高中生學(xué)習(xí)投入的性別差異：父母、老師和同伴的影響

蔡 林

(1.四川工業(yè)科技學(xué)院思想政治理論教學(xué)部，四川德陽 618000；2.天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津 300387)

一、引言

古人云“人學(xué)始知道，不學(xué)非自然”，學(xué)習(xí)是一個人賴以生存的基礎(chǔ)，是一個組織永葆生機的前提，是一個國家文化傳承的命脈，是一個社會發(fā)展的關(guān)鍵。十九大報告指出要“加快建設(shè)學(xué)習(xí)型社會，大力提高國民素質(zhì)，推動建設(shè)學(xué)習(xí)大國”。不管是加快學(xué)習(xí)型社會的構(gòu)建，還是學(xué)習(xí)大國的建設(shè)其關(guān)鍵要素之一是提升民眾的學(xué)習(xí)參與度，提高民眾的學(xué)習(xí)投入。學(xué)習(xí)投入是個體在學(xué)習(xí)時表現(xiàn)出充實的、穩(wěn)定的、持續(xù)的、與學(xué)習(xí)相關(guān)的積極心理狀態(tài)，Schaufeli等人將其分為活力、奉獻和專注三個維度[1]?！盎盍Α笔侵笇W(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中始終精力充沛，有很強的心理彈性，愿意投入精力，面對學(xué)習(xí)困難不畏懼，勇于堅持；“奉獻”是指學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中能體驗到意義感、自豪感，對學(xué)習(xí)有飽滿的熱情；“專注”是指學(xué)習(xí)者聚焦于當前的學(xué)習(xí)狀態(tài)，很難從學(xué)習(xí)中脫離出來，以至于感覺時間過得很快。

高中是學(xué)校教育中承上啟下的重要階段，是學(xué)生“學(xué)會學(xué)習(xí)”核心素養(yǎng)培養(yǎng)的重要時期，是個體學(xué)習(xí)投入能力進一步得到發(fā)展的關(guān)鍵時段。2019年6月，國務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于新時代推進普通高中育人方式改革的指導(dǎo)意見》(簡稱《意見》)，《意見》要求在全國范圍內(nèi)有序推進選課走班。選課走班一方面使得學(xué)生能與更多的老師和同學(xué)接觸，能根據(jù)自身的興趣愛好進行選科學(xué)習(xí)，但另一方面因缺乏固定班級時老師的管理，需要學(xué)生更加主動的投入到學(xué)習(xí)活動中，在學(xué)習(xí)中體驗意義和價值。因此，探究高中生的學(xué)習(xí)投入及其影響因素，提升高中生學(xué)習(xí)投入水平，對學(xué)生的成長有著深遠的意義。

Bronfenbrenner的生態(tài)系統(tǒng)理論認為家庭、學(xué)校和同伴是影響青少年發(fā)展重要的微觀系統(tǒng)[2]。在家庭因素中，父母自主支持一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。有研究指出當父母信任孩子的學(xué)習(xí)能力、提供自主權(quán)和溫暖、強化孩子具體的學(xué)習(xí)行為、參與孩子的學(xué)習(xí)及學(xué)校和課堂的相關(guān)活動，可以幫助孩子形成正向的自我效能感[3]。孩子知覺父母的支持與期待時，通常能引起正向的學(xué)習(xí)動機[4]，學(xué)習(xí)動機的高低對學(xué)生學(xué)習(xí)投入有重要的影響[5]。而父母自主支持由不同維度構(gòu)成，Wang等人將父母自主支持分為提供選擇機會、給出解釋、承認觀點與感受3個維度[6]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：提供選擇機會、給出解釋、承認觀點與感受正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入。

學(xué)校是除家庭因素之外對學(xué)生發(fā)展影響最近端的微觀系統(tǒng)之一[7]。教師支持作為學(xué)校微觀系統(tǒng)的重要組成部分，對學(xué)生的信心、品質(zhì)和行為態(tài)度等多方面都有重要影響[8]，而學(xué)習(xí)投入作為一種行為態(tài)度，也會受學(xué)校環(huán)境，尤其是教師支持的影響[9]。當教師了解學(xué)生的需求，對學(xué)生提供足夠的支持與鼓勵[10]，可以幫助學(xué)生減少分心和偏差行為[11]，使學(xué)生在學(xué)習(xí)中更加努力和自信[12]，愿意投入精力到學(xué)習(xí)中。教師支持由不同維度構(gòu)成，包括學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度[13]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2:學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入。

