學(xué)生自學(xué)能力與課程教學(xué)質(zhì)量關(guān)系的實證研究
——以《大學(xué)生心理健康教育》課程為例

2021-12-02 05:21:56郭亞

銅陵學(xué)院學(xué)報 2021年5期

關(guān)鍵詞：大學(xué)生心理健康教育職稱教學(xué)質(zhì)量

郭亞

（銅陵學(xué)院，安徽銅陵 244061）

《大學(xué)生心理健康教育》課程已在各所大學(xué)廣泛開設(shè)，然而由于各種原因，其課程教學(xué)有待于進(jìn)一步提高。其中，由于受傳統(tǒng)教學(xué)方式的影響，不少學(xué)生不重視自學(xué)能力的塑造，自學(xué)行為較少；不少教師不在學(xué)生自學(xué)能力的基礎(chǔ)上合理地布置自學(xué)任務(wù)或檢查自學(xué)效果，再加上課堂教學(xué)時數(shù)有限、教學(xué)內(nèi)容較多，這些必然導(dǎo)致教師增加知識灌輸?shù)慕虒W(xué)行為，課程心理體驗等實踐環(huán)節(jié)的要求和效果就會降低，同時導(dǎo)致教師將自己在專業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行科學(xué)研究所取得的成果及其經(jīng)驗帶入課堂，以及帶領(lǐng)學(xué)生進(jìn)行知識“探險”[1]的效率大為下降，《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量就會難以進(jìn)一步提高。究其深層次原因，教師與學(xué)生沒有足夠認(rèn)識到學(xué)生自學(xué)能力與《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的關(guān)系，從而在實踐中不能重視學(xué)生的自學(xué)能力及其自學(xué)行為。故本研究有必要在實證基礎(chǔ)上研究學(xué)生自學(xué)能力與《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的關(guān)系，探討學(xué)生自學(xué)能力對《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的影響。因此，本研究具有很強(qiáng)的實踐價值，可更好地為提高《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量，提升教師教學(xué)水平，以及為增強(qiáng)大學(xué)生的自學(xué)能力提供服務(wù)。

在有關(guān)理論研究中，楊輝提出了注重自學(xué)能力培養(yǎng)，提高初中英語教學(xué)質(zhì)量[2]；趙楠楠論述了培養(yǎng)學(xué)生自學(xué)能力，提高中職學(xué)校計算機(jī)課堂教學(xué)質(zhì)量[3]；孫茜茜闡述了注重自學(xué)能力培養(yǎng),提高初中英語教學(xué)質(zhì)量[4]；李鳳萍闡明了在數(shù)學(xué)教學(xué)中優(yōu)化教學(xué)策略提高小學(xué)生的自學(xué)能力，以提升數(shù)學(xué)教學(xué)質(zhì)量[5]。以往研究只是提出了培養(yǎng)學(xué)生自學(xué)能力以提高課程教學(xué)質(zhì)量的措施或策略，但沒有系統(tǒng)闡述自學(xué)能力與課程教學(xué)質(zhì)量的量化和邏輯關(guān)系；同時，學(xué)生自學(xué)能力與課程教學(xué)質(zhì)量具有具體的課程性，以往《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)研究沒有涉及學(xué)生自學(xué)能力，更沒有采用科學(xué)方法從實證的角度對學(xué)生自學(xué)能力與《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行探討并提出對策。因此，本研究內(nèi)容是以往研究所未有的，無疑具有重要的理論價值，尤其是科學(xué)闡述了學(xué)生自學(xué)能力與《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的量化和邏輯關(guān)系，以及學(xué)生自學(xué)能力在人口學(xué)上的差異比較，豐富了《大學(xué)生心理健康教育》課程中學(xué)生自學(xué)能力培養(yǎng)策略，以及通過依據(jù)或培養(yǎng)學(xué)生自學(xué)能力來促進(jìn)《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量提高的理論研究等知識。

