李蕾

摘 要：研究的目的在于了解J大學不同特性本科生的學習投入狀況。采用問卷調(diào)查法，以J大學中心校區(qū)的本科生為研究對象，根據(jù)活力、奉獻、專注建構本研究的構架與問卷。采用SPSS 19.0 for Windows進行統(tǒng)計分析，分析方法為獨立樣本T檢驗、單因素ANOVA分析及回歸分析。對不同性別、年級和專業(yè)的本科生的學習投入趨勢及學習投入各維度間的相互影響關系進行了描述和總結(jié)。

關鍵詞：本科生；學習投入；活力；奉獻；專注

中圖分類號：G640 文獻標識碼：A 文章編號：1002-4107（2018）04-0062-04

高等教育大眾化背景下，高等教育質(zhì)量嚴重滑坡，各大高校對“如何提升高等教育質(zhì)量，創(chuàng)建世界一流大學”進行了深入的調(diào)查研究。以往調(diào)查大多關注對高校的資源投入、教師教學、行政權力與學術權力的平衡關系等方面，而高校學生作為高等教育的接受者，是高校實現(xiàn)其基本職能的實踐對象，要實現(xiàn)高等教育質(zhì)量的提升，必須重視以學生為切入點的調(diào)查研究。同時，本科教育是高等教育最重要的組成部分，本科生質(zhì)量的高低影響著高等教育整體質(zhì)量水平。針對本科生開展的各種調(diào)查主題中，對本科生學習投入度的研究逐漸受到高等教育界的重視。

一、研究背景與動機

作為影響學生學習質(zhì)量的重要因素之一，早在20世紀學者們便開始了對學習投入度的研究。20世紀30年代，美國著名教育心理學家泰勒針對學生在學習上所花費的時間及學習努力程度在芝加哥大學開展調(diào)查研究[1]。20世紀60年代，Robert Pace 開發(fā)了CSEQ問卷，該問卷主要對學生的努力成效進行了分析[2]。20世紀90年代，Skinner采用相關性分析和路徑分析的方法，從參與、結(jié)構、自主支持三個維度關于教師行為對學生學習動機所產(chǎn)生的影響進行了研究[3]。進入21世紀后，學者們對學生學習投入的研究熱情有增無減。Marks從24所中小學校里選取3669名學生，使用分層線性模型對這些學生的學習投入狀況進行研究，最終得出學生的學習投入存在不同的模式，這些模式與他們的年級水平相一致的結(jié)論[4]。Carini等學者在美國教育研究協(xié)會

2004年年度會議上發(fā)表報告，總結(jié)了他們在2002年對14所四年制院校的1058名學生進行的調(diào)查研究，該研究對學生投入與學業(yè)成績之間的關系及不同院校的學生將學習投入轉(zhuǎn)化為學術表現(xiàn)的能力是否存在差異進行了深入分析[5]。William指出學習投入與學習動機水平呈正相關，認為學生學習動機水平的高低決定了他在學習中付出努力的多少[6]。

每個學者的立足點不同，關于學生學習投入（student engagement）的概念至今還沒有一個統(tǒng)一的說法。Schaufeli從三個構面對學習投入進行分析，即活力（vigor）、奉獻（dedication）和專注（absorption）?；盍κ侵冈趯W習中，學習投入的人會感到精力充沛、活力十足。他們信心百倍，對待困難能夠迎難而上，不輕易氣餒。專注是指學習投入的人完全沉浸在自己的學習中，學習像磁鐵一樣吸引著他們。他們在學習時全神貫注，發(fā)現(xiàn)學習富有挑戰(zhàn)性，認為學習是一種享受。他們學習的時候，常常會忘記時間的流逝。奉獻是指學習投入的人感到自己與學習緊密相連，他們對學習充滿熱情，關心學習中遇到的問題。他們能夠發(fā)現(xiàn)學習的意義，樂意為之奉獻，并為之感到自豪[7]。Schaufeli對學習投入的概念進行了描述，他認為學習投入是個體具有良好的心理韌性且在學習時精力旺盛，懂得學習的意義，對學習充滿熱情，沉浸在自己的學習狀態(tài)之中[8]。此外，Schaufeli對自己開發(fā)的工作投入量表Utrecht Work Engagement Scale（UWES）進行改編，形成學生學習投入量表Utrecht work engagement scale for students（UWES-S）。由于Schaufeli設計的UWES-S量表相對成熟且與本文的研究方向相符，因此，本研究使用UWES-S量表對J大學本科生學習投入狀況進行問卷調(diào)查，探討J大學不同性別、年級和專業(yè)的本科生學習投入趨勢，及學習投入的活力、奉獻和專注之間是否存在相互影響的關系。在此基礎上為提高J大學本科生學習投入程度、改善J大學本科生學習質(zhì)量做出努力。

