楊振芳 陳慶文 陸鐵素

(1.玉林師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院，廣西 玉林 537000；

2.南寧經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)第二小學(xué)，南寧 530000)

教育心理

城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持對學(xué)習(xí)投入的影響研究

楊振芳1陳慶文1陸鐵素2

(1.玉林師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院，廣西 玉林 537000；

2.南寧經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)第二小學(xué)，南寧 530000)

為了解城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的基本情況及其關(guān)系，對593名城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生進行問卷調(diào)查。結(jié)果顯示：城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入均處于中等偏上水平；城鄉(xiāng)接合部小學(xué)中來自城市的學(xué)生與來自農(nóng)村/外來務(wù)工的學(xué)生感知到的教師支持及其學(xué)業(yè)自我效能感不存在顯著差異，但在學(xué)習(xí)投入上存在顯著差異，尤其是在學(xué)習(xí)投入的奉獻因子上存在顯著差異；學(xué)生感知到的教師支持對其學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入均具有顯著的正向預(yù)測作用；學(xué)業(yè)自我效能感在感知教師支持影響學(xué)習(xí)投入的過程中起部分中介作用。

感知教師支持；學(xué)業(yè)自我效能感；學(xué)習(xí)投入；城鄉(xiāng)接合部；小學(xué)生

學(xué)習(xí)投入是衡量學(xué)生學(xué)習(xí)積極性的一個重要指標(biāo)，主要指學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中精力充沛、心理韌性良好，能夠認(rèn)識到其學(xué)習(xí)的意義，對學(xué)習(xí)充滿激情，沉浸于學(xué)習(xí)中的一種積極、持續(xù)、完滿的精神狀態(tài)。[1]很多研究結(jié)果表明，學(xué)習(xí)投入是影響學(xué)生學(xué)習(xí)成就的重要因素之一。[2-5]盡管國外學(xué)者對學(xué)習(xí)投入的探究已有幾十年的歷史，也取得了非常豐富的成果，但國內(nèi)對學(xué)習(xí)投入的研究還處于起步階段。尤其是對小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的研究是少之又少，而針對城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的研究則更是異常缺乏。實際上，城鄉(xiāng)接合部學(xué)校作為我國城鄉(xiāng)一體化進程中出現(xiàn)的產(chǎn)物，由于其自身的特殊性，就讀其中的學(xué)生總體上呈現(xiàn)出學(xué)習(xí)習(xí)慣不良，學(xué)習(xí)缺乏自覺性，厭學(xué)、學(xué)習(xí)效率低下、學(xué)習(xí)適應(yīng)性差等問題。[6]因此，更需要探究這一特殊群體的學(xué)習(xí)投入狀況以及影響投入的關(guān)鍵因素。Schaufeli和Martinez等人(2002)研究指出，學(xué)習(xí)投入是一個學(xué)習(xí)者個體因素與環(huán)境因素相互作用的機制。[1]因此，為更好地了解城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)習(xí)境況的復(fù)雜性，從而設(shè)計出更具針對性的干預(yù)方案，本研究將探究學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感(個體特征)和感知的教師支持(環(huán)境因素)對學(xué)習(xí)投入的影響效應(yīng)和作用機制，進而為提高我國城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入提出積極可行的建議。

一、研究對象與方法

1.研究對象

采用整群抽樣的方法，在南寧市高新小學(xué)西校區(qū)、南寧市經(jīng)濟開發(fā)區(qū)第一小學(xué)、南寧市屯淥村小學(xué)和桂平市城西小學(xué)的三至六年級中發(fā)放調(diào)查問卷654份，回收有效問卷593份，有效回收率為92.3%。調(diào)查對象中男學(xué)生304人(51.2%)，女學(xué)生289人(48.7%)；農(nóng)村戶口261人(44.0%)，城市戶口332人(56.0%)；三年級181人(30.5%)，四年級184人(31.0%)，五年級134人(22.6%)，六年級94人(15.9%)。

2.研究工具

采用感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入量表進行問卷調(diào)查?？紤]到小學(xué)生的認(rèn)知水平與特點，全部量表采用Likert五點計分方式計分。

(1) 教師支持量表。采用歐陽丹開發(fā)的學(xué)生感知到的教師支持行為量表，并結(jié)合小學(xué)生的心理特點和實際情況進行修訂。[7]該量表共19個題項，從學(xué)習(xí)支持、情感支持與能力支持三個方面對教師支持行為進行測量。本研究根據(jù)小學(xué)生的認(rèn)知特點對該量表進行適當(dāng)刪減修訂，使其能夠有效測量小學(xué)生感知到的教師支持情況。對修訂后的量表進行信度檢驗，總量表的α系數(shù)為0.867，學(xué)習(xí)支持分量表的α系數(shù)為0.673，情感支持分量表的α系數(shù)為0.756，能力支持分量表的α系數(shù)為0.698，說明該量表具有較高的信度。