同伴是影響學(xué)生發(fā)展的另外一個重要微觀系統(tǒng)之一[14]。同伴互助可以促進學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，Topping認為同伴互助是指在同伴間相互平等互惠的情形下主動求取知識的學(xué)習(xí)方式，在這個過程中同伴間彼此幫助并相互指導(dǎo)，其中包含同伴指導(dǎo)、同伴示范、同伴間學(xué)習(xí)行為監(jiān)督與同伴間學(xué)習(xí)成果的評定[15]。據(jù)此本研究將同伴互助分為互助意識、參與度和互助效果三個維度，并提出假設(shè)3：互助意識、參與度和互助效果正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入。

盡管家庭、學(xué)校和同伴都是影響學(xué)生發(fā)展的重要微觀系統(tǒng)，但這三者對學(xué)生的影響作用可能有性別差異。有研究顯示，女高中生獲得的父母自主支持顯著高于男高中生[16]。教師支持對女生的學(xué)習(xí)興趣預(yù)測力更強,師生關(guān)系對男生的學(xué)習(xí)興趣預(yù)測力更強[17]，學(xué)習(xí)興趣越強越有利于學(xué)習(xí)投入。女生的同伴依戀水平更高[18]，當遇到學(xué)習(xí)困難時更愿意尋求同伴幫助，更樂意投入到學(xué)習(xí)中。據(jù)此，本研究提出假設(shè)4：男女高中生學(xué)習(xí)投入影響因素不同。

二、研究方法

1.被試

采用整群抽樣法，在某中學(xué)高中部發(fā)放調(diào)查問卷500份，回收有效問卷490份，有效率98.00%。其中：高一年級287人(58.60%)，高二年級203人(41.40%)；男生234人(47.80%)，女生256人(52.20%)；農(nóng)村人口286人(58.37%)，城鎮(zhèn)人口204人(41.63%)；平均年齡為15.71歲(SD=0.72)。

2.調(diào)查問卷

自編基本信息問卷包括性別、戶籍所在地、年級、父母的婚姻狀況、家庭社會經(jīng)濟狀況等信息。

學(xué)習(xí)投入問卷由Schaufeli等[1]編制，方來壇，時勘和張風(fēng)華對該問卷進行了中文版修訂[19]。問卷共17個項目，包括活力、奉獻、專注三個維度，分別為6個、5個、6個項目，采用李克特7點計分。本研究中，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95、0.87、0.88和0.89。

父母自主支持問卷由Wang等[6]編制，共12個項目，包括提供選擇機會、給出解釋、承認觀點與感受3個維度，均為4個項目，采用李克特5點計分。本研究中，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.93、0.77、0.80和0.83。

教師支持問卷由Babad[13]編制，歐陽丹進行中文版修訂[20]。問卷共19個項目，包括學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度，分別為9個、6個、4個項目，采用李克特5點計分。本研究中，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85、0.75、0.76和0.71。

同伴互助學(xué)習(xí)問卷參照Topping的同伴互助的概念[15]，編制了同伴互助學(xué)習(xí)問卷，問卷分為互助意識、參與度和互助效果三個維度，每個維度各2個項目，采用李克特5點計分，總量表及其分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81、0.73、0.76和0.73。因子分析的擬合指數(shù)為：χ2=7.57，df=6，χ2/df=1.26，CFI=0.99，TLI=0.99,RMSEA=0.02，SRMR=0.01，表明問卷的三因素模型擬合較好, 問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.數(shù)據(jù)處理

采用SSPS22.0對數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計、差異性檢驗和回歸分析等統(tǒng)計分析。

三、研究結(jié)果

1.共同方法偏差控制與檢驗

本研究數(shù)據(jù)收集采用自我報告法，可能出現(xiàn)共同方法偏差問題。為減少共同方法偏差問題，在測試中進行了有關(guān)控制，如部分條目使用反向表述、強調(diào)答案沒有對錯之分等。進一步采用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，結(jié)果顯示，特征值大于1的因子共有9個，解釋了59.86%的變異，且第一個因子解釋的變異量為25.00%，遠小于40%的臨界值。因此，本研究測驗不存在嚴重的共同方法偏差。

