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    感知的父母及教師支持與學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機:學(xué)習(xí)興趣和自我效能感的多重中介作用 *

    2021-04-02 11:14:52孫小堅宋乃慶梁學(xué)友
    心理與行為研究 2021年1期
    關(guān)鍵詞:持續(xù)性動機效能

    孫小堅 宋乃慶 梁學(xué)友

    (1 西南大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院,重慶 400715) (2 西南大學(xué)基礎(chǔ)教育研究中心,重慶 400715)

    (3 中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心西南大學(xué)分中心,重慶 400715) (4 西南大學(xué)附屬中學(xué),重慶 400715)

    1 問題提出

    近年來涵蓋了科學(xué)、技術(shù)、工程、藝術(shù)和數(shù)學(xué)的STEAM(science, technology, engineering, art,and mathematics)教育受到研究者的青睞。STEAM教育是任意兩門或多門學(xué)科間的有機整合(National Academy of Engineering and National Research Council,2014),有利于專業(yè)型和綜合型人才的培養(yǎng),因而得到快速發(fā)展。在促進STEAM 教育的發(fā)展過程中,培養(yǎng)學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)動機是一種重要方法,STEAM 學(xué)習(xí)動機是誘發(fā)和維持個體STEAM 學(xué)習(xí)行為的內(nèi)在動力(Rosenzweig & Wigfield, 2016),推動個體的學(xué)習(xí)過程(Schunk, Meece, & Pintrich,2014),也是有效教學(xué)的重要組成部分(Christophel,1990)。

    學(xué)習(xí)動機包括認知、情感和行為三個方面(Schunk et al., 2014),其中認知強調(diào)學(xué)生的目標(biāo)、計劃和期望等,情感強調(diào)學(xué)生的興趣和喜好等(Pintrich, Smith, Garcia, & McKeachie, 1991),行為則強調(diào)學(xué)生對學(xué)習(xí)活動的選擇和堅持性(Maehr,1976)。Maehr 使用持續(xù)性動機(continuing motivation)來表征該行為層面,持續(xù)性動機是指學(xué)生放學(xué)后繼續(xù)跟進其在課堂期間所接觸的任務(wù)或從事與課堂任務(wù)相關(guān)的課外活動的行為模式,該行為模式不受外界壓力和約束的影響。其表征的是學(xué)習(xí)經(jīng)歷在多大程度上可以培養(yǎng)學(xué)生學(xué)習(xí)的持續(xù)性意愿,而不只是在特定時間學(xué)習(xí)到的知識(Maehr, 1976)。持續(xù)性動機強調(diào)個體的行為不受外界壓力和約束的影響,這與內(nèi)部動機有相似之處,多數(shù)情況下的持續(xù)性動機屬于內(nèi)部動機(Fortus &Vedder-Weiss, 2014)。另外,持續(xù)性動機還強調(diào)個體的活動選擇和堅持性等行為,而非使個體產(chǎn)生某行為的念頭、態(tài)度或興趣,因此,持續(xù)性動機與其他動機構(gòu)念如內(nèi)部動機和興趣等存在不同之處(Fortus & Vedder-Weiss, 2014; Maehr, 1976)。動機的行為層面對培養(yǎng)學(xué)生綜合實踐能力、真實問題解決能力、以及對未來STEAM 職業(yè)和專業(yè)發(fā)展均有重要影響,因而有必要對其進行探討(Dou,Hazari, Dabney, Sonnert, & Sadler, 2019)。

    以往研究表明,影響學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)動機的因素較多,其中父母和教師支持、學(xué)習(xí)興趣以及自我效能感等因素的影響較為明顯(Christensen,Knezek, & Tyler-Wood, 2015;Schunk et al., 2014;Vedder-Weiss & Fortus, 2013;Wentzel & Brophy,2014)。下面將具體闡述這些因素與STEAM 學(xué)習(xí)動機(特別是持續(xù)性動機)間的關(guān)系。

