馬 振,武麗莎,朱立明,陳秀梅

(1.唐山師范學院 教育學院,河北 唐山 063000;2.唐山師范學院 數(shù)學與計算科學學院,河北 唐山 063000)

1 問題提出

良好的學業(yè)成就有利于學生發(fā)展過程中良性循環(huán)的形成,而不良學業(yè)表現(xiàn)則是學生問題行為出現(xiàn)的預測變量[1]。

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論將個體與環(huán)境因素相結合的多元研究要求,在教師專業(yè)素養(yǎng)與學生學業(yè)成就間關系的研究中必須考慮個體特征的作用。其中,學習投入程度是影響個體學業(yè)成就的一個重要內部因素。學習投入是指個體在學習過程中具備的良好精神狀態(tài)和面臨挫折時的心理韌性,體現(xiàn)為個體能夠認識到學習的意義、對學習充滿熱情并沉浸于學習行為中,具體包括活力、奉獻和專注3個維度[2,3]。相關研究指出,學習投入程度能夠顯著正向預測中學生學業(yè)成就[4],其中機理可能是高學習投入的學生會體驗到學習的自豪與滿足感,并努力發(fā)掘和使用更深層次的認知策略[5]。教師因素與學生的學習投入存在關聯(lián),但關于教師專業(yè)素養(yǎng)與學生學習投入的關系研究較少。

本研究擬探討教師專業(yè)素養(yǎng)與學生學業(yè)成就的關系,并從學習投入視點探討其關系內在機理。

考慮到教師變量與個體變量間具有嵌套關系,本研究擬使用階層線性模型(hierarchical linear model,HLM)進行數(shù)據(jù)處理和分析,采用方杰等人提出的多層次中介模型(multilevel mediation model)中跨層級中介效應低層中介變量模型(cross-level mediation-lower mediator)或者簡稱2-1-1模型探討學習投入在教師專業(yè)素養(yǎng)與學生學業(yè)成就間可能存在的中介機制[6]。教師專業(yè)素養(yǎng)屬于層2變量,學習投入和學業(yè)成就屬于層1變量。研究假設為:教師專業(yè)素養(yǎng)對初中生學業(yè)成就具有正向預測作用;初中生學習投入在教師專業(yè)素養(yǎng)和初中生學業(yè)成就間起著中介作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究采用整體抽樣法進行被試選取,共回收18個班的有效問卷,其中包括教師問卷54份,學生問卷864份。教師的年齡范圍為25歲到62歲,M=39.24歲,SD=8.68,其中男性16人,女性38人。學生的年齡范圍為12歲到15歲,M=13.28歲,SD=1.66,其中男生333人,女生531人。

2.2 研究工具

2.2.1 教師專業(yè)素養(yǎng)量表

本研究采用朱立明等人由實證研究構建的教師專業(yè)素養(yǎng)測評量表,包含教師知識、教師能力、教師情感、教師信念4個維度,共37道題目,采用5點計分法(1代表“非常不符合”,5代表“非常符合”),總分越高說明教師專業(yè)素養(yǎng)越好。量表原有內部一致性信度為0.953,分半信度為0.921[7]。本研究中測量了每個班級語文、數(shù)學、英語3位教師,將3位教師專業(yè)素養(yǎng)的平均值作為班級中教師專業(yè)素養(yǎng)水平。

為了確保本研究使用工具的準確性,研究者就本研究數(shù)據(jù)進行了問卷的內部一致性信度檢驗,并采用驗證性因子分析檢驗了問卷的效度。驗證性因子分析結果表明:χ2=56.43,p<0.001,CFI=0.97,TLI=0.95,RMSEA=0.04[90%CI=(0.04,0.08)],SRMR=0.03,說明問卷結構效度良好?？偭勘淼腃ronbach’s α為0.72。

2.2.2 學業(yè)成就

采用張衛(wèi)等人編制的學業(yè)成就問卷[8]進行測量,要求中學生對自己在語文、數(shù)學、英語3門主科上的學業(yè)表現(xiàn)進行評價。問卷包含3個項目,采用5點計分,從“很不好”到“很好”分別計1～5分。計算3個項目的平均分來代表學生的學業(yè)成就,分數(shù)越高表示學業(yè)成就越高。本研究問卷的Cronbach’s α為0.76。

2.2.3 學習投入量表

本研究采用Schaufeli2002年編制、方來壇等人修訂的中文版學習投入量表[9],量表共17個條目,包括3個維度。采用7級計分(1表示“從來沒有過”,7表示“總是”)。在各個維度和總分上得分越高,表明學習投入水平越高。問卷的內部一致性信度檢驗結果表明:χ2=65.24,p<0.001,CFI=0.95,TLI=0.93,RMSEA=0.05[90%CI=(0.04,0.07)],SRMR=0.04,說明問卷具有良好的結構效度。該問卷內部一致性系數(shù)Cronbach’s α為0.86。

2.3 統(tǒng)計處理與分析

采用SPSS20.0統(tǒng)計軟件進行描述統(tǒng)計及相關分析,使用Mlpus8.0進行驗證性因子分析,使用HLM6.08進行跨層級中介效應分析。

在進行跨層級中介效應檢驗之前需對模型的適用性進行檢驗,采用的指標為ICC(1)、ICC(2)和rwg[6]。本研究中,教師專業(yè)素養(yǎng)的rwg指標的平均數(shù)和中位數(shù)分別為0.84,0.86。可見,層2變量的rwg指標均符合大于0.70的標準[10]。而教師專業(yè)素養(yǎng)的ICC(2)為0.91,也符合大于0.70的標準[11]。此外,以學業(yè)成就為因變量的ICC(1)為0.21,以學業(yè)投入為因變量的ICC(1)為0.15,均大于0.12的判斷標準。整體來說,本研究適合做多層級中介效應分析。在本研究中根據(jù)HLM數(shù)據(jù)處理的需要,對學業(yè)投入進行組均值中心化處理[12]。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

