韓慧磊 吳軼鵬

（1.阜陽(yáng)師范大學(xué)化學(xué)與材料工程學(xué)院安徽 阜陽(yáng) 236037；2.西南大學(xué)教育學(xué)部 重慶 400715）

一、問(wèn)題的提出

學(xué)業(yè)成就不僅是高質(zhì)量教育教學(xué)的產(chǎn)出結(jié)果，也是學(xué)生學(xué)習(xí)質(zhì)量和素養(yǎng)發(fā)展的重要外顯指標(biāo)?！镀胀ǜ咧谢瘜W(xué)課程標(biāo)準(zhǔn)》（2017年版2020年修訂）對(duì)學(xué)生化學(xué)學(xué)業(yè)成就表現(xiàn)進(jìn)行4級(jí)水平的總體刻畫(huà)，并描述了不同水平化學(xué)學(xué)習(xí)結(jié)果的具體表現(xiàn)。［1］在化學(xué)教育相關(guān)研究中，部分學(xué)者關(guān)注于核心概念的相異構(gòu)想診斷研究，并逐漸轉(zhuǎn)向?qū)W(xué)生核心概念理解過(guò)程的實(shí)證研究，［2，3］促進(jìn)學(xué)生科學(xué)概念轉(zhuǎn)變；一部分學(xué)者則關(guān)注具體的教學(xué)方法對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成就和素養(yǎng)發(fā)展的促進(jìn)作用，如項(xiàng)目式學(xué)習(xí)、社會(huì)性科學(xué)議題、數(shù)字化實(shí)驗(yàn)等。［4-6］而有關(guān)化學(xué)學(xué)業(yè)成就與認(rèn)知和非認(rèn)知因素之間的關(guān)系探討則停留在理論論述或經(jīng)驗(yàn)總結(jié)層面，相關(guān)實(shí)證研究幾近沒(méi)有。［7］

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論，隨著學(xué)生的活動(dòng)范圍不斷拓展，學(xué)校納入到微觀系統(tǒng)中并對(duì)學(xué)生發(fā)展產(chǎn)生重要影響，其中主要是教師和學(xué)生之間的相互影響。感知教師支持行為指學(xué)生在學(xué)習(xí)生活中感受到來(lái)自教師的支持行為或態(tài)度。［8］其作為學(xué)校微觀系統(tǒng)的重要組成部分，對(duì)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。［9］已有研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生感知教師支持行為對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)和學(xué)業(yè)成就有正向預(yù)測(cè)作用。［10-12］化學(xué)學(xué)習(xí)成績(jī)作為學(xué)習(xí)結(jié)果，會(huì)受到教師支持行為的影響。

自我效能感指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否有能力完成某一行為的自我心理判斷。班杜拉指出自我效能感受到他人的言語(yǔ)、行為或態(tài)度的影響。當(dāng)學(xué)生感受到教師對(duì)自身的學(xué)習(xí)支持、情感支持或能力支持時(shí)，學(xué)生能夠產(chǎn)生成功的信念和追求成功的渴望，從而促進(jìn)學(xué)業(yè)成就。Brophy和Good指出：當(dāng)學(xué)生感受到教師的支持行為會(huì)引起內(nèi)部心理變化（如自我效能感）并最終影響學(xué)業(yè)成績(jī)。［13］已有研究表明自我效能感與學(xué)業(yè)成績(jī)/學(xué)業(yè)成就之間呈正相關(guān)，［14-16］自我效能感在學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和學(xué)業(yè)成績(jī)之間起調(diào)節(jié)作用，［16］化學(xué)學(xué)科中有關(guān)自我效能感與化學(xué)成績(jī)的相關(guān)研究也表明：學(xué)生的學(xué)習(xí)自我效能感與化學(xué)學(xué)業(yè)成績(jī)密切相關(guān)。［17］

綜上所述，提出本研究的假設(shè)：在化學(xué)學(xué)習(xí)中，學(xué)生感知教師支持行為能通過(guò)自我效能感間接影響化學(xué)成績(jī)。本研究擬采用量化研究方法，基于實(shí)證數(shù)據(jù)從化學(xué)學(xué)科角度探討高中生感知教師支持行為和自我效能感這兩個(gè)因素的現(xiàn)狀以及自我效能感是否在教師支持行為和化學(xué)成績(jī)之間存在中介效應(yīng)。