    1.1 學(xué)習(xí)興趣與STEAM 持續(xù)性動機

    學(xué)習(xí)興趣是使個體認識和研究某事物,從而獲得知識的心理特征,是推動人們進行求知的內(nèi)部力量,也是個體終身學(xué)習(xí)的重要支撐(李淼云,宋乃慶, 盛雅琦, 2019; 李淼云, 宋乃慶, 俞向軍,2019)。學(xué)習(xí)興趣會影響學(xué)生的STEAM 持續(xù)性動機(Herndon, 1987; Sha, Schunn, Bathgate, & Ben-Eliyahu, 2016; Shernof & Hoogstra, 2001; Story &Sullivan, 1986)。Herndon 的研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)在教學(xué)中激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣時,其持續(xù)性動機的強度明顯高于未激發(fā)學(xué)習(xí)興趣的學(xué)生。另外Sha 等對6年級學(xué)生的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn),學(xué)生的科學(xué)學(xué)習(xí)興趣對其科學(xué)活動的選擇(持續(xù)性動機)和參與情況具有顯著的正向預(yù)測作用。

    1.2 自我效能感與STEAM 持續(xù)性動機

    自我效能感是個體對自身能夠順利完成某任務(wù)以達到既定目標(biāo)的一種信念,是對自身能力水平的認識。Bandura(1997)發(fā)現(xiàn)自我效能感對學(xué)習(xí)動機的成分(如活動選擇、努力水平、毅力和情感反應(yīng)等)有顯著影響。自我效能感作為持續(xù)性動機的關(guān)鍵成分,其對學(xué)生的持續(xù)性動機同樣具有積極作用(Garcia & Pintrich, 1996)。Artino(2009)探討了大學(xué)生的動機信念(自我效能感等)對其選擇STEAM 相關(guān)課程的持續(xù)性動機的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我效能感對持續(xù)性動機具有顯著預(yù)測作用,自我效能感能夠正向預(yù)測學(xué)生選擇STEAM 課程的持續(xù)性動機。另外,Sha 等(2016)的研究發(fā)現(xiàn)學(xué)生的科學(xué)自我效能感對其在科學(xué)相關(guān)活動的選擇和參與情況均具有顯著的正向預(yù)測作用,并且自我效能感對活動選擇的預(yù)測作用要強于其對活動參與的預(yù)測作用。

    1.3 父母支持與STEAM 持續(xù)性動機、學(xué)習(xí)興趣及自我效能感

    父母是家庭教育中的主要執(zhí)行者,其言傳身教對子女學(xué)習(xí)習(xí)慣、學(xué)習(xí)品質(zhì)的養(yǎng)成有直接的作用。Vedder-Weiss 和Fortus(2013)探討了以色列五至八年級學(xué)生感知的社會支持(包括父母、同伴、教師及學(xué)校支持)和學(xué)生STEAM 投入程度及學(xué)習(xí)目標(biāo)間的關(guān)系,結(jié)果表明學(xué)生感知的父母和教師支持可以很好地預(yù)測學(xué)生參與STEAM 相關(guān)活動的動機。此外,Christensen 等(2015)的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn),父母及家庭成員的支持可以顯著預(yù)測學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)興趣。與此同時,劉小先、龔少英、周治金、封曉偉和于全磊(2020)的研究發(fā)現(xiàn),父母的自主性支持有利于提高子女在創(chuàng)造力方面的自我效能感。再者,Sha 等(2016)對學(xué)生感知的家長支持、科學(xué)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感的關(guān)系進行探討,結(jié)果發(fā)現(xiàn)感知的家長支持可以顯著正向預(yù)測學(xué)生的科學(xué)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感。

    1.4 教師支持與STEAM 持續(xù)性動機、學(xué)習(xí)興趣及自我效能感

    教師是課堂班級活動的組織者和管理者,也是教學(xué)活動的執(zhí)行者和直接參與者,其對學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)有重要影響。Pascarella,Walberg,Junker 和Haertel(1981)的研究發(fā)現(xiàn)教師的鼓勵和支持對青少年科學(xué)學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機具有顯著影響。教師提供的鼓勵和支持越多,則學(xué)生科學(xué)學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機越強。Wentzel 和Brophy(2014)也指出,當(dāng)同時考慮學(xué)生所感知到的源自父母、教師和同伴支持時,學(xué)生感知到的教師支持與其學(xué)習(xí)動機的直接聯(lián)系更加密切。而張佳佳、李紅霞、張明亮、趙曉萌和司繼偉(2019)則發(fā)現(xiàn),兒童感知到的教師支持對其數(shù)學(xué)自我效能感具有顯著影響,教師支持水平越高,則數(shù)學(xué)自我效能感也越高。

