù)為0.851。

3.數(shù)據(jù)處理

本研究采用SPSS 25.0和AMOS 24.0對(duì)有效問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先，使用SPSS 25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理和初步分析；其次，使用AMOS 24.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證研究假設(shè)，并采用偏差校正的百分位Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。

三、研究結(jié)果

1.教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與的相關(guān)分析

如表1所示，教師情感支持與學(xué)習(xí)參與之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（r=0.541，p＜0.01）；學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（r=0.549，p＜0.01）；教師情感支持與學(xué)業(yè)自我效能感之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（r=0.447，p＜0.01）。研究假設(shè)1、2、3得到初步驗(yàn)證。

表1 教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與的描述統(tǒng)計(jì)（n=1458）

2.教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與的多元逐步回歸分析

本研究以學(xué)習(xí)參與作為因變量，教師情感支持與學(xué)業(yè)自我效能感作為預(yù)測變量，進(jìn)行多元逐步回歸分析。結(jié)果如表2所示，在教師情感支持的五個(gè)維度中，“關(guān)心關(guān)注學(xué)生”“鼓勵(lì)學(xué)生”與“信任學(xué)生”這三個(gè)維度能夠正向預(yù)測學(xué)習(xí)參與。其中，“關(guān)心關(guān)注學(xué)生”對(duì)學(xué)習(xí)參與的預(yù)測作用最強(qiáng)。學(xué)業(yè)自我效能感的兩個(gè)維度均能正向預(yù)測學(xué)習(xí)參與，“學(xué)習(xí)能力效能感”對(duì)學(xué)習(xí)參與的預(yù)測作用最強(qiáng)。其中，教師情感支持對(duì)學(xué)習(xí)參與的解釋率為30.8%，學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)參與的解釋率為30.6%。

表2 教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與的多元逐步回歸分析

3.教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與在人口學(xué)變量上的差異分析

研究結(jié)果表明，不同性別、是否擔(dān)任班干部的學(xué)生在教師情感支持、學(xué)習(xí)參與、學(xué)業(yè)自我效能感上的得分差異顯著：在這三個(gè)變量上，男生的得分顯著高于女生（t=2.323、2.054、5.766，p＜0.05），擔(dān)任班干部的學(xué)生的得分顯著高于非班干部的學(xué)生（t=6.685、10.349、6.329，p＜0.01）。獨(dú)生子女在學(xué)習(xí)參與上的得分顯著高于非獨(dú)生子女（t=2.510，p＜0.05）。初中生在教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感上的得分顯著高于高中生（t=9.711、8.024，p＜0.01），初中生和高中生在學(xué)習(xí)參與上的得分差異不顯著（t=16.139，p＞0.05）。

4.學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持與學(xué)習(xí)參與之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為深入探討教師情感支持通過學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)參與的間接影響，明晰學(xué)業(yè)自我效能感在二者之間的內(nèi)在作用機(jī)制，本研究以教師情感支持及其各維度為自變量，學(xué)習(xí)參與及其各維度為因變量，學(xué)業(yè)自我效能感為中介變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型M1，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖1所示。模型M1的擬合指標(biāo)為：χ2/df=4.299，CFI=0.991，GFI=0.984，NFI=0.988，IFI=0.991，TLI=0.982，RMR=0.015，RMSEA=0.048，相關(guān)模型擬合評(píng)估指標(biāo)均在標(biāo)準(zhǔn)參考值范圍內(nèi)，說明模型M1的擬合指數(shù)優(yōu)良，為進(jìn)一步檢驗(yàn)提供了良好基礎(chǔ)。

圖1 學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持及學(xué)習(xí)參與之間的中介模型（M1）

使用AMOS中的Bootstrap程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性，進(jìn)行有放回的重復(fù)取樣5000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間。中介檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，教師情感支持對(duì)學(xué)習(xí)參與的直接效應(yīng)為0.386，置信區(qū)間不包含0[0.317，0.454]，說明直接效應(yīng)顯著。學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持和學(xué)習(xí)參與之間的中介效應(yīng)為0.275，置信區(qū)間不包含0[0.225，0.330]。由此判斷，學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持和學(xué)習(xí)參與之間起部分中介作用，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的41.60%，本研究結(jié)果支持了研究假設(shè)4。

