深度學(xué)習(xí)關(guān)鍵影響因素研究
——以學(xué)前教育專(zhuān)業(yè)學(xué)生為例

邢付科，佘 佳，何燕秋

(1.昆明幼兒師范高等專(zhuān)科學(xué)校，云南昆明，650000；2.云南工程職業(yè)學(xué)院，云南昆明，650000)

一、問(wèn)題提出

20世紀(jì)以來(lái)，信息技術(shù)的更新迭代不斷沖擊社會(huì)生活的各個(gè)層面，充滿變數(shù)且快速發(fā)展的社會(huì)需要與之匹配的人才。傳統(tǒng)教學(xué)側(cè)重低階思維及知識(shí)記憶，引發(fā)的多是淺層學(xué)習(xí)，無(wú)法滿足社會(huì)發(fā)展對(duì)人才的要求，因此，旨在培養(yǎng)學(xué)生的批判思維及問(wèn)題解決能力的深度學(xué)習(xí)應(yīng)運(yùn)而生。[1]

深度學(xué)習(xí)起源于人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的研究，20世紀(jì)70年代被引入教育領(lǐng)域，但迄今為止，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在深度學(xué)習(xí)的基本內(nèi)涵、影響因素、實(shí)施路徑等很多方面尚未達(dá)成共識(shí)。[2]本文采納美國(guó)學(xué)者M(jìn)arton和Saljo對(duì)深度學(xué)習(xí)的界定，即淺層學(xué)習(xí)處于較低的認(rèn)知水平，是一種低級(jí)認(rèn)知技能的獲得，涉及低階思維活動(dòng)；而深度學(xué)習(xí)則處于高級(jí)的認(rèn)知水平，面向高級(jí)認(rèn)知技能的獲得，涉及高階認(rèn)知活動(dòng)。[3]

國(guó)外開(kāi)展深度學(xué)習(xí)研究較早，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)深度學(xué)習(xí)的關(guān)注始于2004年美國(guó)教育傳播與技術(shù)協(xié)會(huì)(AECT)在修訂教育技術(shù)定義時(shí)對(duì)深度學(xué)習(xí)的強(qiáng)調(diào)。[4]2004年至今，國(guó)內(nèi)的深度學(xué)習(xí)研究蓬勃發(fā)展，但課程知識(shí)碎片化、重復(fù)操練、死記硬背的淺層學(xué)習(xí)在現(xiàn)實(shí)教學(xué)情境中依然存在，目前依然尚未找到符合先進(jìn)教育理念的專(zhuān)業(yè)路徑，沒(méi)能找到解決課堂中普遍存在的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題的突破口。[3]國(guó)內(nèi)外深度學(xué)習(xí)研究成果中有不少作為工具性存在的教學(xué)模式和教育策略，可其在真實(shí)課堂情境中仍難以有效開(kāi)展。綜述發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外研究路徑主要有兩條：一條是發(fā)現(xiàn)問(wèn)題然后提出教育對(duì)策，中間缺少分析問(wèn)題產(chǎn)生原因的環(huán)節(jié)，導(dǎo)致教育策略的針對(duì)性和有效性受限；另一條有中間環(huán)節(jié)且力求全面，但由于原因多且分散，其架構(gòu)的教學(xué)模式過(guò)于復(fù)雜，難以被理解和運(yùn)用。綜上所述，找到關(guān)鍵原因或關(guān)鍵影響因素就可以簡(jiǎn)化及聚焦教學(xué)模式，便于一線教師理解掌握及運(yùn)用。所以，關(guān)鍵性影響因素具有重要的研究?jī)r(jià)值。

二、研究設(shè)計(jì)

本研究綜合分析現(xiàn)有研究成果并進(jìn)行歸納，發(fā)現(xiàn)深度學(xué)習(xí)影響因素基本可以概括為外在因素與內(nèi)在因素兩個(gè)方面，這與班杜拉三元交互理論相吻合，即個(gè)體行為、個(gè)體內(nèi)在、外在環(huán)境三者呈現(xiàn)交互作用的關(guān)系。[5]因此，本研究以班杜拉的三元交互決定模型為分析框架，初設(shè)個(gè)體行為、環(huán)境、個(gè)體內(nèi)在三個(gè)維度，再結(jié)合趙宗金等人的研究成果，即校園環(huán)境與社會(huì)性環(huán)境與深度學(xué)習(xí)水平的相關(guān)性明顯弱于其他因素[6]，修訂為個(gè)體內(nèi)在、個(gè)體行為兩個(gè)維度[7]。本研究根據(jù)高子硯等人提出的高職院校學(xué)生深度學(xué)習(xí)影響因素概念圖，將個(gè)體行為概括為師生互動(dòng)、同伴互動(dòng)、學(xué)習(xí)內(nèi)容互動(dòng)，將個(gè)體內(nèi)在概括為自我效能。[8]

