教师专业素养与初中生学业成就的关系:学习投入的中介作用

马 振,武丽莎,朱立明,陈秀梅

(1.唐山师范学院 教育学院,河北 唐山 063000;2.唐山师范学院 数学与计算科学学院,河北 唐山 063000)

1 问题提出

良好的学业成就有利于学生发展过程中良性循环的形成,而不良学业表现则是学生问题行为出现的预测变量[1]。

根据生态系统理论将个体与环境因素相结合的多元研究要求,在教师专业素养与学生学业成就间关系的研究中必须考虑个体特征的作用。其中,学习投入程度是影响个体学业成就的一个重要内部因素。学习投入是指个体在学习过程中具备的良好精神状态和面临挫折时的心理韧性,体现为个体能够认识到学习的意义、对学习充满热情并沉浸于学习行为中,具体包括活力、奉献和专注3个维度[2,3]。相关研究指出,学习投入程度能够显著正向预测中学生学业成就[4],其中机理可能是高学习投入的学生会体验到学习的自豪与满足感,并努力发掘和使用更深层次的认知策略[5]。教师因素与学生的学习投入存在关联,但关于教师专业素养与学生学习投入的关系研究较少。

本研究拟探讨教师专业素养与学生学业成就的关系,并从学习投入视点探讨其关系内在机理。

考虑到教师变量与个体变量间具有嵌套关系,本研究拟使用阶层线性模型(hierarchical linear model,HLM)进行数据处理和分析,采用方杰等人提出的多层次中介模型(multilevel mediation model)中跨层级中介效应低层中介变量模型(cross-level mediation-lower mediator)或者简称2-1-1模型探讨学习投入在教师专业素养与学生学业成就间可能存在的中介机制[6]。教师专业素养属于层2变量,学习投入和学业成就属于层1变量。研究假设为:教师专业素养对初中生学业成就具有正向预测作用;初中生学习投入在教师专业素养和初中生学业成就间起着中介作用。

2 研究方法

2.1 研究对象

本研究采用整体抽样法进行被试选取,共回收18个班的有效问卷,其中包括教师问卷54份,学生问卷864份。教师的年龄范围为25岁到62岁,M=39.24岁,SD=8.68,其中男性16人,女性38人。学生的年龄范围为12岁到15岁,M=13.28岁,SD=1.66,其中男生333人,女生531人。

2.2 研究工具

2.2.1 教师专业素养量表

本研究采用朱立明等人由实证研究构建的教师专业素养测评量表,包含教师知识、教师能力、教师情感、教师信念4个维度,共37道题目,采用5点计分法(1代表“非常不符合”,5代表“非常符合”),总分越高说明教师专业素养越好。量表原有内部一致性信度为0.953,分半信度为0.921[7]。本研究中测量了每个班级语文、数学、英语3位教师,将3位教师专业素养的平均值作为班级中教师专业素养水平。

为了确保本研究使用工具的准确性,研究者就本研究数据进行了问卷的内部一致性信度检验,并采用验证性因子分析检验了问卷的效度。验证性因子分析结果表明:χ2=56.43,p<0.001,CFI=0.97,TLI=0.95,RMSEA=0.04[90%CI=(0.04,0.08)],SRMR=0.03,说明问卷结构效度良好。总量表的Cronbach’s α为0.72。

2.2.2 学业成就

采用张卫等人编制的学业成就问卷[8]进行测量,要求中学生对自己在语文、数学、英语3门主科上的学业表现进行评价。问卷包含3个项目,采用5点计分,从“很不好”到“很好”分别计1～5分。计算3个项目的平均分来代表学生的学业成就,分数越高表示学业成就越高。本研究问卷的Cronbach’s α为0.76。

2.2.3 学习投入量表

本研究采用Schaufeli2002年编制、方来坛等人修订的中文版学习投入量表[9],量表共17个条目,包括3个维度。采用7级计分(1表示“从来没有过”,7表示“总是”)。在各个维度和总分上得分越高,表明学习投入水平越高。问卷的内部一致性信度检验结果表明:χ2=65.24,p<0.001,CFI=0.95,TLI=0.93,RMSEA=0.05[90%CI=(0.04,0.07)],SRMR=0.04,说明问卷具有良好的结构效度。该问卷内部一致性系数Cronbach’s α为0.86。

