中學生感知到的數(shù)學教師支持與數(shù)學學習投入：內部動機的中介作用

侯茂琴+周以黎

〔摘要〕采用感知到的教師支持量表、學習投入量表和內部動機量表對四所中學的學生開展問卷調查，考察中國文化背景下中學生感知到的教師支持與學習投入的關系，探討內部動機在其中的中介效應；回收653份有效問卷。結果表明：（1）中學生感知到的數(shù)學教師支持、學習投入、內部動機兩兩顯著相關；（2）內部動機在感知到的數(shù)學教師支持與數(shù)學學習投入之間起部分中介作用。

〔關鍵詞〕中學生；數(shù)學學習投入；數(shù)學教師支持；內部動機

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2018）02-0008-04

隨著積極心理學研究的興起，人類的長處和積極心理能力得到廣泛的關注和研究。積極心理學關注的是人類的積極狀態(tài)；重視人格特質在個體生活中的調節(jié)和中介作用。主張以人實際的、潛在的具有建設性的力量和機能為出發(fā)點，用積極的心態(tài)來解讀人的行為和心理，并在此過程中尋求利于人們在良好條件下獲得幸福的各種因素[1]。在這種背景下，學習投入這一概念作為積極心理學的研究視角便應運而生。

Martinez等[2]根據(jù)工作投入的相關研究，提出“投入”涉及一種有堅持性的、普遍的認知情感狀態(tài)，學習投入是一種與學習相關的積極充實的精神狀態(tài)。包含行為投入、情緒投入和認知投入三個獨立的維度[3]。綜合以往有關學習投入的相關研究，研究者發(fā)現(xiàn)主要包括兩個方向，一是關于學習投入對學業(yè)成績的影響；另一個方向是對影響學習投入的個體和環(huán)境因素的研究。具體來看，學習投入對學業(yè)成就有正向的預測作用，能有效地預測學生學業(yè)成績[4]；這也就不難解釋家長和老師如此重視學生注意力，希望其專注、投入的原因了。在影響學習投入的因素中，研究者也進行了大量查閱，從個體方面來說，內部動機是一個重要的變量。內部動機（intrinsic motivation）指因學習活動本身的意義和價值所引起的動機，動機的滿足在活動之內，而不在活動之外；也就是說學生努力學習僅僅因為他們感興趣或者在活動中獲得樂趣 [5]，所以更能專注，不受外界影響，從而促進學習投入[6]，最終有助于學業(yè)成績的提高[7]。由此可以推測，內部動機和學習投入之間存在一定關系。

從環(huán)境的影響方面來看，來自同伴、教師、家庭的支持也能顯著地影響學習投入[8]。如中學生感知到來自教師的社會支持能顯著地預測學生在學業(yè)上的情感投入和行為投入水平[9]。柴曉運[10]對853名學生調查也發(fā)現(xiàn)，教師支持、自我概念等都可以有效促進學生的學習投入。

學習對于一個學生來講，是件重要的事，它關乎自尊、未來前途、父母老師同伴的喜愛，因此很想擁有一個好狀態(tài)，得到一個好成績；可是讓很多學生困擾的一個問題卻是無法投入學習，靜不下心；對學習不是喜歡，而是厭倦。在這個時候，那些自我約束不強的中學生而言，難免會選擇逃課、輟學。這種局面無論對學校、家長還是老師，都是一種挑戰(zhàn)。我相信不僅在中國，在其他任何國家，學生的學習投入都是一個大問題。因此，學習投入作為國外研究的熱點，也越來越受到國內研究者的青睞，但其作為學業(yè)倦怠的反面，讓更多的學者習以為常地把二者聯(lián)合研究，所以關于與學習投入有關的其他研究比較少。同時通過搜索也發(fā)現(xiàn)，對于學習投入的研究更多人選擇的研究對象是大學生，而缺乏對中學生的研究。所以本研究擬在中國文化背景下探討教師支持對中學生學習投入的影響：內部動機的中介作用。旨在引起教育者及學校對學生學習投入的重視，促進學生健康發(fā)展，并為如何提高學業(yè)投入提供指導和方向，也為后續(xù)研究提供相應基礎。

一、研究方法

（一）被試

研究采取分層隨機取樣的方式，選取云南省昭通市兩所初中、兩所高中的初一、初二、高一、高二年級學生。每所學校每個年級隨機抽取2個班參加測試。共發(fā)放問卷720份，有效問卷653份，在有效問卷中，男生330人，女生323人；初一169人，初二138人，高一153人，高二163人。

（二）研究工具

1.中學生感知到的數(shù)學教師支持問卷[11]，該問卷由柴曉運編制（2013）。在本研究中，總問卷內部一致性系數(shù)α為0.868，情感支持維度α系數(shù)為0.842，認知支持維度α系數(shù)為0.643，自主支持維度α系數(shù)為0.642。5點計分，從1～5依次代表完全不符合到完全符合。