2.學(xué)習(xí)投入及其影響因素的性別差異分析

采用獨立樣本t檢驗考查了男女生的學(xué)習(xí)投入、父母支持、教師支持、同伴互助學(xué)習(xí)及其各維度在性別上的差異情況，結(jié)果見表1。

表1 學(xué)習(xí)投入及其影響因素在性別上的差異檢驗

由表1可知，男女高中生在學(xué)習(xí)投入、父母支持和同伴互助總分及各維度分數(shù)上不存在顯著差異。男生獲得的教師支持總分和學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度分數(shù)均大于女生獲得的支持，且教師支持總分和能力支持差異顯著，但男女生的學(xué)習(xí)支持和情感支持不存在顯著差異。

3.男女高中生學(xué)習(xí)投入回歸分析對比

對男生和女生采用分層回歸法進行分析。將戶籍、年級、父母婚姻狀態(tài)、與誰居住和父母文化狀況等人口學(xué)變量納入第1層作為控制變量，將父母、教師和同伴三個水平自變量納入第2層，以學(xué)習(xí)投入總分作為因變量建立回歸方程，結(jié)果見表2。

表2 父母、教師、同伴水平自變量對學(xué)習(xí)投入的分層回歸分析

由表2可知，控制人口學(xué)變量影響后，男生和女生的回歸模型系數(shù)都顯著，具體如下：①學(xué)習(xí)支持、能力支持和參與度對男生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用(F=6.01***，R2=0.24)；②提供選擇機會、給出解釋、互助意識、參與度和互助效果對女生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用(F=6.79***，R2=0.25)；③父母支持中的提供選擇機會和給出解釋只對女高中生學(xué)習(xí)投入起正向顯著預(yù)測作用；④教師支持中的學(xué)習(xí)支持和能力支持只對男高中生學(xué)習(xí)投入起正向顯著預(yù)測作用；⑤同伴互助學(xué)習(xí)中的參與度對男女生的學(xué)習(xí)投入均起正向顯著預(yù)測作用，互助意識和互助效果只對女生有正向顯著預(yù)測作用。

四、討論

1.男女高中生學(xué)習(xí)投入及其影響因素的比較分析

高中生學(xué)習(xí)投入活力、奉獻兩個維度男生分數(shù)高于女生分數(shù)，在專注維度上女生分數(shù)高于男生分數(shù)，但均不存在顯著差異，這與已有研究結(jié)果相似[21]。這可能是因為女生做事情更加細心，所以專注高于男生，而男生好動，精力更充沛，所以活力和奉獻高于女生。男生活力奉獻高于女生，女生專注高于男生，但差異均不顯著，因此男生與女生的學(xué)習(xí)投入總分數(shù)差異不顯著。

男生獲得的教師支持總分和學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度分數(shù)均大于女生獲得的支持，且教師支持總分和能力支持差異顯著，這與張春梅和黃玲玉的研究結(jié)果不同[22]。這可能是因為研究對象不同導(dǎo)致的，張春梅和黃玲玉研究對象是流動初中生，本研究對象是普通高中生，已有研究顯示高中男生在課堂上更加積極主動，更愿意主動回答老師提出的有難度的問題[23]，更容易獲得能力上的支持。盡管男生在學(xué)習(xí)支持和情感支持上分數(shù)高于女生，但不存在顯著差異，這表明教師支持并不存在性別歧視，教師支持的總分上的差異顯著是由能力支持差異顯著導(dǎo)致的。

2.父母自主支持、教師支持、同伴互助學(xué)習(xí)對高中生學(xué)習(xí)投入的影響

第一，父母自主支持中的提供選擇機會、給出解釋和承認觀點與感受都能正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入，但只有提供選擇機會和給出解釋對女高中生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用，假設(shè)1部分成立。給予女高中生更多的機會進行選擇和更多的解釋更有利于其投入到學(xué)習(xí)中，這是因為相對于男生，女生的感情更細膩，情感體驗更豐富，更希望父母提供更多的選擇機會和更多的解釋。