綜合以上，無論在理論價值上，還是在實踐價值上，本研究都具有很強(qiáng)的研究價值。

一、研究方法

（一）被試

由于《大學(xué)生心理健康教育》課程是安徽省某應(yīng)用型本科高校一年級必修課程，故隨機(jī)選取了上此課的班級，再對學(xué)生進(jìn)行整體測試，參加研究的有效學(xué)生被試有1011名，年齡17～22，平均年齡19.05±1.22，這些班級的《大學(xué)生心理健康教育》課程授課教師有8名，男女教師各4名，副教授、講師各4名（由于客觀原因，涉及本研究的教師職稱只有副教授、講師），年齡29～55，平均年齡42.50±9.07。

（二）研究工具

編制《學(xué)生自學(xué)能力與〈大學(xué)生心理健康教育〉課程教學(xué)質(zhì)量的問卷》，問卷題目共9題，經(jīng)專家判定是有效問卷。其中，測量學(xué)生自學(xué)能力的題表述為“在《大學(xué)生心理健康教育》課程上面，你的自學(xué)能力如何？”；測量《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的題表述為“你對本課程《大學(xué)生心理健康教育》教學(xué)質(zhì)量的整體評價如何？”問卷選擇題選項分別是很好、較好、一般、較差、很差，計分對應(yīng)從高到低分別為1至5。在本研究中，由于條件所限，《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量僅從學(xué)生角度進(jìn)行評價。

（三）研究程序

研究對1040名被試進(jìn)行問卷測試，主試宣讀指導(dǎo)語，之后被試進(jìn)行問卷回答。測試完畢，回收有效問卷1011份，回收率為97.21%，然后進(jìn)行SPSS20.0數(shù)據(jù)錄入，并進(jìn)一步統(tǒng)計處理。

二、研究結(jié)果

（一）兩變量的描述統(tǒng)計

學(xué)生的自學(xué)能力的平均值為1.96，標(biāo)準(zhǔn)差為0.85；《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量（為行文方便，后文中的“課程教學(xué)質(zhì)量”即《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量）的平均值為1.50，標(biāo)準(zhǔn)差為0.66。

（二）兩變量在人口學(xué)上的差異比較

1.學(xué)生自學(xué)能力在人口學(xué)上的差異比較

如表1所示進(jìn)行獨立樣本t檢驗，P=.02<.05，由此可見副教授的學(xué)生的自學(xué)能力顯著高于講師的學(xué)生的自學(xué)能力。

表1 不同職稱教師授課的學(xué)生間的自學(xué)能力分析

如表2所示進(jìn)行獨立樣本t檢驗，P=.03<.05，由此可見男教師的學(xué)生的自學(xué)能力顯著高于女教師的學(xué)生的自學(xué)能力。

表2 男女教師授課的學(xué)生的自學(xué)能力間分析

運(yùn)用單因素方差分析，對學(xué)生自學(xué)能力在學(xué)生不同年齡上進(jìn)行差異比較F=.97，P=.43>.05，由此可見學(xué)生自學(xué)能力在學(xué)生不同年齡上無顯著差異。

如表3所示進(jìn)行單因素方差分析，P=.02<.05，由此可見學(xué)生自學(xué)能力在學(xué)生不同專業(yè)上有顯著差異，事后多重比較發(fā)現(xiàn)理工類學(xué)生自學(xué)能力顯著高于文史類學(xué)生的自學(xué)能力。

表3 學(xué)生自學(xué)能力在學(xué)生不同專業(yè)上的差異比較

運(yùn)用獨立樣本t檢驗對學(xué)生自學(xué)能力在學(xué)生不性別上進(jìn)行差異比較（男生406人，女生605人，自學(xué)能力平均數(shù)分別為1.83，2.05），t=-4.11，P=.00<.01，男學(xué)生的自學(xué)能力顯著高于女學(xué)生的自學(xué)能力。

2.《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量在人口學(xué)上的差異比較

如表4所示，經(jīng)過雙因素方差分析，教師職稱與教師性別在課程教學(xué)質(zhì)量上無顯著交互作用，經(jīng)過主效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，教師性別在課程教學(xué)質(zhì)量上無顯著差異；經(jīng)過主效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，P=.02<.05，不同職稱的教師在課程教學(xué)質(zhì)量上有顯著差異。事后檢驗后發(fā)現(xiàn)，副教授的課程教學(xué)質(zhì)量顯著高于講師的課程教學(xué)質(zhì)量。