二、研究設(shè)計(jì)

1.研究對(duì)象

采取整群抽樣法對(duì)福建省漳州市某中學(xué)各年級(jí)兩個(gè)班學(xué)生進(jìn)行試測(cè)，共發(fā)放273份問(wèn)卷，經(jīng)數(shù)據(jù)清理，得到259份有效問(wèn)卷，有效率為94.87%。其中高一年級(jí)95人，高二年級(jí)79人，高三年級(jí)85人；男生93人，女生166人。問(wèn)卷由各班班主任進(jìn)行發(fā)放和收集。

2.研究工具

（1）學(xué)生感知教師支持行為問(wèn)卷

采用由歐陽(yáng)丹參考Babad學(xué)者研究、專家建議和課堂觀察等結(jié)果編制而成的學(xué)生感知教師支持行為問(wèn)卷。［8］問(wèn)卷由學(xué)習(xí)支持、情感支持和能力支持三個(gè)維度組成，共19個(gè)題項(xiàng)。其中，學(xué)習(xí)支持指學(xué)生在學(xué)習(xí)過(guò)程中感受到教師的支持，如題15“當(dāng)我回答問(wèn)題時(shí)，老師都會(huì)微笑地看著我”，共由9個(gè)題項(xiàng)組成；情感支持指學(xué)生感受到的教師情感上的支持，如題10“我的作業(yè)常得到老師表?yè)P(yáng)”，共由6個(gè)題項(xiàng)組成；能力支持指學(xué)生感受到的教師對(duì)其能力的肯定，如題8“老師認(rèn)為我總是有能力完成難度較大的作業(yè)或任務(wù)”，共由4個(gè)題項(xiàng)組成。問(wèn)卷采用6點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”。問(wèn)卷整體的Cronbach′s α為0.91，學(xué)習(xí)支持、情感支持和能力支持各維度的Cronbach′s α分別為0.78，0.82，0.76。

（2）自我效能感問(wèn)卷

借鑒Glynn等學(xué)者和Salta等學(xué)者所開(kāi)發(fā)的問(wèn)卷，［18，19］結(jié)合本研究目的，抽取“自我效能感（Self-Efficacy，SE）”維度并進(jìn)行本土化改編，組成自我效能感問(wèn)卷。問(wèn)卷共包含4個(gè)題項(xiàng)，采用五點(diǎn)計(jì)分，從“從不”到“經(jīng)?！?。對(duì)其進(jìn)行探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，Bartlett球形檢驗(yàn)P＜0.001；KMO=0.856，共提出1個(gè)因子，解釋率約為83.21%。對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié) 果 如下：χ2/df為2.887，CFI為0.996，GFI為0.988，TLI為0.987，RSMEA為0.086，表明數(shù)據(jù)擬合良好。問(wèn)卷整體Cronbach′s α為0.93，平均方差萃取量大于0.5，表明問(wèn)卷具有很好的信效度。

（3）化學(xué)學(xué)習(xí)成績(jī)

將被試近期期中考試成績(jī)?cè)谀昙?jí)內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)化作為最終化學(xué)學(xué)習(xí)成績(jī)。

3.分析過(guò)程

使用SPSS26.0軟件對(duì)教師支持行為和自我效能感問(wèn)卷進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，并通過(guò)方差分析進(jìn)行性別和年級(jí)的差異檢驗(yàn)；采用常見(jiàn)的Harman單因子法檢驗(yàn)共同方法偏差。結(jié)果顯示：得到的4個(gè)因子解釋了60.12%的變異，第一個(gè)因子的方差變異小于40%的臨界值，因此不存在明顯的共同方法偏差；使用AMOS23.0軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，并采用Bootstrap法進(jìn)行中介檢驗(yàn)。考慮到教師支持行為各維度題項(xiàng)較多，可能會(huì)產(chǎn)生較大的參數(shù)估計(jì)偏倚，因此將3個(gè)維度題項(xiàng)打包，以維度平均分作為觀測(cè)變量對(duì)教師支持行為進(jìn)行表征。［20］