第二，教師支持中的學(xué)習(xí)支持和能力支持正向預(yù)測高中生學(xué)習(xí)投入，情感支持正向預(yù)測女生學(xué)習(xí)投入，負向預(yù)測男生學(xué)習(xí)投入，能力支持和學(xué)習(xí)支持對男生的學(xué)習(xí)投入正向預(yù)測作用顯著，假設(shè)2部分成立。有研究顯示高中男生普遍比較積極主動，愿意參與互動，而女生則相對害羞內(nèi)斂[24]，在學(xué)習(xí)活動中普遍不太積極

主動，獲得教師的學(xué)習(xí)支持和能力支持可能相對較少。

第三，同伴互助學(xué)習(xí)中的參與度對男女生的學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用，互助意識和互助效果對女生學(xué)習(xí)投入有正向顯著預(yù)測作用，假設(shè)3部分成立。已有研究顯示，高中女生會更善于表達對朋友的關(guān)心以及接受朋友的幫助，對待同伴更加親密，使得女高中生的同伴溝通程度與同伴信任程度也高于男高中生，更能受到同伴喜愛[25]，從而更愿意在學(xué)習(xí)中尋求同伴的幫助，互助意識也更強烈，彼此更容易獲得更好的學(xué)習(xí)成績，更愿意投入學(xué)習(xí)時間與精力。

第四，高中男生學(xué)習(xí)投入的影響因素與女生不同，假設(shè)4成立。回歸分析發(fā)現(xiàn)，高中男生學(xué)習(xí)投入回歸方程(Y高中男生學(xué)習(xí)投入=X人口學(xué)變量+0.28X學(xué)習(xí)支持+0.25X能力支持+0.18X參與度+B)與高中女生學(xué)習(xí)投入回歸方程(Y高中女生學(xué)習(xí)投入=X人口學(xué)變量+0.34X提供選擇機會+0.32X給出解釋+0.19X互助意識+0.22X參與度+0.16X互助效果+B)既有共同點，也存在差異。高中男生的學(xué)習(xí)投入更多受到教師支持的影響，女生的學(xué)習(xí)投入更多的受到父母支持和同伴支持的影響,這與已有研究結(jié)果相似[26][27]。在高中男生中教師的學(xué)習(xí)支持對學(xué)習(xí)投入預(yù)測作用最大。在高中女生中父母提供選擇機會對學(xué)習(xí)投入預(yù)測作用最大。

五、結(jié)論與啟示

1.結(jié)論

通過對高中男生和女生學(xué)習(xí)投入及其影響因素的對比，本研究發(fā)現(xiàn)高中男生和女生在學(xué)習(xí)投入、父母支持和同伴互助總分及各維度分數(shù)上不存在顯著差異。男生獲得的教師支持總分和學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個維度分數(shù)均大于女生獲得的支持，且教師支持總分和能力支持差異顯著，但男女生的學(xué)習(xí)支持和情感支持不存在顯著差異?？刂迫丝趯W(xué)變量后，父母水平的提供選擇機會和給出解釋正向預(yù)測女生的學(xué)習(xí)投入，教師水平的學(xué)習(xí)支持和能力支持正向預(yù)測男生的學(xué)習(xí)投入，同伴水平的參與度正向預(yù)測男女生的學(xué)習(xí)投入，同伴水平的互助意識和互助效果正向預(yù)測女生的學(xué)習(xí)投入。

2.實踐啟示

由于男女高中生學(xué)習(xí)投入的影響因素既有相同的因素也有不同的因素，因此在提升男女高中生學(xué)習(xí)投入時既要采取普遍性措施也要采取有針對性的措施。具體來說可以從以下三方面著手：第一，在高中階段積極倡導(dǎo)同伴互助學(xué)習(xí)模式，采用同伴互助學(xué)習(xí)策略幫助高中生提高同伴互助參與度，從而提升男女高中生學(xué)習(xí)投入水平。此外，在幫助女高中生提高學(xué)習(xí)投入時，特別注意運用同伴互助學(xué)習(xí)意識和互助學(xué)習(xí)效果在其中的積極作用；第二，教師要更加注重為男高中生選擇適合自己的學(xué)習(xí)內(nèi)容，提供個性化學(xué)習(xí)支持，給予適當?shù)哪芰χС?；第三，父母要對女高中生提供更多選擇的自由，對其表達的信息予以重視、尊重，對其不明白的地方多給出解釋。