    雖然以往研究在對學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)動機進行了較為豐富的探索,但這些研究多針對動機的認知和情感層面,只有少量研究對STEAM 學(xué)習(xí)動機的行為層面進行了探討(Luo, Wang, Liu, & Zhou,2019);另外,以往研究雖然對家庭支持或教師支持、學(xué)習(xí)興趣、自我效能感和持續(xù)性動機之間的關(guān)系進行了初步探討,但一方面,研究多針對STEAM 學(xué)科中的單個學(xué)科(如科學(xué)或數(shù)學(xué))進行研究;另一方面,多數(shù)研究對部分變量進行了研究,尚未對以上五個變量之間的作用機制進行系統(tǒng)性研究?;诖耍狙芯繉⑼瑫r研究以上變量對STEAM 學(xué)習(xí)動機行為層面的影響。

    基于上文的文獻綜述,并考慮到家庭經(jīng)濟社會文化地位(ESCS)和性別可能會影響STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機。本文提出假設(shè)(見圖1):(1)感知的父母和教師支持對學(xué)習(xí)興趣、自我效能感和STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機會產(chǎn)生影響;(2)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感會影響STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機;(3)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機間起多重中介的作用;(4)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的教師支持和STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機間起多重中介的作用。

    圖 1 假設(shè)模型

    2 研究方法

    2.1 被試

    PISA2015 收集了北京、上海、江蘇和廣東四省市共9841 名學(xué)生的問卷作答數(shù)據(jù),剔除存在缺失的數(shù)據(jù)后,最終保留7426 名學(xué)生。學(xué)生分別來自268 所學(xué)校,各學(xué)校人數(shù)在2 到40 人之間。學(xué)生年齡范圍為15~16 歲;其中女生3571 名(占比48.1%),男生3855 名(占比51.9%);另外,學(xué)生依次分布在7 至12 年級,各年級的人數(shù)分別為46 人(0.6%)、415 人(5.6%)、3661 人(49.3%)、3172 人(42.7%)、128 人(1.7%)和4 人(0.1%)。

    2.2 變量選取

    2.2.1 STEAM 持續(xù)性動機

    學(xué)生的STEAM 持續(xù)性動機由其在廣義科學(xué)活動中的參與情況給予表征,PISA 中的廣義科學(xué)包括物理、化學(xué)、植物生物學(xué)、人類生物學(xué)、天文、地理、實驗設(shè)計方法,以及科學(xué)解釋現(xiàn)象等主題(Bybee & McCrae, 2011)。問卷共有9 道題測量該變量,4 級計分。該子量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。

    2.2.2 STEAM 學(xué)習(xí)興趣

    PISA2015 使用5 道題測量STEAM 學(xué)習(xí)興趣,4級計分,從“強烈不同意”“不同意”“同意”到“強烈同意”分別計為1~4。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.95。

    2.2.3 STEAM 自我效能感

    PISA2015 使用8 道題測量STEAM 自我效能感,4 級計分,從“很容易解釋”“需花費一些精力解釋”“需較多精力解釋”到“無法解釋”分別計為1~4。該子量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89。

    2.2.4 感知的父母支持

    PISA2015 使用4 道題測量其感知的父母支持情況,4 級計分,從“強烈不同意”“不同意”“同意”到“強烈同意”分別計為1~4。該子量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

    2.2.5 感知的教師支持

    PISA2015 通過向?qū)W生咨詢教師在課堂教學(xué)中提供的支持性教學(xué)行為的發(fā)生頻率來測量其感知的教師支持,該變量由5 道題組成,每道題有4 個等級,分別為“每一節(jié)課”“絕大多數(shù)課”“一些課”和“從不或幾乎沒有”。該子量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