(2) 學(xué)業(yè)自我效能感量表。采用梁宇頌(2000)在Pintrich和De Groot(1990)編制的學(xué)業(yè)自我效能問卷基礎(chǔ)上修訂的《學(xué)業(yè)自我效能感問卷》。[8]該問卷共22個題項，從學(xué)習(xí)能力自我效能感與學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個維度對學(xué)業(yè)自我效能感進行測量。本研究根據(jù)小學(xué)生的認(rèn)知水平與特點對該量表進行適當(dāng)?shù)膭h減修訂，使其能夠有效測量小學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感情況。對修訂后的量表進行信度檢驗，本研究中總量表的α系數(shù)為0.880，學(xué)習(xí)能力效能感分量表的α系數(shù)為0.827，學(xué)習(xí)行為效能感分量表的α系數(shù)為0.784，說明該量表具有較高的信度。

(3) 學(xué)習(xí)投入量表。采用Schaufeli等(2002)開發(fā)，方來壇、時勘等人(2008)翻譯與修訂的中文版UWES-S 量表對學(xué)習(xí)投入進行測量。[9-10]UWES-S量表從活力、奉獻和專注三個維度對學(xué)習(xí)投入進行測量，共17個題項。本研究根據(jù)小學(xué)生的認(rèn)知水平與特點對該量表進行適當(dāng)?shù)貏h減修訂，使其能夠測試小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入情況。修訂后，總量表的α系數(shù)為0.882，活力維度分量表的α系數(shù)為0.740，奉獻維度分量表的α系數(shù)為0.754，專注分量表的α系數(shù)為0.765，說明該量表具有較高的信度。

二、研究結(jié)果與分析

1.城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的總體狀況

(1) 城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持的總體情況。從表1可知，學(xué)生感知教師支持的三個維度中，平均值最高的是情感支持(M=3.85)，最低是能力支持(M=3.42)，標(biāo)準(zhǔn)差最小的是學(xué)習(xí)支持(SD=0.55)。另外，對數(shù)據(jù)進行正態(tài)性檢驗發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)支持、情感支持與能力支持的Kolmogorov-Smirnova顯著性概率值均在0.001水平上顯著，表示測量分?jǐn)?shù)的分布不是正態(tài)分布，且它們的偏度系數(shù)均小于0，可見大多數(shù)城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知到的教師支持處于中等偏上水平。

(2) 城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的總體情況。從表1可知，城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生的學(xué)習(xí)能力效能感的均值(M=3.92)、標(biāo)準(zhǔn)差(SD=0.62)均大于學(xué)習(xí)行為效能感的均值(M=3.51)與標(biāo)準(zhǔn)差(SD=0.54)。另外，對數(shù)據(jù)進行正態(tài)性檢驗發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)能力效能感與學(xué)習(xí)行為效能感的Kolmogorov-Smirnova顯著性概率值均在0.001水平上顯著，表示測量分?jǐn)?shù)的分布不是正態(tài)分布，且它們的偏度系數(shù)均小于0，可見多數(shù)城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的得分集中在分?jǐn)?shù)高的一端。

表1 學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)投入的描述統(tǒng)計(N=593)

(3) 城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的總體情況。從表1可知，城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的三個維度中，均值最高的是奉獻(M=3.91)，最低的是專注(M=3.74)，標(biāo)準(zhǔn)差最小的是奉獻維度(SD=0.77)。另外，對數(shù)據(jù)進行正態(tài)性檢驗發(fā)現(xiàn)，活力、奉獻與專注的Kolmogorov-Smirnova顯著性概率值均在0.001水平上顯著，表示測量分?jǐn)?shù)的分布不是正態(tài)分布，而且它們的偏度系數(shù)均小于0，可見多數(shù)城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的得分集中在分?jǐn)?shù)高的一端。

2.不同居住地的小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入得分的差異比較

從表2可知，在城鄉(xiāng)接合部小學(xué)里，城市的小學(xué)生在學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持、學(xué)習(xí)能力效能感、學(xué)習(xí)行為效能感、活力、奉獻以及專注這些方面的得分均高于農(nóng)村/外來務(wù)工的學(xué)生。但T檢驗的結(jié)果顯示，學(xué)生的不同居住地變量在這8個依變量檢驗的T統(tǒng)計量中只有奉獻的T值達到顯著水平。這說明在城鄉(xiāng)接合部小學(xué)里，來自不同居住地的小學(xué)生只在學(xué)習(xí)投入的奉獻維度上有顯著差異，城市學(xué)生的學(xué)習(xí)奉獻上(M=19.88)顯著高于農(nóng)村/外來務(wù)工的學(xué)生(M=19.11)。