2.學生數(shù)學學習投入量表[12]，學習投入的評價采用柴曉運（2015）編制的問卷，包含認知投入、情感投入、行為投入三個維度。在本研究中，總量表內部一致性系數(shù)α為0.888，情感投入維度α系數(shù)為0.68，認知投入維度α系數(shù)為0.839，行為投入維度α系數(shù)為0.795。5點計分，從1～5依次代表完全不符合到完全符合。

3.內部動機量表[13]，該量表由Deci編制，這是一個多維度測量工具，目的是評估學生對課堂教學活動的主觀感受。在本研究中，各分量表的信度分別為：興趣/喜愛α=0.866，勝任知覺α=0.775，努力α=0.671，價值/有用α=0.91，壓力和緊張α=0.716?？傂哦葹棣?0.921。可以看出分量表和總量表信度均達到可接受水平。

（三）研究程序

調查過程采用班集體施測，以紙筆方式進行，心理健康教師擔任主試，采用統(tǒng)一指導語，時間約15分鐘。

（四）統(tǒng)計處理

采用SPSS 11.5對數(shù)據(jù)進行相關、方差分析等數(shù)據(jù)處理。

二、 研究結果

（一）各變量之間的相關

表1列出了各個變量之間的相關系數(shù)，各變量相關均有統(tǒng)計學顯著性。具體來說，感知到的教師支持與學習投入呈正相關，即中學生感知到的教師支持越多，他們在學業(yè)上的學習投入會越高。內部動機與學習投入呈正相關，中學生的內部動機越強，則其在學習上的學習投入越多。

（二）內部動機在中學生感知到的數(shù)學教師支持與數(shù)學學習投入間的中介作用endprint

將根據(jù)Baron和Kenny[14]提出的中介效應檢驗程序，采用回歸分析的方法來驗證內部動機的中介作用。檢驗需要滿足四個要求：第一，預測變量必須與結果變量顯著相關。第二，預測變量必須與中介變量顯著相關。第三，中介變量應該與結果變量顯著相關。第四，在控制了中介變量的作用后，預測變量與結果變量的關系減弱或不顯著。通過表1可知前三個要求都滿足，于是采用層次回歸分析并控制人口學變量，建立回歸方程。在分析過程中，我們對所有的預測變量進行了標準化處理，并控制了青少年的性別、年級等人口學變量，具體控制方法是將性別虛擬化，女生編碼為2，男生編碼為1；分開對年級進行1～4級評定，1表示初一，4表示高二。回歸分析結果表明：內部動機在感知到的教師支持與學習投入間起部分中介作用。

從表2中可以看出，在加入內部動機后，性別的效應就不再顯著，對此筆者進一步對內部動機的性別差異進行T檢驗，發(fā)現(xiàn)男女生在內部動機上的差異顯著（t=2.97 ， p<0.05），男生所持的內部動機高于女生。就此，筆者認為性別差異不顯著是由于男女生在內部動機上存在差異導致的。同時，在加入內部動機后，教師支持對學習投入的影響作用減弱，因此，內部動機可能在教師支持與學習投入的關系之間起中介作用。

根據(jù)表3，可以看出當未加入中介變量時，中學生感知到的教師支持對學習投入有顯著的影響（β=0.612，p<0.01）。當加入內部動機變量后，中學生感知到的教師支持對學習投入仍然有顯著影響（β=0.319，p<0.01）。所以，內部動機在感知到的教師支持與學習投入之間起部分中介作用。

三、討論

本研究一方面從單一數(shù)學學科的角度，使用柴曉運編制的中學生感知到的數(shù)學教師支持問卷，證實了中國中學生感知到的數(shù)學教師支持可以顯著地預測其數(shù)學學習投入。與以往研究結果一致，中學生感知到的教師支持對學習投入有顯著的預測作用[15]。

另一方面，在證實了感知到的教師支持對學習投入的正向預測作用以后，研究者引入內部動機這一中介變量，對感知到的教師支持起作用的具體過程或機制進行了初步探討。結果發(fā)現(xiàn)，內部動機在感知到的教師支持與學習投入之間具有部分中介作用。很可能是因為青少年在接收到教師的支持之后內心產生了一種想要努力學習以回報教師的沖動，也就是說感知到的教師支持可能會促使中學生有更多的學習動機，進而促使他們有更多的學習投入。前人的研究也發(fā)現(xiàn)，在教師支持與學習投入之間的關系中，與自我相關的基本心理需要起中介作用[16]。因此，根據(jù)本研究的結果，在班級管理的過程中，可以通過改善中學生自身與學校環(huán)境、教師、同學的關系，從而促進他們對學習在今后發(fā)展中所起作用的認識，增加他們的內部學習動機，最終促進他們學習投入的提高。

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（作者單位：云南農業(yè)大學附屬中學心理健康中心，昆明，540000）

編輯/巨明珠 終校/衛(wèi) 虹endprint