(一)調(diào)查工具：“深度學(xué)習(xí)影響因素”量表

因?yàn)閹熒?dòng)、同伴互動(dòng)、學(xué)習(xí)內(nèi)容互動(dòng)、自我效能等與MSLQ量表、CEQ量表的具體維度有較多相似性，所以對(duì)這些因素的測(cè)量選擇MSLQ量表、CEQ量表和深度學(xué)習(xí)量表作為設(shè)計(jì)依據(jù)。學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)策略問(wèn)卷(MSLQ)由美國(guó)密西根大學(xué)Pintrich等人編制，已被多個(gè)國(guó)家和地區(qū)的研究人員使用，具有較高的內(nèi)部一致性，信度和效度良好。課程體驗(yàn)問(wèn)卷(CEQ)量表由Paul Ramsden設(shè)計(jì)，目的是測(cè)量學(xué)生感知的教學(xué)狀態(tài)。[9]深度學(xué)習(xí)量表由NSSE-China清華大學(xué)課題組結(jié)合已有理論及大量訪談結(jié)果編制而成，具有較高信效度。[10]

在MSLQ量表、CEQ量表和深度學(xué)習(xí)量表的基礎(chǔ)上，綜合考慮個(gè)體內(nèi)在和個(gè)體行為兩個(gè)初始維度，從中篩選題目構(gòu)成初測(cè)量表。經(jīng)過(guò)初測(cè)及統(tǒng)計(jì)分析，刪除無(wú)關(guān)變量后形成深度學(xué)習(xí)影響因素量表。該量表有四個(gè)維度，分別是自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果和學(xué)習(xí)水平。自我效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否有能力有效解決一項(xiàng)特定任務(wù)的感知和判斷，認(rèn)知策略是指用來(lái)調(diào)節(jié)和控制自己加工活動(dòng)的方法，課堂體驗(yàn)是指學(xué)生感知的教學(xué)狀態(tài)[6]，學(xué)習(xí)水平是指學(xué)生的深度學(xué)習(xí)程度。量表形式采用李克特五點(diǎn)量表法，每個(gè)題目均給出表示態(tài)度積極程度等級(jí)的答案(完全不符合、符合、一般、較符合、完全符合)，學(xué)生根據(jù)自身情況進(jìn)行選擇。

(二)調(diào)查樣本

采用深度學(xué)習(xí)影響因素量表作為調(diào)查工具，對(duì)某幼兒師范高等專(zhuān)科學(xué)校學(xué)生進(jìn)行隨機(jī)抽樣并回收有效問(wèn)卷143份。

(三)深度學(xué)習(xí)影響因素量表的信度和效度

1.信度分析

為驗(yàn)證問(wèn)卷題項(xiàng)設(shè)置的可信度，利用SPSS軟件進(jìn)行分析，結(jié)果如表1所示：各題項(xiàng)之間的相關(guān)性分析指標(biāo)“CITC值”均大于0.400，表明題項(xiàng)之間的相關(guān)性較高，結(jié)構(gòu)良好；指標(biāo)“項(xiàng)已刪除的α系數(shù)”顯示刪除任意題項(xiàng)，信度系數(shù)沒(méi)有明顯變化，表明各題項(xiàng)都有存在的必要性，不需要?jiǎng)h除；量表的Cronbach’s α為0.780，大于0.700，表明題項(xiàng)可信度較高。綜上所述，該問(wèn)卷的題項(xiàng)設(shè)計(jì)較為合理，質(zhì)量良好，信度較高，可以作為依據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析。