表2 不同居住地小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)效能感、學(xué)習(xí)投入上的差異比較

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01，***表示P<0.001，下同。

3.學(xué)生感知的教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)投入的影響

(1) 學(xué)生感知的教師支持對其學(xué)習(xí)投入的影響。為探究教師支持對學(xué)習(xí)投入的影響，以教師支持的三個維度為預(yù)測變量，學(xué)習(xí)投入為依變量，進行逐步回歸分析，結(jié)果整理如表3所示。從表3可知，投入回歸模型的三個預(yù)測變量均對學(xué)習(xí)投入有顯著的正向預(yù)測作用，它們與學(xué)習(xí)投入的多元相關(guān)系數(shù)為0.621，決定系數(shù)R2為0.375，F(xiàn)值為117.748(P=0.000<0.001)，因此，這三個預(yù)測變量共可有效解釋“學(xué)習(xí)投入”37.5%的變異量。從每個變量的預(yù)測力來看，對“學(xué)習(xí)投入”最具預(yù)測作用的是情感支持，其次是能力支持，最后是學(xué)習(xí)支持。

表3 小學(xué)生感知教師支持各維度對學(xué)習(xí)投入的逐步多元回歸分析

為進一步探究教師支持對學(xué)習(xí)投入的影響，以感知教師支持的三個維度為自變量、學(xué)習(xí)投入的三個維度為因變量、截距為21.384，進行回歸分析，結(jié)果整理為表4。從表4可知，感知教師支持中的情感支持、能力支持與學(xué)習(xí)支持均能顯著正向預(yù)測學(xué)生學(xué)習(xí)投入的活力、奉獻與專注。其中情感支持對學(xué)生學(xué)習(xí)投入的活力、奉獻、專注的預(yù)測力均是最高的，其次是能力支持，最后是學(xué)習(xí)支持。

表4 感知教師支持各維度對學(xué)習(xí)投入各維度的逐步多元回歸分析

(2) 學(xué)生感知的教師支持對學(xué)業(yè)自我效能感的影響。為探究感知教師支持對學(xué)業(yè)自我效能感的影響，以感知教師支持的三個維度為預(yù)測變量、學(xué)業(yè)自我效能感為依變量、截距為38.167，進行逐步回歸分析，結(jié)果整理為表5。從表5可知，投入回歸模型的三個預(yù)測變量均能顯著正向預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感，它們與學(xué)業(yè)自我效能感的多元相關(guān)系數(shù)為0.634，決定系數(shù)R2為0.402，F(xiàn)值為132.018(P=0.000<0.001)，因此，這三個預(yù)測變量共可有效解釋“學(xué)業(yè)自我效能感”40.2%的變異量。從每個變量的預(yù)測力來看，對“學(xué)習(xí)投入”最具預(yù)測作用的是情感支持，其次是能力支持，最后是學(xué)習(xí)支持。

表5 感知教師支持各維度對學(xué)業(yè)自我效能感的逐步多元回歸分析

從表6可知，教師支持中的情感支持、能力支持與學(xué)習(xí)支持對學(xué)習(xí)能力效能感與學(xué)習(xí)行為效能感均能產(chǎn)生顯著的正向影響。其中對學(xué)習(xí)能力自我效能感與學(xué)習(xí)行為效能感最具預(yù)測力的是教師的情感支持，其解釋變異量分別為27.7%與17.9%，其次是能力支持，其解釋變異量分別為7.5%與4.4%，最后是學(xué)習(xí)支持，其解釋變異量分別為1.9%與0.8%。

表6 感知教師支持各維度對學(xué)業(yè)效能感各維度的逐步多元回歸分析

(3) 學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感對其學(xué)習(xí)投入的影響。為探究學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)投入的影響，以學(xué)業(yè)自我效能感的兩個維度為自變量、學(xué)習(xí)投入為因變量、截距為-0.524，進行逐步回歸分析，結(jié)果整理為表7。從表7可知，投入回歸模型的兩個自變量對因變量學(xué)習(xí)投入均有顯著的正向預(yù)測效力，它們與學(xué)習(xí)投入的多元相關(guān)系數(shù)為0.774，決定系數(shù)R2為0.600，F(xiàn)值為442.119(P=0.000<0.001)，因此，這兩個自變量共可有效解釋“學(xué)習(xí)投入”60.0%的變異量。從每個變量的預(yù)測力來看，學(xué)習(xí)能力效能感較學(xué)習(xí)行為效能感對“學(xué)習(xí)投入”具有更大的預(yù)測效力。