二、研究方法

（一）研究對象

本研究采用隨機抽樣的方法，以J大學本科生為調(diào)查對象，預計發(fā)放問卷320份。2016年10月21日～25日，分別在J大學新餐廳、圖書館、生活中心和教學樓各發(fā)放問卷80份。共收回有效問卷310份，經(jīng)檢驗樣本的有效回收率約為94%。其中男生128人、女生182人，大一學生131名、大二學生64名、大三學生50名、大四學生65名，文科生89人、理科生221人。

（二）研究工具

本研究采用UWES-S量表進行調(diào)查分析。2002年，Schaufeli在其論文Burnout and Engagement in University Students：A Cross-National Study中所使用的UWES-S量表，將學習投入分為活力（vigor）、奉獻（dedication）和專注（absorption）三個維度，各維度下分別設6項、5項、6項題目，共17項題目。問卷采用利克特7點尺度：1代表從來沒有，2代表幾乎沒有過，3代表很少，4代表有時，5代表經(jīng)常，6代表十分頻繁，7代表總是。以受試者在總量表中得分的高低反映個人的學習投入情況，得分越高代表個人的學習投入度越高，反之，則代表學習投入度越低。

（三）數(shù)據(jù)處理

本研究采用SPSS 19.0 進行數(shù)據(jù)建檔及相關統(tǒng)計分析。由于各國學生在思維及習慣上存在差異且該量表為翻譯版，為了保證量表的適用性依然先對數(shù)據(jù)進行檢測。

1.預測問卷的數(shù)據(jù)檢測。首先，發(fā)放55份預測問卷（有效回收52份）進行項目分析和信度檢驗。根據(jù)Edward的建議，用27和73分位數(shù)對數(shù)據(jù)進行高低分群[9]，活力、奉獻和專注的低分群分別是20分、19分、20分以下，高分群分別是26分、25分、27分以上。其次，通過獨立樣本T檢驗對高低分群的均值進行比較，結(jié)果顯示三個維度的P值均小于0.05，說明高低分群有顯著性差異，題目暫且全部保留。最后，對這三個構面進行可靠性分析，結(jié)果顯示，三個構面的Cronbach'sα分別為0.721、0.724和0.852，均大于0.7，在可接受的范圍之內(nèi)。信度檢查表明UWES-S量表具有良好的信度，適合用于J大學本科生學習投入的研究。

2.正式問卷的數(shù)據(jù)檢測。首先，從描述性統(tǒng)計頻率表中可以看出無論是性別、年級還是專業(yè)，它們的總計樣本數(shù)都是310份，代表樣本中沒有缺失值。所有的值都在各自的位置，并沒有額外的數(shù)字出現(xiàn)，說明沒有建檔錯誤。另外，每一個分類的樣本數(shù)都不少于總樣本數(shù)的5%，且最大組與最小組的樣本比也不超過4倍，說明問卷樣本采集合理，適合做統(tǒng)計分析，無須并組。通過描述性統(tǒng)計分析可以看出偏度的絕對值均在1以內(nèi)，峰度的絕對值均在7以內(nèi)，說明數(shù)據(jù)符合正態(tài)分配，沒有極端值。分別對活力、奉獻和專注這三個維度進行因子分析。如表1所示，每一維度的解釋能力均在55%以上，且每一項題目的因素負荷量均高于0.6，說明17項題目均可保留，暫無須刪除。