表1 信度分析結(jié)果

2.效度分析

效度分析結(jié)果如表2所示：KMO值為0.893>0.6，顯著性概率p=0.000<0.05，表示變量間有共同因素存在，適合進(jìn)行因素分析。在共同度指標(biāo)中，共同性越高，該題項(xiàng)與其他題項(xiàng)之間共同特質(zhì)越多，該題項(xiàng)也就越有影響力。分析結(jié)果顯示，所有題項(xiàng)的共同度都大于0.4，表明題項(xiàng)之間的共同特質(zhì)較多，題項(xiàng)信息可以被有效提取。解釋總變異量指標(biāo)中，四個(gè)因子的方差解釋率值分別是25.155%、17.966%、12.876%、10.992%，旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為66.990%，表明四個(gè)因子共可解釋全量表66.990%的變異量，因子和各題項(xiàng)設(shè)置合理。因子荷載系數(shù)指標(biāo)中，各題項(xiàng)的因子荷載系數(shù)大于0.4，表明題項(xiàng)和因子之間有對(duì)應(yīng)關(guān)系。綜上所述，該量表效度良好，適合進(jìn)一步分析。

表2 效度分析結(jié)果

三、研究過(guò)程

(一)自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果與學(xué)習(xí)水平的相關(guān)性

利用SPSS軟件對(duì)幾個(gè)變量做相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示：自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果與學(xué)習(xí)水平均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)(p<0.010)，表明自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)與學(xué)習(xí)水平都顯著相關(guān)，可以作進(jìn)一步分析。

表3 自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果與學(xué)習(xí)水平的相關(guān)性

(二)自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果對(duì)學(xué)習(xí)水平的影響

幾個(gè)變量的線性回歸分析如表4所示：方差膨脹系數(shù)VIF數(shù)值均在2.000以下，未大于評(píng)鑒指標(biāo)值10，表示進(jìn)入回歸方程式的自變量間沒(méi)有多元共線性問(wèn)題，模型較好。模型R方值為0.467，意味著自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果可以解釋學(xué)習(xí)水平46.7%的變化原因。三個(gè)自變量回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，模型較好。模型R方值為0.467，意味著自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果可以解釋學(xué)習(xí)水平46.7%的變化原因。三個(gè)自變量回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t值分別為6.111(p=0.000<0.01)、3.443(p=0.001<0.01)、0.841(p=0.402>0.05)，意味著自我效能感和認(rèn)知策略選擇都會(huì)對(duì)學(xué)習(xí)水平產(chǎn)生顯著影響，但課堂體驗(yàn)效果未達(dá)顯著水平。

表4 自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果對(duì)學(xué)習(xí)水平的線性回歸分析結(jié)果

(三)自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果對(duì)學(xué)習(xí)水平的影響程度分析

為研究自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果對(duì)深度學(xué)習(xí)的影響力，采用階層回歸分析法并依據(jù)表4中三個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的大小，依次導(dǎo)入自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果，分析結(jié)果如表5所示：在階層1中，自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)水平的解釋變異為38.0%，此解釋力達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著水平(ΔF=86.334，p=0.000<0.050)；階層2的回歸模型中再投入變量認(rèn)知策略選擇，則自我效能感與認(rèn)知策略選擇兩個(gè)變量共可解釋學(xué)習(xí)水平48.5%的變異量，排除自我效能感這個(gè)變量的影響，認(rèn)知策略選擇對(duì)學(xué)習(xí)水平的解釋力為10.5%，此解釋力達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著水平(ΔF=28.328，p=0.000<0.05)；階層3的回歸模型中再投入變量課堂體驗(yàn)效果，則自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果三個(gè)變量共可解釋學(xué)習(xí)水平48.8%的變異量，排除自我效能感和認(rèn)知策略選擇兩個(gè)變量的影響，課堂體驗(yàn)效果對(duì)學(xué)習(xí)水平的解釋力僅為0.4%，此解釋力未達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著水平(ΔF=1.008，p=0.317>0.05)。通過(guò)以上分析可知：從每個(gè)變量預(yù)測(cè)力的高低來(lái)看，對(duì)學(xué)習(xí)水平最具預(yù)測(cè)力的為自我效能感，其解釋變異量為38.0%，其次為認(rèn)知策略選擇，解釋變異量為10.5%，最后是課堂體驗(yàn)效果，解釋變異量?jī)H為0.4%。

表5 自我效能感、認(rèn)知策略選擇、課堂體驗(yàn)效果對(duì)學(xué)習(xí)水平的分層回歸分析結(jié)果 (n=143)

表6 課堂體驗(yàn)效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果 (n=143)

四、研究結(jié)論

(一)影響深度學(xué)習(xí)的關(guān)鍵因素

通過(guò)相關(guān)性分析、線性回歸分析和階層回歸分析，發(fā)現(xiàn)自我效能感與學(xué)習(xí)水平顯著相關(guān)，并會(huì)對(duì)學(xué)習(xí)水平產(chǎn)生顯著影響，而且對(duì)學(xué)習(xí)水平變異量的解釋力遠(yuǎn)高于認(rèn)知策略選擇和課堂體驗(yàn)效果，因此，自我效能感是影響深度學(xué)習(xí)的關(guān)鍵因素。