    2.2.6 家庭經(jīng)濟社會文化地位和性別

    本研究將ESCS 和學(xué)生性別作為控制變量。ESCS 平均得分為-0.82,標(biāo)準(zhǔn)差為1.11。

    2.3 數(shù)據(jù)分析

    先使用SPSS22.0 進行數(shù)據(jù)清理,之后計算各子量表的Cronbach’s α 系數(shù)和進行描述統(tǒng)計分析。然后使用Mplus6.12 進行共同方法偏差檢驗和結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)分析。

    3 結(jié)果

    3.1 共同方法偏差

    PISA 對可能存在的共同方法偏差使用了程序控制方法,在進行數(shù)據(jù)收集時強調(diào)了作答無對錯之分,同時也明確了對學(xué)生的私密信息進行保密。本研究還采用基于驗證性因素分析(CFA)的標(biāo)簽變量法進行共同方法偏差的檢驗,根據(jù)湯丹丹和溫忠麟(2020)總結(jié)的檢驗思路,研究先尋找與感知的父母和教師支持、學(xué)習(xí)興趣、自我效能感和持續(xù)性動機五個實質(zhì)變量不相關(guān)的標(biāo)簽變量,考慮到實際中難以找到與實質(zhì)變量完全不相關(guān)的標(biāo)簽變量,對此,研究對PISA 中各變量進行相關(guān)性分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)學(xué)生對環(huán)境問題的關(guān)注度這一變量與五個實質(zhì)變量間的相關(guān)(0.07~0.15)整體較低,因此本研究將環(huán)境問題關(guān)注度作為標(biāo)簽變量。表1顯示了各檢驗?zāi)P偷臄M合情況,其中,CFA 模型為含五個實質(zhì)變量和一個標(biāo)簽變量組成的一階驗證性因素分析模型;基線模型B 是在CFA 模型基礎(chǔ)上,將標(biāo)簽變量的因素載荷限定為CFA 模型中的非標(biāo)準(zhǔn)化載荷,且標(biāo)簽變量與實質(zhì)變量間的相關(guān)限定為0,各實質(zhì)變量的載荷和相關(guān)自由估計;模型U 是在基線模型B 的基礎(chǔ)上,增加標(biāo)簽變量對五個實質(zhì)變量所含題目的載荷并自由估計這些新增的載荷值;模型R 是在模型U的基礎(chǔ)上,限定各實質(zhì)變量在各自測驗題目上的載荷值為基線模型B 中的非標(biāo)準(zhǔn)化載荷(湯丹丹,溫忠麟, 2020)。由表1可知,基線模型和模型U之間的差異顯著,而模型U 和模型R 差異不顯著,說明測驗存在共同方法變異情況,但其共同方法偏差不嚴(yán)重。

    表 1 各檢驗?zāi)P偷臄M合結(jié)果及對比情況

    3.2 描述統(tǒng)計

    表2呈現(xiàn)了各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果??梢园l(fā)現(xiàn),男女生在感知的父母支持和教師支持、STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感上的均值差異比較小,而在持續(xù)性動機上的均值差異較其他變量稍大,男生的均值略高于女生。年齡在五個變量上的均值差異相對比較小,16 歲學(xué)生的均值稍微低于15 歲學(xué)生的均值。

    表 2 各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果(M±SD)

    3.3 結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果

    通過對假設(shè)模型進行SEM 分析,發(fā)現(xiàn)模型擬合結(jié)果相對較差,修證指標(biāo)顯示持續(xù)性動機中第7題和第8 題的誤差項之間可能存在較高的相關(guān);在增加此誤差項的相關(guān)后,發(fā)現(xiàn)模型的擬合情況為:χ2=10638.20,p<0.001,df=484,CFI=0.93,TLI=0.93,RMSEA=0.05,SRMR=0.07,模型可以較好地擬合數(shù)據(jù)(Ozel, Caglak, & Erdogan, 2013)。下面將呈現(xiàn)具體的參數(shù)估計結(jié)果(見圖2和圖3)。