表7 學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)投入的逐步多元回歸分析

表8 學(xué)業(yè)自我效能感各維度與學(xué)習(xí)投入各維度的逐步多元回歸分析

4.學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用檢驗

根據(jù)溫忠麟等人(2004)引入的三步中介法對學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用進行檢驗，分析結(jié)果整理見表9。具體檢驗步驟如下：第一步，檢驗自變量對因變量的總效應(yīng)檢驗是否顯著。由表9可知，感知的教師支持(自變量)對學(xué)習(xí)投入(因變量)的回歸系數(shù)c為0.609，且在0.001水平上顯著，因此進行第二步檢驗。第二步，做Baron和Kenny(1986)部分中介檢驗，由表9可知，感知的教師支持(自變量)對學(xué)業(yè)自我效能感(中介變量)的回歸系數(shù)為a為0.632，且在0.001水平上顯著，學(xué)業(yè)自我效能感(中介變量)對學(xué)習(xí)投入(因變量)的回歸系數(shù)b為0.768，且在0.001水平上顯著。由于a和b均顯著，說明感知的教師支持(自變量)對學(xué)習(xí)投入(因變量)的影響至少有一部分是通過學(xué)業(yè)自我效能感(中介變量)來實現(xiàn)的。因此，進行第三步檢驗來判斷中介效應(yīng)是完全中介效應(yīng)還是部分中介效應(yīng)。第三步，同時加入感知的教師支持(自變量)與學(xué)業(yè)自我效能感(中介變量)，發(fā)現(xiàn)感知的教師支持對學(xué)習(xí)投入的回歸系數(shù)c′為0.207，且在0.001水平上顯著。由于c′顯著，說明中介變量(學(xué)業(yè)自我效能感)在感知的教師支持對學(xué)習(xí)投入的影響過程中起部分中介作用。中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的比為ab/c=0.632×0.768/0.609=79.7%，中介效應(yīng)與直接效應(yīng)的比為ab/c′=0.632×0.768/0.207=234.5%。

表9 學(xué)業(yè)自我效能感(M)在教師支持與學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)檢驗

注：x為感知教師支持，y為學(xué)習(xí)投入，m為學(xué)業(yè)自我效能感，SE表示標(biāo)準(zhǔn)誤，第一步：y=cx+SE；第二步：m=ax+SE；第三步：y=bm+c′x+SE。

三、討論與結(jié)論

1.城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的總體情況良好

在本次研究中，城鄉(xiāng)接合部小學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的得分均為負(fù)偏態(tài)分布，這說明調(diào)查中4所城鄉(xiāng)接合部小學(xué)學(xué)生感知的教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的總體情況良好。不過研究也發(fā)現(xiàn)，教師支持中的能力支持得分相對其他維度的得分較低、學(xué)業(yè)自我效能感兩個維度中的學(xué)業(yè)行為效能感的得分相對較低、學(xué)習(xí)投入三個維度中的專注維度得分相對較低。這說明教師還需要給予學(xué)生更多的能力支持，在教學(xué)過程當(dāng)中應(yīng)當(dāng)有意識地培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)行為自我效能感并有意識地提高學(xué)生的學(xué)習(xí)專注力。

2.城鄉(xiāng)接合部小學(xué)中不同居住地學(xué)生感知教師支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的差異不大

本研究發(fā)現(xiàn)，在城鄉(xiāng)接合部小學(xué)里，雖然來自城市的學(xué)生感知到教師的學(xué)習(xí)支持、情感支持與能力支持的平均分均高于來自農(nóng)村/外來務(wù)工的學(xué)生，但T檢驗的結(jié)果顯示，這種差異并沒有達到統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著水平。這說明城鄉(xiāng)接合部小學(xué)里的教師并沒有因?qū)W生來自不同的群體而對他們區(qū)別對待，對來自不同居住地的學(xué)生的支持是一視同仁的。同樣，來自城市的學(xué)生與來自農(nóng)村/外來務(wù)工學(xué)生的學(xué)習(xí)能力效能感與學(xué)習(xí)行為效能感也不存在顯著差異，這說明學(xué)生對自己能否完成學(xué)業(yè)任務(wù)的自信心評價并沒有因自己的居住地不同而產(chǎn)生差別。另外，雖然城市學(xué)生學(xué)習(xí)投入的活力、奉獻與專注的平均得分高于農(nóng)村/外來務(wù)工的學(xué)生，但T檢驗的結(jié)果顯示，僅有學(xué)習(xí)投入奉獻維度的T值達到顯著水平(P=0.016<0.05)。這一差異可能是由于這兩個群體的家庭教育環(huán)境不同所導(dǎo)致的。來自家庭教育環(huán)境的不良因素極可能會給子女的學(xué)習(xí)帶來更多的干擾，損害子女的學(xué)習(xí)熱情、自豪感與意義感。