三、研究結(jié)果

1.教師支持行為與自我效能感的現(xiàn)狀分析

（1）教師支持行為與自我效能感的現(xiàn)狀

以教師支持行為和自我效能感問(wèn)卷得分均值作為被試的感知教師支持行為和自我效能感得分，對(duì)教師支持行為及各維度和自我效能感進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，得分越高，表明感知到的教師支持行為和自我效能感越強(qiáng)。高中生感受教師支持行為均值4.19±0.77（六點(diǎn)計(jì)分），學(xué)習(xí)支持、情感支持和能力支持三個(gè)維度均值依次為4.30±0.71，4.43±0.90，3.59±1.12，表明學(xué)生感受到的教師的支持行為處于中等水平，能力支持維度有待提高。自我效能感的得分為3.75±1.14（五點(diǎn)計(jì)分），表明高中生的自我效能感處于較高水平。

（2）教師支持行為與自我效能感的性別差異

采用描述性統(tǒng)計(jì)和獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)不同性別學(xué)生感知教師支持行為和自我效能感的平均分進(jìn)行差異檢驗(yàn)，得出高中生感知教師支持行為與自我效能感性別差異情況如表1所示。

由表1可見(jiàn)，男生感知的教師支持行為略高于女生，但不存在顯著性差異。具體到各維度，在情感支持和能力支持維度上，男生的均分高于女生，而學(xué)習(xí)支持維度女生略高于男生，但均不存在顯著性差異。在自我效能感方面，男生得分也略高于女生，也不存在顯著性差異。

表1 高中生感知教師支持行為與自我效能感的性別差異

（3）教師支持行為與自我效能感的年級(jí)差異

采用描述性統(tǒng)計(jì)和單因素方差分析對(duì)不同年級(jí)學(xué)生感知教師支持行為和自我效能感的平均分進(jìn)行差異檢驗(yàn)，得出高中生感知教師支持行為和自我效能感年級(jí)差異情況如表2所示。

表2 高中生感知教師支持行為與自我效能感的年級(jí)差異

由表2可知，學(xué)生感受到的教師支持行為和具體的學(xué)習(xí)支持、情感支持維度均隨著年級(jí)的增長(zhǎng)不斷上升，但各年級(jí)不存在顯著差異。而能力支持維度，在高三年級(jí)有所減弱，但不存在年級(jí)差異。在自我效能感方面，高二年級(jí)平均得分最高，為4.16±0.96，而高三年級(jí)的平均得分最低，僅為3.38±1.34。WelchF=9.99，P＜0.001，表明多組之間的均值差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，故采用Games-Howell進(jìn)行事后分析。分析結(jié)果表明，高二年級(jí)學(xué)生的自我效能感與高一年級(jí)、高三年級(jí)均存在顯著性差異（P=0.01，P＜0.001），而高一年級(jí)和高三年級(jí)不存在差異（P=0.10）。

2.教師支持行為、自我效能感和化學(xué)成績(jī)之間的關(guān)系

（1）教師支持行為、自我效能感和化學(xué)成績(jī)之間的相關(guān)

已有研究指出教師支持行為和自我效能感可以預(yù)測(cè)學(xué)生成績(jī)，故對(duì)教師支持行為、自我效能感與化學(xué)成績(jī)的相關(guān)性進(jìn)行了分析，得出高中生感受教師支持行為、自我效能感和化學(xué)成績(jī)的相關(guān)性如表3所示。

表3 教師支持行為與自我效能感、化學(xué)成績(jī)之間的相關(guān)

在相關(guān)性方面，教師支持行為、自我效能感和化學(xué)成績(jī)之間均呈現(xiàn)顯著相關(guān)（r=0.14，P＜0.05；r=0.16，P＜0.01）。教師支持行為與自我效能感之間也存在顯著的正相關(guān)（r=0.23，P＜0.01）。具體到教師支持行為各維度與自我效能感和化學(xué)成績(jī)的相關(guān)，學(xué)習(xí)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）均與自我效能感存在顯著相關(guān)，情感支持（r=0.17，P＜0.01）和能力支持（r=0.15，P＜0.05）也與化學(xué)成績(jī)存在顯著相關(guān)，而學(xué)習(xí)支持（r=0.08，P＞0.05）與化學(xué)成績(jī)不存在顯著相關(guān)。

（2）自我效能感在教師支持行為與化學(xué)成績(jī)之間的中介效應(yīng)