    3.3.1 因素載荷估計值

    圖2呈現(xiàn)了SEM 中測量模型因素載荷的估計結(jié)果。各觀測指標(biāo)在感知的父母支持上的因素載荷在0.59 到0.83 之間;5 個觀測指標(biāo)在感知的教師支持上的因素載荷在0.77 到0.83 之間;在學(xué)習(xí)興趣上的因素載荷則均在0.83 以上;自我效能感變量的因素載荷在0.67 到0.76 之間;最后,各測量指標(biāo)在STEAM 持續(xù)性動機變量上的因素載荷則在0.65 到0.85 之間。所有載荷值均在0.001 的水平上達到顯著。說明這些測量指標(biāo)可以較好地表征研究所預(yù)測量的各個潛在特質(zhì)。

    3.3.2 路徑分析結(jié)果

    圖3呈現(xiàn)了SEM 中結(jié)構(gòu)模型的估計結(jié)果??梢?,在控制ESCS 和性別的條件下,得到以下結(jié)果:(1)學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感均能夠顯著地正向預(yù)測持續(xù)性動機;(2)感知的教師支持顯著地正向預(yù)測學(xué)習(xí)興趣、自我效能感以及持續(xù)性動機;(3)感知的父母支持可顯著預(yù)測學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣和自我效能感;(4)感知的父母支持對其持續(xù)性動機的直接預(yù)測作用不顯著。綜合結(jié)果(1)和(2)可知,學(xué)習(xí)興趣和自我效能感可能在感知的教師支持和持續(xù)性動機間起部分中介作用。而綜合結(jié)果(1)、(3)和(4)可知,學(xué)習(xí)興趣和自我效能感可能在感知的父母支持和持續(xù)性動機間起完全中介作用。此外,感知的父母支持、感知的教師支持、STEAM 學(xué)習(xí)興趣、自我效能感、E S C S 和性別可解釋學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)持續(xù)性動機26%[(1-0.74)×100%]的方差變異。

    圖 2 測量模型中因子載荷估計值

    圖 3 結(jié)構(gòu)模型中路徑系數(shù)估計值

    3.3.3 中介效應(yīng)檢驗

    圖3發(fā)現(xiàn)STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和持續(xù)性動機中可能起中介作用。對此,使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 方法重復(fù)抽樣1000 次進行中介效應(yīng)檢驗(溫忠麟, 葉寶娟, 2014)。在此之前,研究檢查了在排除自我效能感和學(xué)習(xí)興趣二者之后,感知的父母和教師支持對持續(xù)性動機的影響,發(fā)現(xiàn)模型可以較好地擬合數(shù)據(jù)(χ2=7034.41,df=165, CFI=0.92, TLI=0.91,RMSEA=0.05, SRMR=0.08),且感知的父母和教師支持均能顯著預(yù)測學(xué)生的持續(xù)性動機,二者的預(yù)測系數(shù)分別為0.08 和0.19。中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果如表3所示,各中介路徑的估計值在0.05 水平上均達到顯著。由表3可知,首先感知的父母支持對其持續(xù)性動機的預(yù)測作用將完全由學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者實現(xiàn),即此二者在感知的父母支持和持續(xù)性動機二者間起著完全中介作用。其次,學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者在感知的教師支持和持續(xù)性動機之間還起著部分中介作用,即感知的教師支持對STEAM 持續(xù)性動機的一部分影響會經(jīng)由學(xué)習(xí)興趣和自我效能感給予實現(xiàn)。最后,學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和持續(xù)性動機之間(對比中介效應(yīng)A)、以及感知的教師支持和持續(xù)性動機之間(對比中介效應(yīng)B)的中介效應(yīng)大體相當(dāng)。

    表 3 中介效應(yīng)估計值及其95%置信區(qū)間

    4 討論

    鑒于STEAM 持續(xù)性動機在培養(yǎng)學(xué)生綜合實踐能力、真實問題解決能力方面起到重要作用,因此分析影響學(xué)生STEAM 持續(xù)性動機的因素對于教育工作者有針對性地培養(yǎng)和維持學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的相關(guān)動機具有重要的意義。