2.3 统计处理与分析

采用SPSS20.0统计软件进行描述统计及相关分析,使用Mlpus8.0进行验证性因子分析,使用HLM6.08进行跨层级中介效应分析。

在进行跨层级中介效应检验之前需对模型的适用性进行检验,采用的指标为ICC(1)、ICC(2)和rwg[6]。本研究中,教师专业素养的rwg指标的平均数和中位数分别为0.84,0.86。可见,层2变量的rwg指标均符合大于0.70的标准[10]。而教师专业素养的ICC(2)为0.91,也符合大于0.70的标准[11]。此外,以学业成就为因变量的ICC(1)为0.21,以学业投入为因变量的ICC(1)为0.15,均大于0.12的判断标准。整体来说,本研究适合做多层级中介效应分析。在本研究中根据HLM数据处理的需要,对学业投入进行组均值中心化处理[12]。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

为了控制共同方法偏差对研究结果的影响,本研究中各问卷的计分方式不同:有的采用5点计分,有的采用7点计分;各问卷的反应语句也不同:有的是同意程度,有的是符合程度。因此,数据收集完成后,采用Harman单因子同源误差检验法进行了共同方法偏差的检验。结果表明,特征值大于1的因子共有17个,且第一个因子解释的变异量为24.34%,小于40%的临界标准,说明共同方法偏差程度不明显。

3.2 描述统计及相关分析

各变量的描述统计及相关分析结果详见表1。由表1可知,在层2水平中性别、年龄与教师专业素养均无显著相关性(p>0.05);在层1水平中,性别和年龄与学业投入和学业成就均不具有显著相关性(p>0.05),学业投入与学业成就呈显著正相关(r=0.49,p<0.01)。因此,在后续的中介效应检验过程中不再对性别、年龄控制变量进行统计分析。

3.3 学习投入在教师专业素养与中学生学业成就间的中介效应检验

研究采用方杰等人的方法进行了HLM分析,检验了2-1-1模型,具体的中介效应检验结果见表2。本研究将学习投入进行组均值中心化,且将平均的学习投入置于层2截距方程式中。

表1 各变量的描述统计结果及相关系数矩阵

表2 学业投入中介作用的多层线性模型分析结果

表2中,模型1检验了自变量(教师专业素养)对因变量(学生学业成就)的直接效应,结果发现教师专业素养对学生学业成就具有显著的正向作用(γ=0.42,p<0.01)。模型2检验了自变量和中介变量(学习投入)对因变量的效应结果,发现班级层面中,教师专业素养对学业成就具有显著的正向作用(γ=0.28,p<0.01);在个体层面中,学习投入对学业成就具有显著的正向作用(γ=0.52,p<0.05)。另外,模型3检验了自变量对中介变量的直接效应,结果发现教师专业素养对学生学习投入同样具有显著的正向作用(γ=0.23,p<0.001)。根据以上结果进行sobel test中介效应检验,结果发现学习投入的中介效应显著(t=2.31,p<0.05),中介效应值为0.04,效应量为29.93%。从结果可知,学习投入在教师专业素养与学生学业成就之间起到部分的低层次中介作用。

4 研究讨论

4.1 教师专业素养对初中生学业成就的正向预测作用

作为初中生的重要他人,教师因素对学生学业成就的影响体现在多方面。本研究采用朱立明等人[7]确定的教师专业素养评价指标体系来探索教师专业素养对初中生学业成就的影响。结果发现,教师专业素养对学生学业成就具有显著的正向预测作用。这一结果支持了研究假设,即教师专业素养水平越高,初中生学业成就越高,说明在初中阶段教师的专业素养是学生学业成就的一个重要因素。

4.2 学业投入在教师专业素养与学业成就关系间的中介效应

本研究通过HLM分析发现,学习投入在教师专业素养与学生学业成就之间起到部分的中介作用。即教师专业素养水平通过影响初中生的学业投入程度进而影响了学生的学业成就。“教师专业素养→学习投入→学业成就”这一中介模型假设,与Roeser等人[13]“情境——过程——结果模型”(context-process-outcome model)的基本观点相符,情境因素(如教师专业素养)会通过影响学生的心理过程(如学习投入),进而影响发展结果(如学业成就)的中介过程。基本心理需求理论(Basic Psychological Needs Theory,BPNT)是自我决定理论中核心子系统,认为个体最佳机能的实现需要三种基本心理需求的满足,即胜任需求、自主需求、关系需求;而认知评估理论(Cognitive Evaluation Theory,CET)子系统解析了社会环境如何使个体产生更多的内在动机[14]。在本研究中,作为环境因素的教师专业素养,其水平越高可能越能满足学生的基本心理需要,激发学生更多的内部学习动机,进而表现出更高程度的学习投入,从而促进学生学业成就的提高。