其次，對問卷信度的檢測。分別對活力、奉獻和專注三個維度進行可靠性分析，結(jié)果顯示：（1）這三個維度的Cronbach'sα分別為0.835、0.797和0.846，均大于0.7，說明問卷信度良好。（2）除奉獻維度中的第1題（即我發(fā)現(xiàn)學習具有挑戰(zhàn)性）校正的項目總計相關性為0.434略低之外，其他16項題目校正的項目總計相關性均大于0.5，因此應刪除奉獻維度的第1題。（3）活力和專注維度的項目間的相關性中均值、極大值、極小值均大于0.3，奉獻維度刪除第1題之后，項目間的相關性中的均值、極大值、極小值也都大于0.3，說明題目之間的相關性適中。以下的分析均刪除奉獻維度中的第1題（刪除之后，奉獻維度的解釋能力為63.207）。

最后，對問卷效度的檢測。通過皮爾森相關性分析如表2所示，活力與奉獻的皮爾森相關為0.695，符合中度相關應在0.3～0.7之間的要求?；盍εc專注、奉獻與專注之間的皮爾森相關分別為0.702和0.752略高于0.7但仍然低于0.85，尚可接受。由于在做因子分析時，是將活力、奉獻和專注三個維度逐個進行分析的，因此以計算出的各自的方差解釋能力就是它們的平均方差萃取量的值（即AVE）。如表2所示，三個維度的AVE值均大于0.5，說明這三個維度具有收斂效度?；盍S度的AVE之根號值為0.747同時大于與其他構面的相關系數(shù)，代表活力維度與其他維度間存在區(qū)別效度。奉獻維度和專注維度的AVE之根號值分別為0.795和0.758，也同時大于各自與其他構面的相關，代表奉獻、專注維度也與其他維度間存在區(qū)別效度。

三、研究結(jié)果與分析

通過描述性統(tǒng)計，分別對J大學本科生學習投入的活力、奉獻和專注三個維度及總問卷的整體趨勢進行分析。被試者學習投入平均值為4.56，其中活力、奉獻、專注三個維度的平均值分別為4.56、4.37和4.75，以問卷評分的臨界值4為參照點，本科生學習投入總體上屬中等水平，三個維度的投入水平從高到低依次是專注、活力和奉獻。其中專注最高得分題項是“學習時，我感到時間過得很快”，最低得分題項是“我難以放下手中的學習”。這說明學生能夠全身心地投入到學習中，但不能長久保持這種投入的學習狀態(tài)，對學習缺乏耐性?；盍ψ罡叩梅猪検恰凹词箤W習不順利，我也毫不氣餒”，最低得分題項是“我能持續(xù)學習很長時間，中間不需要休息”。這說明學生在學習過程中遇到挫折時能夠及時調(diào)整心態(tài)，對困難迎難而上不輕易氣餒，但缺乏充足的精力。奉獻的最高得分題項是“我發(fā)現(xiàn)學習具有挑戰(zhàn)性”，最低得分題項是 “我因我的學習而感到自豪”。一般完成一項具有挑戰(zhàn)性的工作，理應會感到自豪，而學生認識到學習富有挑戰(zhàn)性的同時，對學習缺乏應有的自豪感，這是影響學生奉獻的重要因素。因此，要提高學生學習投入的整體水平，高校教師應從培養(yǎng)學生的耐性、精力和對學習的自豪感三方面著手。首先，教師可通過培養(yǎng)學生對知識的好奇心、展現(xiàn)知識本身的吸引力為學生能夠長時間保持投入的學習狀態(tài)和提高其在學習上的耐性打下基礎；其次，高校應提供良好的學習環(huán)境，引導學生養(yǎng)成科學的作息規(guī)律，重視學生的體育運動并提供完備的體育設施，為學生保持充沛的精力提供保障；最后，教師應尊重學生的個性差異并采用激勵性的評價方式，給不同個性和層次的學生予以充分的贊揚、適度的激勵，增強學生對學習收獲的期望，培養(yǎng)學生學習自豪感。

下面對不同性別、專業(yè)、年級的本科生在學習投入的各維度上是否存在差異及各維度之間是否相互影響進行總結(jié)。

（一）本科生學習投入的性別趨勢

通過獨立樣本T檢驗對不同性別的受試者在學習投入各維度上是否存在差異進行分析（如表3），不同性別的受試者在奉獻與專注上未達顯著性差異，而在活力上存在顯著差異P<.05，且通過均值比較，女生的活力均值4.38低于男生的均值4.82。對此，教師須發(fā)揮其指導與支持功能，培養(yǎng)女生的自信心，并能夠及時發(fā)現(xiàn)在學習上遇到挫折的女生，幫助她們梳理造成學習困難的原因，助其在面對困難時保持積極向上的心態(tài)，以鍛煉其毅力，提高解決問題的能力。同時，教師也要提高自身教學質(zhì)量，這是增強學生學習的興趣、激發(fā)學習動機的關鍵。