    4.1 STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感起中介作用

    本研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和其STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機之間起著完全中介作用。換言之,當(dāng)不考慮STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感兩個變量時,感知的父母支持可以顯著預(yù)測學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機,該結(jié)果與以往研究一致(Christensen et al., 2015; Vedder-Weiss & Fortus, 2013);而當(dāng)考慮二者時,感知的父母支持的直接預(yù)測作用將不再顯著,而是通過學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者對持續(xù)性動機起間接預(yù)測作用,該結(jié)果與Sha 等(2016)的研究結(jié)果一致。說明感知的父母支持對學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機的預(yù)測作用經(jīng)由學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者來實現(xiàn),其本身對持續(xù)性動機將不再起直接作用。此外,學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的教師支持和其STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機之間起著部分中介的作用,即感知的教師支持對持續(xù)性動機的影響既會通過自身直接起預(yù)測作用,還會經(jīng)由STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感間接地起預(yù)測作用,該結(jié)果與前人研究結(jié)果一致(Cox & Williams, 2008)。

    4.2 教師支持比父母支持重要,但自身特質(zhì)更加重要

    本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),無論是否包含學(xué)習(xí)興趣和自我效能感,感知的教師支持對學(xué)生持續(xù)性動機的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測系數(shù)均要高于感知的父母支持對持續(xù)性動機的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測系數(shù),說明教師支持對持續(xù)性動機的貢獻可能要大于父母支持對持續(xù)性動機的貢獻度,前人研究也得到相似結(jié)果(唐芹等, 2013)。雖然感知的教師支持對學(xué)生持續(xù)性動機的作用較父母支持貢獻度更大,但學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感對其STEAM 持續(xù)性動機的預(yù)測作用比感知的教師支持更加顯著,說明學(xué)生自身因素對其STEAM學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機來說更加重要?,F(xiàn)代動機理論(如自我決定理論)可用于解釋該結(jié)果(Schunk et al., 2014)。自我決定理論指出外部刺激(如父母和教師支持)若要對個體的最終行為產(chǎn)生影響,都需要經(jīng)過個體內(nèi)部的認知加工,通過認知加工形成對外部刺激的認識,個體基于這些認識來做出是否產(chǎn)生某行為的決定(Ryan &Deci, 2000)。此外,初中階段的學(xué)生處于自我意識快速成長期,其思維或行為上的主體性日漸發(fā)展,使學(xué)生更愿意按照自己的想法去判斷和控制自己的行為,而非外在刺激(林崇德, 2009)??梢姡鄬τ谄渌麃碓吹闹С?,個體自身的心理特質(zhì)和想法對其學(xué)習(xí)行為有著更加重要的作用。

    4.3 研究展望

    本研究探討了感知的父母和教師支持、STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感對STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機的影響,有利于加深人們對STEAM 理念的認識和了解。當(dāng)然,研究還存在進一步探索的地方:(1)本研究選取的預(yù)測變量只能解釋持續(xù)性動機的部分變異,未來研究可考慮其他變量對持續(xù)性動機的影響,以進一步明晰持續(xù)性動機的影響因素,為后續(xù)的動機提升策略提供參考。(2)本研究使用了北京、上海、江蘇和廣東的學(xué)生數(shù)據(jù),其結(jié)果僅適用于經(jīng)濟較為發(fā)達地區(qū)的學(xué)生;未來研究可選取更具代表性的學(xué)生樣本以得出更具普適性的結(jié)果。(3)本測驗數(shù)據(jù)為自我報告數(shù)據(jù),如此,作答結(jié)果可能受社會贊許效應(yīng)的影響,導(dǎo)致可能出現(xiàn)較大的共同方法偏差。本研究使用基于CFA 的標(biāo)簽變量法檢驗共同方法偏差,并選擇了學(xué)生對環(huán)境問題的關(guān)注度作為標(biāo)簽變量,但該變量是否為理想的標(biāo)簽變量還需要進一步驗證。

    5 結(jié)論

    (1)學(xué)生感知的父母和教師支持對STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感具有正向預(yù)測作用;(2)STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和STEAM 持續(xù)性動機間起完全中介作用;(3)STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的教師支持和STEAM 持續(xù)性動機間起部分中介作用。

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