5.學(xué)習(xí)能力效能感與學(xué)習(xí)行為效能感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探討學(xué)業(yè)自我效能感的兩個(gè)維度是否均在教師情感支持和學(xué)習(xí)參與之間起中介作用，本研究又分別以學(xué)習(xí)能力效能感、學(xué)習(xí)行為效能感為中介，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型M2，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)見圖2。模型M2的擬合指標(biāo)為：χ2/df=3.278，CFI=0.995，GFI=0.989，NFI=0.992，IFI=0.995，TLI=0.989，RMR=0.016，RMSEA=0.040。相關(guān)模型擬合評(píng)估指標(biāo)均在標(biāo)準(zhǔn)參考值范圍內(nèi)，說明模型M2的擬合指數(shù)優(yōu)良，為進(jìn)一步檢驗(yàn)提供了良好基礎(chǔ)。

圖2 學(xué)習(xí)能力效能感與學(xué)習(xí)行為效能感在教師情感支持及學(xué)習(xí)參與之間的中介模型（M2）

中介檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，模型a的中介效應(yīng)為0.223，置信區(qū)間不包含0[0.187，0.258]。由此判斷，學(xué)習(xí)能力效能感在教師情感支持和學(xué)習(xí)參與之間起部分中介作用，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的33.79%。模型b的中介效應(yīng)為0.079，置信區(qū)間不包含0[0.059，0.101]。由此判斷，學(xué)習(xí)行為效能感在教師情感支持和學(xué)習(xí)參與之間起部分中介作用，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的11.76%。

表3 學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持及學(xué)習(xí)參與之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

四、討論與建議

1.討論

（1）教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)，教師情感支持與學(xué)習(xí)參與顯著正相關(guān)，這與帕特里克（Patrick）等人的研究結(jié)果基本一致①Patrick H，Ryan A M，Kaplan A，“Early Adolescents’Perceptions of the Classroom Social Environment，Motivational Beliefs，and Engagement”，Journal of Educational Psychology，Vol.99，no.1（2007），pp.83-98.，說明學(xué)生所能感知到的教師情感支持越強(qiáng)烈，學(xué)生參與課堂內(nèi)外活動(dòng)的能動(dòng)性、積極性就越容易被調(diào)動(dòng)和激發(fā)。教師情感支持與學(xué)業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)，這可能是因?yàn)榻處熐楦兄С滞鶗?huì)促使學(xué)生產(chǎn)生積極的自我認(rèn)同，相信自身有足夠的能力完成既定學(xué)習(xí)任務(wù)，費(fèi)爾納（Felner）等人的研究也支持此結(jié)論。②Felner R D，Aber M S，Primavera J，Cauce A M，“Adaptation and Vulnerability in High-Risk Adolescents：An Examination of Environmental Mediators”，American Journal of Community Psychology，Vol.13，no.4（1985），pp.365-379.這表明，當(dāng)學(xué)生感受到教師的鼓勵(lì)和支持時(shí)，能夠產(chǎn)生積極向上的動(dòng)力，進(jìn)而在此過程中增強(qiáng)學(xué)業(yè)自我效能感。學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與顯著正相關(guān)，其原因可能是當(dāng)學(xué)生對(duì)自己的學(xué)習(xí)能力更有信心時(shí)，會(huì)更積極地參與學(xué)習(xí)活動(dòng)，這與布雷索（Bresó）等人的研究結(jié)果基本一致。③BresóE，Schaufeli W B，Salanova M，“Can a Self-Efficacy-Based Intervention Decrease Burnout，Increase Engagement，and Enhance Performance？A Quasi-Experimental Study”，Higher Education，Vol.61，no.4（2011），pp.339-355.具體而言，擁有較高學(xué)業(yè)自我效能感的學(xué)生往往為了追求更高的學(xué)業(yè)成就，會(huì)在學(xué)習(xí)上投入更多的時(shí)間和精力，這在一定程度上提高了其學(xué)習(xí)參與水平。此外，多元逐步回歸分析結(jié)果表明，教師情感支持能夠正向預(yù)測學(xué)習(xí)參與，其中，“關(guān)心關(guān)注學(xué)生”“鼓勵(lì)學(xué)生”與“信任學(xué)生”三個(gè)維度的預(yù)測作用較為顯著，這表明，對(duì)于中學(xué)生來說，來自教師的關(guān)心關(guān)注、鼓勵(lì)和信任相較于其他因素，更能提高學(xué)生的學(xué)習(xí)參與水平。學(xué)業(yè)自我效能感的兩個(gè)維度均能正向預(yù)測學(xué)習(xí)參與，其中，學(xué)習(xí)能力效能感相較于學(xué)習(xí)行為效能感的預(yù)測作用更強(qiáng)。這可能是因?yàn)閷W(xué)習(xí)行為效能感是對(duì)自身學(xué)習(xí)方法的預(yù)測與判斷，具有外顯性與易變性。④趙淑媛，陳志堅(jiān)：《大學(xué)生自我效能感對(duì)積極學(xué)業(yè)情緒和成就目標(biāo)定向的中介作用》，《中國健康心理學(xué)雜志》2022年第1期，第156-160頁。中學(xué)生可能對(duì)一些學(xué)習(xí)方法的運(yùn)用還存在不足之處，導(dǎo)致其學(xué)習(xí)行為效能感較低，最終影響其學(xué)習(xí)參與水平。

