王鐵環(huán),張 聰,鐘小霞

(1.廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院 黨委組織部,廣西 南寧 530008;(2.南寧師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,廣西 南寧 530299)

0 引 言

中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育是以中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化及其文化精神為內(nèi)容的育人活動(dòng)[1]。高校開(kāi)展各類中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng),能讓大學(xué)生深刻理解中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的底蘊(yùn)和內(nèi)涵,認(rèn)清接受中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的現(xiàn)實(shí)意義與時(shí)代價(jià)值,保持對(duì)中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的高度認(rèn)同和堅(jiān)定自信。高校肩負(fù)著為實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興培養(yǎng)合格建設(shè)者和可靠接班人的使命與責(zé)任。推動(dòng)大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)成為各高校思想政治教育工作的重要內(nèi)容。面對(duì)多元文化的沖擊和挑戰(zhàn),如何開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng),吸引更多的大學(xué)生積極參與各類中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng),夯實(shí)當(dāng)代大學(xué)生文化認(rèn)同與文化自信,是高校實(shí)現(xiàn)中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育目標(biāo)的重要手段。

學(xué)術(shù)界圍繞中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化相關(guān)話題已展開(kāi)了廣泛討論,主要聚焦在探討中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的價(jià)值意義和實(shí)踐路徑兩大方面。學(xué)者們對(duì)高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的作用給予了一致認(rèn)可,就個(gè)體而言,認(rèn)為高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育是增強(qiáng)青年學(xué)生文化自信的重要途徑[2-3],也是新時(shí)代大學(xué)生成長(zhǎng)成才的需要[4];就社會(huì)層面而言,認(rèn)為中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育是高校思想政治工作的重要組成部分,也是弘揚(yáng)社會(huì)主義核心價(jià)值觀、堅(jiān)定文化自信的重要教育內(nèi)容[5],更是實(shí)現(xiàn)“五育”并舉的重要活動(dòng)[6]。在實(shí)踐路徑方面,學(xué)者們主要從教育主體、教育載體等視角,對(duì)中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育在政策變遷[7]、課程教材[8]、教學(xué)思路[9]及傳播手段建設(shè)和創(chuàng)新等方面進(jìn)行了有意義的探討。

已有研究成果對(duì)構(gòu)建大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的知識(shí)體系和學(xué)術(shù)譜系起到了較大推動(dòng)作用,為后續(xù)研究奠定了良好的理論基礎(chǔ)。但這些成果大多基于“施教者”視角,將研究的重心放在宏觀理論構(gòu)建的探索上,而忽視了微觀視角下大學(xué)生作為“受教者”個(gè)體的心理行為,對(duì)大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿的影響因素探討較少。事實(shí)上,作為中國(guó)式現(xiàn)代化建設(shè)的重要生力軍[10],大學(xué)生群體是參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的重要對(duì)象,其參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的意愿強(qiáng)度與高校開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的成效密切相關(guān)。大學(xué)生是否愿意參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)?哪些因素影響著大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的積極性?這些都是高校無(wú)法回避的問(wèn)題,只有厘清這些問(wèn)題才能采取針對(duì)性措施來(lái)提高高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的實(shí)效性。鑒于此,本研究從微觀視角出發(fā),運(yùn)用計(jì)劃行為理論,使用PLS-SEM結(jié)構(gòu)方程模型,通過(guò)實(shí)證研究來(lái)挖掘大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿的影響因素,并為高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)提供理論依據(jù)和實(shí)踐指南。

1 理論背景與研究假設(shè)