(二)課堂體驗(yàn)效果對(duì)于深度學(xué)習(xí)的影響路徑

在相關(guān)性分析中，課堂體驗(yàn)效果與學(xué)習(xí)水平顯著相關(guān)，但在線性回歸分析中不能顯著影響學(xué)習(xí)水平，表明課堂體驗(yàn)效果不是學(xué)習(xí)水平的直接影響因素，可能是通過(guò)影響自我效能感或者認(rèn)知策略選擇間接影響學(xué)習(xí)水平。在階層回歸分析中，變量課堂體驗(yàn)效果在變量認(rèn)知策略選擇之后導(dǎo)入回歸模型，引發(fā)的學(xué)習(xí)水平變異量?jī)H為0.4%，接近于零?？梢?jiàn)，課堂體驗(yàn)效果對(duì)于認(rèn)知策略選擇沒(méi)有明顯的調(diào)節(jié)作用。若假設(shè)課堂體驗(yàn)效果能夠通過(guò)自我效能感間接影響學(xué)習(xí)水平，則可以利用調(diào)節(jié)效應(yīng)分析法驗(yàn)證假設(shè)是否成立。驗(yàn)證結(jié)果如表5所示：在模型3中，自我效能與課堂體驗(yàn)的交互項(xiàng)呈現(xiàn)出顯著性(t=2.151，p=0.033<0.05)，這表明自我效能對(duì)于學(xué)習(xí)水平的影響幅度會(huì)因?yàn)檎n堂體驗(yàn)效果的不同而產(chǎn)生顯著差異。故可得出結(jié)論：課堂體驗(yàn)效果是調(diào)節(jié)中介，能夠通過(guò)自我效能感間接影響學(xué)習(xí)水平。

五、教育建議

研究發(fā)現(xiàn)，影響學(xué)生深度學(xué)習(xí)的關(guān)鍵因素是自我效能感，課堂體驗(yàn)作為調(diào)節(jié)變量能夠通過(guò)自我效能感間接影響學(xué)習(xí)深度。

自我效能感是人們對(duì)其組織和實(shí)施達(dá)成特定成就目標(biāo)所需行動(dòng)過(guò)程的能力的信念。[11]自我效能感本質(zhì)上是一個(gè)復(fù)雜的自我說(shuō)服過(guò)程，其形成和發(fā)展受到四種信息來(lái)源和個(gè)體認(rèn)知加工方式的影響，四種效能信息分別是親歷的掌握性經(jīng)驗(yàn)、替代性經(jīng)驗(yàn)、言語(yǔ)說(shuō)服、生理和情緒狀態(tài)。[11]外部干涉通過(guò)影響信息源及個(gè)體認(rèn)知加工方式降低或提升這種信念感。課堂體驗(yàn)作為自我效能感對(duì)深度學(xué)習(xí)的調(diào)節(jié)中介，會(huì)顯著影響效能感的變化，因此，教師可以通過(guò)外部干涉手段提升學(xué)生效能感。四種效能信息中對(duì)自我效能形成影響最大的是親歷的掌握性經(jīng)驗(yàn)[11]，其信息來(lái)源于個(gè)體的具身體驗(yàn)，因此，教師可以在具身認(rèn)知理論指導(dǎo)下設(shè)計(jì)一系列由易到難的親歷性體驗(yàn)任務(wù)，并通過(guò)設(shè)置難度適宜的目標(biāo)、搭建“腳手架”、提供積極反饋等方式提高任務(wù)完成率，讓學(xué)生獲得成就感，逐步強(qiáng)化完成任務(wù)的信心，提升自我效能感。除此之外，其他三種信息源及個(gè)人認(rèn)知加工方式都可以作為提升效能感的突破口。

總之，結(jié)構(gòu)復(fù)雜且難以理解的教學(xué)模式會(huì)給教師帶來(lái)挫敗感，打擊實(shí)施深度教學(xué)的積極性，而自我效能感關(guān)鍵影響因素的發(fā)現(xiàn)為教師提供了聚焦并簡(jiǎn)化教學(xué)模式的抓手，便于教師理解并制訂針對(duì)性強(qiáng)且有效的教育策略。