假設(shè)自我效能感為教師支持行為和化學(xué)成績(jī)之間的中介變量，其中自變量教師支持行為為潛變量，由三個(gè)維度題項(xiàng)打包后的觀測(cè)變量表征；中介變量自我效能感為潛變量，由四個(gè)題項(xiàng)組成的觀測(cè)變量所表征；因變量化學(xué)成績(jī)屬于觀測(cè)變量。采用AMOS23.0軟件對(duì)其進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模，并采用最大似然估計(jì)法對(duì)模型擬合及各個(gè)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，具體路徑圖見(jiàn)圖1。數(shù)據(jù)擬合結(jié)果如下：χ2/df為1.483，CFI為0.993，IFI為0.993，TLI為0.990，RSMEA為0.043，SRMR為0.024，表明該模型擬合良好，為進(jìn)一步檢驗(yàn)提供基礎(chǔ)。［21］

圖1 自我效能感的中介效應(yīng)模型

采用Bootstrap檢驗(yàn)，得到各路徑的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)及各標(biāo)準(zhǔn)誤和置信區(qū)間，具體結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 自我效能感中介模型的效應(yīng)分解

采用溫忠麟等人改良的因果逐步回歸法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。［22］從表5中可知，教師支持行為到化學(xué)成績(jī)總效應(yīng)c=0.148，路徑顯著（P＜0.05），表明自變量對(duì)因變量有預(yù)測(cè)作用。教師支持行為至自我效能感的路徑顯著（γ=0.247，P＜0.001），且自我效能感到化學(xué)成績(jī)的路徑也顯著（γ=0.129，P＜0.05）。教師支持行為到自我效能感到化學(xué)成績(jī)的中介路徑也顯著（γ=0.032，P＜0.05），其95%置信區(qū)間介于0.003-0.088，存在部分中介效應(yīng)。此時(shí)，自我效能感對(duì)化學(xué)成績(jī)的中介效應(yīng)估計(jì)值是0.032，即自我效能感對(duì)化學(xué)成績(jī)的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的21.62%。

四、研究結(jié)論與啟示

1.研究結(jié)論

通過(guò)調(diào)查分析和結(jié)構(gòu)方程建模，得出以下結(jié)論：

（1）高中生感知教師支持行為處于中等水平，學(xué)生感受到的教師能力支持還有待提高。高中生自我效能感處于較高水平。

（2）教師支持行為及其子維度和自我效能感均不存在顯著的性別差異，而教師支持行為及其子維度在年級(jí)上均呈遞增趨勢(shì)，但不在顯著性差異。自我效能感在年級(jí)中存在顯著性差異，其中高二年級(jí)和高一年級(jí)、高三年級(jí)存在顯著差異，而高一和高三不存在顯著的年級(jí)差異。

（3）教師支持行為、自我效能感和化學(xué)成績(jī)之間均呈現(xiàn)顯著相關(guān)，但學(xué)習(xí)支持與化學(xué)成績(jī)不存在顯著相關(guān)。

（4）自我效能感在教師支持行為和化學(xué)成績(jī)間有部分中介效應(yīng)，具體效應(yīng)值為0.032，占總效應(yīng)的21.62%。

2.研究啟示

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論，教師作為教育實(shí)踐活動(dòng)的主體，其言行舉止均會(huì)對(duì)學(xué)生產(chǎn)生重要影響。但教師的實(shí)際支持行為和學(xué)生感知到的教師支持行為存在漏斗效應(yīng)。本研究中高中生感受教師支持行為處于中等水平，與已有研究相一致，［23］也進(jìn)一步表明教師要在平時(shí)的課堂教學(xué)過(guò)程給予學(xué)生更多的支持行為。