計(jì)劃行為理論(Theory of Planned Behavior,簡(jiǎn)稱為TPB)是社會(huì)心理學(xué)中解釋態(tài)度行為關(guān)系的經(jīng)典理論之一,由Ajzen于1985年在理性行為理論(Theory of Reasoned Action,簡(jiǎn)稱為TRA)的基礎(chǔ)上深化拓展而來(lái),被廣泛用于心理學(xué)、社會(huì)學(xué)、管理學(xué)與教育學(xué)等研究中,且被證明對(duì)個(gè)體行為具有良好的解釋與預(yù)測(cè)力。TRA假定個(gè)體行為受意志控制,認(rèn)為人的行為意向是產(chǎn)生行動(dòng)的決定因素,受到行為態(tài)度(Behavior Attitude)和主觀規(guī)范(Subjective Norm)的共同影響。而TPB則把“知覺(jué)行為控制(Perceived Behavioral Control)”變量引入研究范疇,進(jìn)一步認(rèn)為行為態(tài)度、主觀規(guī)范以及知覺(jué)行為控制是影響行為意向的三大主要變量。近年來(lái),學(xué)者使用TPB對(duì)解釋或預(yù)測(cè)學(xué)校師生行為的產(chǎn)生開(kāi)展了大量研究,如高校教師科研參與意愿[11]、教師參與學(xué)校治理行為意愿[12]、民族地區(qū)大學(xué)生紅色主題閱讀影響機(jī)理[13]、學(xué)生自主學(xué)習(xí)意愿[14]等,取得了較豐碩成果。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)計(jì)劃行為理論的應(yīng)用及其研究結(jié)果表明,該理論對(duì)各類特定行為實(shí)施意愿影響因素的探討研究極具適切性[15]。本研究主要探究大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿的歸因,在TPB理論的基礎(chǔ)上,從大學(xué)生的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制三個(gè)方面出發(fā),綜合考慮高校因素的影響,分析大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿。

1.1 參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制、高校因素與參與意愿的關(guān)系

根據(jù)計(jì)劃行為理論,大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的行為意向由行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制來(lái)決定。具體而言,大學(xué)生對(duì)中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的參與態(tài)度是指?jìng)€(gè)人對(duì)參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)進(jìn)行正面或負(fù)面的評(píng)估,體現(xiàn)大學(xué)生對(duì)準(zhǔn)備執(zhí)行參與活動(dòng)行為的理性認(rèn)知過(guò)程,個(gè)人參與態(tài)度越積極,其參與意向就越高,反之則越低。主觀規(guī)范(SubjectiveNorm)是指?jìng)€(gè)人對(duì)于是否采取某項(xiàng)特定行為所感受到的社會(huì)壓力,亦即在預(yù)測(cè)他人的行為時(shí),那些對(duì)個(gè)人的行為決策具有影響力的個(gè)人或團(tuán)體(salientindividuals or groups)對(duì)于個(gè)人是否采取某項(xiàng)特定行為所發(fā)揮的影響作用大小[16],若大學(xué)生自身行為與群體相悖,就會(huì)引起群體的排斥,從而產(chǎn)生諸如自尊心受損、羞愧等心理感受,其參與活動(dòng)意愿則會(huì)大大降低。知覺(jué)行為控制的含義與自我效能感較為一致,強(qiáng)調(diào)大學(xué)生對(duì)參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的掌控程度,具體是指大學(xué)生對(duì)自己是否能順利完成中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的目標(biāo)的能力判斷及主觀行為感受與信念,高知覺(jué)行為控制會(huì)強(qiáng)化個(gè)體執(zhí)行某特定行為的意圖[17]。

從現(xiàn)實(shí)情況看,大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)除了受到個(gè)體認(rèn)知因素的影響外,還會(huì)受到客觀條件的約束,高校便是其中一項(xiàng)重要影響因素。高校是大學(xué)生學(xué)習(xí)成長(zhǎng)的主要生活場(chǎng)域,在很大程度影響著其價(jià)值觀念、思想認(rèn)同等,對(duì)大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)起著舉足輕重的作用。謝守成等學(xué)者認(rèn)為課堂教學(xué)、校園文化和文化實(shí)踐活動(dòng)可以提高民族地區(qū)大學(xué)生對(duì)中華文化的認(rèn)知度、認(rèn)同度和踐行度[18]。丁奕然和呂立杰[19]在對(duì)教師踐行中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的實(shí)際調(diào)研中發(fā)現(xiàn),學(xué)校提供的傳統(tǒng)文化教師教育培訓(xùn)、非物質(zhì)文化遺產(chǎn)傳承人進(jìn)入校園宣講等活動(dòng)具有促進(jìn)作用。因此,高校在課程建設(shè)、校園文化建設(shè)、校園實(shí)踐活動(dòng)開(kāi)展等方面的主動(dòng)投入和作為,可能對(duì)大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的意愿產(chǎn)生積極的影響。