3.教師支持尤其是情感支持對學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的影響較大

回歸分析結(jié)果表明，學(xué)生感知到老師對自己學(xué)習(xí)、能力與情感的支持能夠顯著預(yù)測他們的學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入，尤其是教師提供的情感支持對學(xué)生的學(xué)習(xí)能力效能感、學(xué)習(xí)行為效能感以及學(xué)習(xí)投入的活力、奉獻與專注均有極其顯著的正向影響。也就是說，教師對學(xué)生的鼓勵、關(guān)心、關(guān)注、認(rèn)可、理解與尊重等情感方面的支持能夠顯著增加學(xué)生完成學(xué)業(yè)的自信心與對學(xué)習(xí)的投入程度，這一研究結(jié)果與Skinner等人(1993)以及賈娟(2012)和喬紅曉(2014)的研究結(jié)果基本一致。[11-13]根據(jù)馬斯洛需要層次理論的觀點，尊重需要的滿足，能使人對自己充滿信心，對社會充滿熱情，體驗到自身的價值。尊重需要的滿足還能使個體產(chǎn)生自我實現(xiàn)的驅(qū)動力、提高個體的自覺性與主動性。本研究證明，來自教師的鼓勵、關(guān)心、理解與尊重等無疑有助于滿足學(xué)生被尊重的需要，從而提高他們對學(xué)習(xí)的自信心、熱情、自覺性與主動性。另外，“關(guān)系教育學(xué)”的觀點認(rèn)為，情感在學(xué)生學(xué)習(xí)活動中有著重要作用，師生間的情感溝通與互動交往能夠讓人真正地敞開心扉，從而使學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣和積極性等被充分調(diào)動起來。因此，要想更好地提高學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入，教師需要在教學(xué)互動中有意識地提高自己對學(xué)生情感方面的支持。

隨著互聯(lián)網(wǎng)的蓬勃發(fā)展，足不出戶訂餐已成為一種趨勢，在大學(xué)生群體中表現(xiàn)尤為明顯[4-5]．在回收的509份有效問卷中，有480份問卷顯示訂購?fù)赓u，占樣本總量的94.3%，具體統(tǒng)計結(jié)果見表2．

4.學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感對其學(xué)習(xí)投入影響較強

回歸分析結(jié)果表明，學(xué)生的學(xué)習(xí)自我效能感能夠顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入的活力、奉獻與專注，且學(xué)習(xí)自我效能感的能力效能感維度較行為效能感維度對學(xué)習(xí)投入的各個方面均有更大的預(yù)測效力，這一研究結(jié)果與廖友國(2010)和王學(xué)堅(2011)的研究結(jié)果基本一致。[14-15]期望理論的觀點認(rèn)為，個體積極性調(diào)動的程度取決于其對行為結(jié)果的價值評價和預(yù)期達成該結(jié)果可能性的估計。也即是說，個體認(rèn)為行為結(jié)果的價值越大并且自己對達成這一結(jié)果越有信心時，其積極性越大。學(xué)業(yè)自我效能感是學(xué)習(xí)者對自己能夠完成學(xué)習(xí)任務(wù)的信心評價，因此，在學(xué)習(xí)者知覺到學(xué)習(xí)對自身價值的前提下，其對自己完成學(xué)習(xí)任務(wù)越有把握，其對學(xué)習(xí)的投入也就越多。另外，根據(jù)歸因理論的觀點，自我效能感還影響人們的歸因模式，在面對困難任務(wù)時，高自我效能感的人傾向于將失敗歸于努力程度，而低自我效能感的人傾向于歸因于能力。努力是可變的，而能力相對而言是穩(wěn)定的。因此，學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感水平就極可能會影響其對學(xué)習(xí)成敗的歸因，進而影響其對學(xué)習(xí)的投入。

[參 考 文 獻]

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10.16165/j.cnki.22-1096/g4.2016.04.016

2015-10-26

楊振芳(1987-)，女，廣西玉林人，碩士，助教；陳慶文(1978-)，男，廣西玉林人，碩士，副教授；陸鐵素(1992-)，女，廣西玉林人。

G444

A

1002-1477(2016)04-0066-06

江桂珍]