（二）本科生學習投入的專業(yè)趨勢

通過獨立樣本T檢驗對不同專業(yè)類別的受試者的學習投入情況進行分析。結(jié)果顯示（如表4），不同專業(yè)類別的受試者在活力上P>.05，未達顯著性差異。奉獻部分P>.05，未達顯著性差異。同樣，專注部分P>.05，依然未達顯著性差異。此結(jié)果顯示，不同專業(yè)類別的受試者在學習投入上不存在顯著性差異。

（三）本科生學習投入的年級趨勢

通過單因素ANOVA分析本科生學習投入的年級趨勢（如表5）。不同年級在活力和奉獻上的P值均大于0.05，未達到顯著性差異。不同年級在專注上P<.05，存在顯著性差異，且大一學生在各維度的均值都大于其他各年級，說明大一學生的學習投入水平最高。形成這種趨勢的原因主要是大一學生帶著高中的學習熱情及學習習慣進入大學，由于學習環(huán)境的改變，大二大三學生學習的專注度與熱情度降低，產(chǎn)生倦怠感，大四的學生面臨就業(yè)壓力很難全身心地沉浸在學習中。為了使學生能夠長期保持對學習的興致，學校應為學生提供良好的學習氛圍，并為大四的學生開設實用有效的就業(yè)指導課，以減少其后顧之憂，為專注學習提供保證。

（四）活力、奉獻與專注之間的相互影響關系（如表6）

首先，奉獻和專注對活力會產(chǎn)生影響，且專注對活力的影響力更大。以活力為因變量，奉獻與專注為自變量進行回歸分析?；盍εc專注的非標準化系數(shù)P<.001，證明奉獻與專注對活力產(chǎn)生影響，且奉獻與專注的標準化系數(shù)分別為0.385和0.413，說明專注對活力的影響力更大，即自變量奉獻每增加一個標準差，因變量活力就會增加0.385個標準差；自變量專注每增加一個標準差，因變量活力就會增加0.413個標準差。非標準化系數(shù)分別為0.350和0.393，說明在其他變量控制不變的情形下，自變量奉獻每增加一個單位，因變量活力就會增加0.350個單位，同理，在其他變量控制不變的情形下，自變量專注每增加一個單位，因變量活力就會增加0.393個單位。

其次，活力與專注對奉獻會產(chǎn)生影響且專注對奉獻的影響更大。活力與專注的非標準化系數(shù)P<.001，且它們的標準化系數(shù)分別為0.331和0.519，證明活力與專注對奉獻產(chǎn)生影響，且專注對奉獻的影響更大，即活力每增加一個標準差，奉獻就會增加0.331個標準差；專注每增加一個標準差，奉獻就會增加0.519個標準差。非標準化系數(shù)分別為0.365和0.544，說明在其他變量控制不變的情形下，活力每增加一個單位，奉獻就會增加0.356個單位；專注每增加一個單位，因變量奉獻就會增加0.544個單位。

最后，活力與奉獻對專注會產(chǎn)生影響且奉獻對專注的影響更大。活力與奉獻的非標準化系數(shù)P<.001，且它們的標準化系數(shù)分別為0.348和0.510，說明活力與奉獻對專注產(chǎn)生影響，且奉獻對專注的影響更大，即活力每增加一個標準差，專注就會增加0.348個標準差；奉獻每增加一個標準差，專注就會增加0.510個標準差。非標準化系數(shù)分別為0.366和0.486，說明在其他變量控制不變的情形下，活力每增加一個單位，專注就會增加0.366個單位；奉獻每增加一個單位，因變量專注就會增加0.544個單位。

四、研究限制

1.本研究受研究時間與研究資源所限，無法進行跨省市的大規(guī)模研究，僅以J大學的本科生為研究對象進行調(diào)查，故研究結(jié)果是否可以推論至全國，仍須進一步探討。

2.本研究所采用的是國外學者Schaufeli所開發(fā)的UWES-S量表，因此，在對問卷中各題項上的翻譯上無法盡善盡美。

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