為了控制共同方法偏差對研究結果的影響,本研究中各問卷的計分方式不同:有的采用5點計分,有的采用7點計分;各問卷的反應語句也不同:有的是同意程度,有的是符合程度。因此,數(shù)據(jù)收集完成后,采用Harman單因子同源誤差檢驗法進行了共同方法偏差的檢驗。結果表明,特征值大于1的因子共有17個,且第一個因子解釋的變異量為24.34%,小于40%的臨界標準,說明共同方法偏差程度不明顯。

3.2 描述統(tǒng)計及相關分析

各變量的描述統(tǒng)計及相關分析結果詳見表1。由表1可知,在層2水平中性別、年齡與教師專業(yè)素養(yǎng)均無顯著相關性(p>0.05);在層1水平中,性別和年齡與學業(yè)投入和學業(yè)成就均不具有顯著相關性(p>0.05),學業(yè)投入與學業(yè)成就呈顯著正相關(r=0.49,p<0.01)。因此,在后續(xù)的中介效應檢驗過程中不再對性別、年齡控制變量進行統(tǒng)計分析。

3.3 學習投入在教師專業(yè)素養(yǎng)與中學生學業(yè)成就間的中介效應檢驗

研究采用方杰等人的方法進行了HLM分析,檢驗了2-1-1模型,具體的中介效應檢驗結果見表2。本研究將學習投入進行組均值中心化,且將平均的學習投入置于層2截距方程式中。

表1 各變量的描述統(tǒng)計結果及相關系數(shù)矩陣

表2 學業(yè)投入中介作用的多層線性模型分析結果

表2中,模型1檢驗了自變量(教師專業(yè)素養(yǎng))對因變量(學生學業(yè)成就)的直接效應,結果發(fā)現(xiàn)教師專業(yè)素養(yǎng)對學生學業(yè)成就具有顯著的正向作用(γ=0.42,p<0.01)。模型2檢驗了自變量和中介變量(學習投入)對因變量的效應結果,發(fā)現(xiàn)班級層面中,教師專業(yè)素養(yǎng)對學業(yè)成就具有顯著的正向作用(γ=0.28,p<0.01);在個體層面中,學習投入對學業(yè)成就具有顯著的正向作用(γ=0.52,p<0.05)。另外,模型3檢驗了自變量對中介變量的直接效應,結果發(fā)現(xiàn)教師專業(yè)素養(yǎng)對學生學習投入同樣具有顯著的正向作用(γ=0.23,p<0.001)。根據(jù)以上結果進行sobel test中介效應檢驗,結果發(fā)現(xiàn)學習投入的中介效應顯著(t=2.31,p<0.05),中介效應值為0.04,效應量為29.93%。從結果可知,學習投入在教師專業(yè)素養(yǎng)與學生學業(yè)成就之間起到部分的低層次中介作用。

4 研究討論

4.1 教師專業(yè)素養(yǎng)對初中生學業(yè)成就的正向預測作用

作為初中生的重要他人,教師因素對學生學業(yè)成就的影響體現(xiàn)在多方面。本研究采用朱立明等人[7]確定的教師專業(yè)素養(yǎng)評價指標體系來探索教師專業(yè)素養(yǎng)對初中生學業(yè)成就的影響。結果發(fā)現(xiàn),教師專業(yè)素養(yǎng)對學生學業(yè)成就具有顯著的正向預測作用。這一結果支持了研究假設,即教師專業(yè)素養(yǎng)水平越高,初中生學業(yè)成就越高,說明在初中階段教師的專業(yè)素養(yǎng)是學生學業(yè)成就的一個重要因素。

4.2 學業(yè)投入在教師專業(yè)素養(yǎng)與學業(yè)成就關系間的中介效應

本研究通過HLM分析發(fā)現(xiàn),學習投入在教師專業(yè)素養(yǎng)與學生學業(yè)成就之間起到部分的中介作用。即教師專業(yè)素養(yǎng)水平通過影響初中生的學業(yè)投入程度進而影響了學生的學業(yè)成就?！敖處煂I(yè)素養(yǎng)→學習投入→學業(yè)成就”這一中介模型假設,與Roeser等人[13]“情境——過程——結果模型”(context-process-outcome model)的基本觀點相符,情境因素(如教師專業(yè)素養(yǎng))會通過影響學生的心理過程(如學習投入),進而影響發(fā)展結果(如學業(yè)成就)的中介過程?；拘睦硇枨罄碚?Basic Psychological Needs Theory,BPNT)是自我決定理論中核心子系統(tǒng),認為個體最佳機能的實現(xiàn)需要三種基本心理需求的滿足,即勝任需求、自主需求、關系需求;而認知評估理論(Cognitive Evaluation Theory,CET)子系統(tǒng)解析了社會環(huán)境如何使個體產(chǎn)生更多的內在動機[14]。在本研究中,作為環(huán)境因素的教師專業(yè)素養(yǎng),其水平越高可能越能滿足學生的基本心理需要,激發(fā)學生更多的內部學習動機,進而表現(xiàn)出更高程度的學習投入,從而促進學生學業(yè)成就的提高。