（2）教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)參與在人口學(xué)變量上的差異

本研究發(fā)現(xiàn)，教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)參與在性別、是否擔(dān)任班干部、年級(jí)上存在顯著差異。首先，男生在感知到的教師情感支持、學(xué)習(xí)參與及學(xué)業(yè)自我效能感上的得分均顯著高于女生。這可能因?yàn)橹袑W(xué)時(shí)期的男生更為外向、開朗，會(huì)更頻繁地與教師交往互動(dòng)，在這個(gè)過程之中更容易感知到教師的情感支持，增強(qiáng)自信心，進(jìn)而提升學(xué)習(xí)參與水平。這與前人的研究結(jié)果不盡相同，如黃藝璇研究發(fā)現(xiàn)女生感知到的教師情感支持高于男生①黃藝璇：《中學(xué)生領(lǐng)悟教師情感支持與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系》，廣西師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2020年，第18-19頁。，文超等人的研究發(fā)現(xiàn)，女生在學(xué)習(xí)參與上的得分高于男生②文超，張衛(wèi)，李董平，喻承甫，代維祝：《初中生感恩與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系：學(xué)習(xí)投入的中介作用》，《心理發(fā)展與教育》2010年第6期，第598-605頁。，出現(xiàn)不同結(jié)果的原因可能是源于研究對(duì)象存在差異。其次，擔(dān)任班干部的學(xué)生在三個(gè)變量上的得分均顯著高于非班干部學(xué)生。這可能是由于班干部與教師的交流和接觸較多，更容易得到教師的情感支持，從而提升學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)參與水平。最后，初中生在教師情感支持、學(xué)業(yè)自我效能感上的得分高于高中生。究其原因，可能是其學(xué)業(yè)難度隨著年級(jí)的增長逐漸加大，學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感以及所感知到的教師情感支持漸呈下降趨勢。

（3）學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持與學(xué)習(xí)參與之間起部分中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)業(yè)自我效能感在教師情感支持與學(xué)習(xí)參與之間起部分中介作用。第一，教師情感支持能夠增強(qiáng)學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感，而學(xué)業(yè)自我效能感的提升則會(huì)促使學(xué)生更積極地參與學(xué)習(xí)活動(dòng)。積極心理學(xué)（Positive Psychology）認(rèn)為，教師給予學(xué)生充分的情感支持，能夠促使學(xué)生充分發(fā)掘潛能，增強(qiáng)自信心，進(jìn)而提高學(xué)習(xí)參與的積極性和主動(dòng)性。第二，自我決定理論（Self-Determination Theory）認(rèn)為，情感支持作為個(gè)體基本心理需要之一，能夠促使學(xué)習(xí)者將其外部動(dòng)機(jī)內(nèi)化。③Wilson P M，Rodgers W M，Blanchard C M，Gessell J，“The Relationship Between Psychological Needs，Self-Determined Motivation，Exercise Attitudes，and Physical Fitness”，Journal of Applied Social Psychology，Vol.33，no.11（2003），pp.2373-2392.在本研究中，教師的情感支持促使學(xué)生形成了良好的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，使其學(xué)業(yè)自我效能感得以提升，進(jìn)而更踴躍地參與課內(nèi)外活動(dòng)。

此外，本研究也檢驗(yàn)了學(xué)業(yè)自我效能感兩個(gè)維度，即學(xué)習(xí)能力效能感和學(xué)習(xí)行為效能感的中介作用。雷浩等人研究發(fā)現(xiàn)，上述兩個(gè)維度分別在教師關(guān)懷行為和學(xué)生學(xué)業(yè)成績之間起中介作用④雷浩，徐瑰瑰，邵朝友，桑金琰：《教師關(guān)懷行為與學(xué)生學(xué)業(yè)成績的關(guān)系：學(xué)習(xí)效能感的中介作用》，《心理發(fā)展與教育》2015年第2期，第188-197頁。，這與本研究結(jié)果類似。本研究結(jié)果表明，教師情感支持可以通過學(xué)習(xí)能力效能感及學(xué)習(xí)行為效能感間接影響學(xué)生的學(xué)習(xí)參與，這可能是因?yàn)榻處煹那楦兄С痔嵘藢W(xué)生的學(xué)業(yè)自信心，認(rèn)為自身有能力完成相關(guān)學(xué)習(xí)任務(wù)，并相信自己能采取一定的學(xué)習(xí)方法和策略達(dá)到學(xué)習(xí)目標(biāo)，因而更有信心參與學(xué)習(xí)活動(dòng)。