表4 教師職稱、教師性別在課程教學(xué)質(zhì)量上的差異比較

運(yùn)用單因素方差分析對教學(xué)質(zhì)量在不同年齡上進(jìn)行差異比較，F(xiàn)=.48，P=0.78>.05，由此可見課程教學(xué)質(zhì)量在學(xué)生不同年齡上無顯著差異。

運(yùn)用單因素方差分析對教學(xué)質(zhì)量在學(xué)生不同專業(yè)上進(jìn)行差異比較，F(xiàn)=1.92，P=0.15>.05，由此可見課程教學(xué)質(zhì)量在學(xué)生不同專業(yè)上無顯著差異。

表5課程教學(xué)質(zhì)量在學(xué)生不同性別上的差異比較

如表5所示，運(yùn)用獨立樣本t檢驗對教學(xué)質(zhì)量在不同學(xué)生性別上進(jìn)行比較，t=-.49，P=.63>.05，由此可見課程教學(xué)質(zhì)量在學(xué)生不同性別上無顯著差異。

（三）兩變量之間的關(guān)系

1.兩者相關(guān)情況

通過Pearson相關(guān)分析，p=0.00，學(xué)生自學(xué)能力與《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量課程教學(xué)質(zhì)量是顯著相關(guān)的，相關(guān)系數(shù)r=.35。

2.學(xué)生自學(xué)能力不同下的《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量的差異情況

運(yùn)用單因素方差分析對學(xué)生自學(xué)能力不同下的教學(xué)質(zhì)量進(jìn)行比較，學(xué)生自學(xué)能力強(qiáng)，課程教學(xué)質(zhì)量就會高。t=59.46，P=.00<.01，學(xué)生自學(xué)能力不同下的課程教學(xué)質(zhì)量的差異具有顯著性，多重比較后發(fā)現(xiàn)，很好〉較好，很好〉一般，很好〉較差。

3.學(xué)生自學(xué)能力等七變量預(yù)測《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量情況

自變量有學(xué)生自學(xué)能力、學(xué)生年齡、學(xué)生專業(yè)、學(xué)生性別、教師職稱、教師性別、教師教齡等七個變量，因變量是《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量。研究采用多元回歸將七個自變量一起預(yù)測因變量，自變量進(jìn)入回歸方程的方法采用Stepwise方法。其中，學(xué)生專業(yè)、學(xué)生性別、教師職稱、教師性別等四個變量采用虛擬變量，學(xué)生專業(yè)中“藝術(shù)專業(yè)”為參照項，學(xué)生性別中“女”為參照項，教師職稱中“講師”為參照項，教師性別中“女”為參照項。

表7 七變量對課程教學(xué)質(zhì)量的多元回歸系數(shù)

如表6、7所示進(jìn)行多元回歸分析，進(jìn)入回歸方程的有學(xué)生自學(xué)能力、教師職稱，通過回歸方程檢驗的方差分析，學(xué)生自學(xué)能力對應(yīng)的p=0.00<.01，教師職稱對應(yīng)的p=0.00<.01，多元回歸方程是顯著的；對截距項和各回歸系數(shù)進(jìn)行t檢驗，截距項、學(xué)生自學(xué)能力、虛擬教師職稱的回歸系數(shù)均達(dá)到了顯著水平，p分別等于0.00、0.00、0.01，說明截距項、學(xué)生自學(xué)能力、教師職稱的回歸系數(shù)都具有統(tǒng)計學(xué)意義，自變量學(xué)生自學(xué)能力、教師職稱對因變量課程教學(xué)質(zhì)量的線性回歸顯著。綜合以上，自變量學(xué)生自學(xué)能力、教師職稱可以顯著預(yù)測《大學(xué)生心理健康教育》課程教學(xué)質(zhì)量。標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為：課程教學(xué)質(zhì)量=0.35×學(xué)生自學(xué)能力-0.08×教師職稱。自變量學(xué)生自學(xué)能力可以解釋課程教學(xué)質(zhì)量的12.5%，自變量學(xué)生自學(xué)能力和教師職稱可以聯(lián)合解釋課程教學(xué)質(zhì)量的13.1%，說明自變量教師職稱可以解釋課程教學(xué)質(zhì)量的0.6%。

表6 七變量對課程教學(xué)質(zhì)量的多元回歸模型匯總