在學(xué)習(xí)支持方面，教師應(yīng)靈活采用評(píng)價(jià)方式和教學(xué)反饋。已有研究表明，課堂評(píng)價(jià)對(duì)課堂教學(xué)的反饋和促進(jìn)教學(xué)質(zhì)量的提升起到非常重要的推動(dòng)作用。［24］在化學(xué)教學(xué)中，教師應(yīng)依據(jù)化學(xué)學(xué)業(yè)質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)和化學(xué)學(xué)科核心素養(yǎng)水平，采用多種評(píng)價(jià)方式進(jìn)行教學(xué)評(píng)一體化設(shè)計(jì)，給予學(xué)生積極的反饋。在課前，教師可采用訪談法、口語(yǔ)報(bào)告、問(wèn)卷調(diào)查等方法對(duì)學(xué)生的相異構(gòu)想進(jìn)行測(cè)查，及時(shí)探查學(xué)情并以此為生長(zhǎng)點(diǎn)進(jìn)行相應(yīng)的教學(xué)評(píng)一體化設(shè)計(jì)，促進(jìn)學(xué)生科學(xué)概念的轉(zhuǎn)變。在教學(xué)過(guò)程中，教師應(yīng)明確評(píng)價(jià)目標(biāo)，并開(kāi)展多樣化、持續(xù)性的課堂教學(xué)評(píng)價(jià)，及時(shí)、準(zhǔn)確地診斷學(xué)生素養(yǎng)水平的變化和教學(xué)目標(biāo)的達(dá)成情況，并依據(jù)學(xué)生的反饋對(duì)教學(xué)做出適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，增強(qiáng)學(xué)生感受到的學(xué)習(xí)支持。

在能力支持方面，教師應(yīng)形成合適、積極的期望。附屬內(nèi)驅(qū)力理論表明，學(xué)生會(huì)為了贏得教師的贊許而努力學(xué)習(xí)，取得好成績(jī)。而在實(shí)際教學(xué)中，教師往往會(huì)因?yàn)楦呖己蜕龑W(xué)率的壓力導(dǎo)致忽略了學(xué)生的實(shí)際情況，對(duì)學(xué)生存在過(guò)高或過(guò)低的期望，從而削弱了學(xué)生的積極性。教師應(yīng)該用發(fā)展、變化的眼光看待學(xué)生的成長(zhǎng)，結(jié)合學(xué)生的實(shí)際情況，形成正確的期望。在具體的教學(xué)中，應(yīng)結(jié)合不同層次學(xué)生的水平，設(shè)計(jì)有難度梯度的問(wèn)題和活動(dòng)，讓每一位學(xué)生都有表現(xiàn)自己的機(jī)會(huì)，并發(fā)現(xiàn)學(xué)生的長(zhǎng)處，積極進(jìn)行表?yè)P(yáng)和鼓勵(lì)，使學(xué)生獲得能力增長(zhǎng)的具體體驗(yàn)。

此外，教師也要改善師生關(guān)系，加強(qiáng)師生的情感互動(dòng)。已有研究表明權(quán)威型教師領(lǐng)導(dǎo)方式與青少年消極學(xué)業(yè)情緒呈極其顯著正相關(guān)，而民主型教師領(lǐng)導(dǎo)方式與積極學(xué)業(yè)情緒呈顯著正相關(guān)，并有良好的正向預(yù)測(cè)作用。［25］因此，在教學(xué)情感互動(dòng)情景的構(gòu)建中，教師應(yīng)注重與學(xué)生之間的平等關(guān)系，并站在學(xué)生的角度去理解學(xué)生的情感和思想。同時(shí)，投入真誠(chéng)的情感，使學(xué)生“親其師，信其道”。

本研究中自我效能感在教師支持和化學(xué)成績(jī)之間存在中介作用，因此，在教學(xué)中也要重視自我效能感的培養(yǎng)，使學(xué)生從教師的“我認(rèn)為你能”到學(xué)生的“我認(rèn)為我能”正向轉(zhuǎn)化。成就動(dòng)機(jī)歸因理論指出當(dāng)學(xué)生將成功歸因于內(nèi)部、穩(wěn)定、可控制的因素，就會(huì)產(chǎn)生積極的情感情緒，增強(qiáng)自我效能感。因此，教師要盡可能關(guān)注學(xué)生的個(gè)體差異，引導(dǎo)學(xué)生多從自身內(nèi)部做成敗歸因，培養(yǎng)學(xué)生的自我效能感。對(duì)于經(jīng)常把學(xué)習(xí)失敗歸因于外在因素的學(xué)生，要幫助其明白外部因素不是學(xué)習(xí)成績(jī)的決定性因素。而在內(nèi)部歸因方面，既要避免學(xué)生驕傲自滿，又要避免失敗能力歸因的學(xué)生缺乏自信。同時(shí)，教師要通過(guò)不同的教學(xué)方式、評(píng)價(jià)方式以及有難度梯度的問(wèn)題，讓不同類型的學(xué)生體驗(yàn)到學(xué)習(xí)成功的愉悅感，增強(qiáng)學(xué)生的自我效能感。