2.建議

（1）加強(qiáng)教師對(duì)學(xué)生的情感支持，系牢師生之間的情感紐帶

舒茨的人際需要理論（Interpersonal Needs Theory）認(rèn)為，情感需要是個(gè)體在人際交往中建立并維持與他人親密情感聯(lián)系的需要。⑤Atelsek F J，Schutz W C，“Firo：A Three-Dimensional Theory of Interpersonal Behavior”，The American Catholic Sociological Review，Vol.20，no.2（1959），pp.148-149.情感需要的滿足有利于學(xué)生身心的健康成長，能夠促使其積極地參與學(xué)習(xí)活動(dòng)。因此，在師生的日常交往中，教師應(yīng)積極滿足學(xué)生的情感需求，進(jìn)一步提升其學(xué)習(xí)參與水平。首先，教師應(yīng)給予學(xué)生充分的人文關(guān)懷，不僅要在學(xué)業(yè)上悉心指導(dǎo)學(xué)生，還要及時(shí)關(guān)注學(xué)生潛在的心理問題和負(fù)面情緒，使他們?cè)谏詈蛯W(xué)習(xí)中都能感受到教師的情感支持。其次，教師應(yīng)積極參與教學(xué)技能、班級(jí)管理等相關(guān)培訓(xùn)活動(dòng)，及時(shí)更新教學(xué)知識(shí)及教育理念，進(jìn)一步提升專業(yè)水平。最后，教師應(yīng)積極營造有吸引力的課堂教學(xué)氛圍，豐富教學(xué)內(nèi)容及形式，充分調(diào)動(dòng)學(xué)生參與的積極性和主動(dòng)性，使學(xué)生全身心的參與課堂學(xué)習(xí)。

（2）增強(qiáng)學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感，形成積極的學(xué)業(yè)自我概念

學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)個(gè)體行為的影響，主要體現(xiàn)在對(duì)行為的選擇和堅(jiān)持上。因此，為提升學(xué)生的學(xué)習(xí)參與水平，應(yīng)增強(qiáng)學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感。首先，教師應(yīng)全面了解學(xué)生的最近發(fā)展區(qū)，充分挖掘?qū)W生潛能，發(fā)揮學(xué)生特長與優(yōu)勢，激發(fā)學(xué)生積極的自我認(rèn)知。其次，教師要引導(dǎo)學(xué)生將學(xué)業(yè)不良?xì)w因于自身的努力程度而非能力不足，避免其產(chǎn)生習(xí)得性無助。最后，學(xué)生應(yīng)根據(jù)自身實(shí)際情況，設(shè)置合理的學(xué)業(yè)目標(biāo)，在完成既定目標(biāo)的過程中不斷獲得成就感，形成積極的學(xué)業(yè)自我概念。

（3）積極構(gòu)建支持性的學(xué)校環(huán)境，充分發(fā)揮環(huán)境育人功能

生態(tài)系統(tǒng)理論（Ecological System Theory）指出，學(xué)校是影響青少年身心發(fā)展重要的微觀系統(tǒng)之一。①Bronfenbrenner U，“Toward an Experimental Ecology of Human Development”，American Psychologist，Vol.32，no.7（1977），pp.513-531.可見，構(gòu)建支持性的學(xué)校環(huán)境對(duì)提升學(xué)生學(xué)習(xí)參與水平至關(guān)重要。首先，學(xué)校應(yīng)完善和改進(jìn)辦學(xué)條件，優(yōu)化學(xué)校資源配置，為教師和學(xué)生更好地教與學(xué)提供支持性環(huán)境。其次，應(yīng)鼓勵(lì)教師與學(xué)生建立定期溝通機(jī)制，為學(xué)生更好地學(xué)習(xí)和發(fā)展提供良好的制度支持。最后，學(xué)校應(yīng)積極開展多樣化的實(shí)踐活動(dòng)，為師生之間的互動(dòng)交流創(chuàng)造有利條件，使師生在實(shí)踐活動(dòng)中增進(jìn)對(duì)彼此的了解，積極營造和諧、融洽的學(xué)校氛圍。