綜上所述,在開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)情境中,大學(xué)生的參與態(tài)度越積極,主觀規(guī)范越有利,知覺(jué)行為控制力越強(qiáng),且高校所提供的支持氛圍(高校因素)較好,那么大學(xué)生參與活動(dòng)的意愿也隨之越高,反之就越小。因此,本研究提出如下假設(shè):

H1:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,參與態(tài)度正向影響參與意愿;

H2:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,主觀規(guī)范正向影響參與意愿;

H3:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,知覺(jué)行為控制正向影響參與意愿;

H4:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校因素正向影響參與意愿。

1.2 高校因素與參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制的關(guān)系

過(guò)往研究雖然對(duì)高校因素與學(xué)生參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制的直接探討并不多見(jiàn),但相關(guān)研究成果還是為本研究提供了很好的理論依據(jù)和思路。如夏雪和魏星[20]認(rèn)為學(xué)校因素能促進(jìn)積極的學(xué)習(xí)態(tài)度;李東林等[21]認(rèn)為學(xué)校良好的學(xué)習(xí)和科研環(huán)境與研究生積極向上的學(xué)習(xí)態(tài)度密切相關(guān)。鐘云華等[22]認(rèn)為學(xué)校加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)政策宣傳可以讓民族地區(qū)大學(xué)生樹(shù)立積極向上的創(chuàng)業(yè)態(tài)度;蘇洋等[23]通過(guò)實(shí)證研究結(jié)果表明,組織會(huì)對(duì)教師學(xué)術(shù)創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范產(chǎn)生顯著的正向影響,組織對(duì)教師參與學(xué)術(shù)創(chuàng)業(yè)支持度越高,教師感知的主觀規(guī)范也就強(qiáng)。朱守信等[24]認(rèn)為高校的環(huán)境支持同樣會(huì)對(duì)鄉(xiāng)村定向師范生主觀規(guī)范產(chǎn)生積極導(dǎo)向;環(huán)梅等[25]認(rèn)為提高民族地區(qū)大學(xué)生閱讀紅色資源的便利性和減少閱讀過(guò)程中的阻礙等措施提升其閱讀知覺(jué)行為控制力。尹睿等[26]通過(guò)實(shí)證研究證實(shí)學(xué)習(xí)內(nèi)容和學(xué)習(xí)支持要素對(duì)民族地區(qū)大學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感均產(chǎn)生一定的影響。

綜上所述,高校因素可能會(huì)對(duì)大學(xué)生參與教育活動(dòng)的態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺(jué)行為控制產(chǎn)生影響。高校在開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)時(shí),當(dāng)大學(xué)生感知到來(lái)自學(xué)校支持(高校因素)越來(lái)越多時(shí),其往往會(huì)產(chǎn)生積極的參與態(tài)度、強(qiáng)烈的主觀規(guī)范以及更高的知覺(jué)行為控制。因此,本研究提出以下假設(shè):

H5:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校因素正向影響參與態(tài)度;

H6:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校因素正向影響主觀規(guī)范;

H7:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校因素正向影響知覺(jué)行為控制。

1.3 參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制的中介作用

過(guò)往研究常將行為態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺(jué)行為控制作為中介變量對(duì)行為意愿進(jìn)行探討。如,王本賢[27]認(rèn)為通過(guò)高校創(chuàng)業(yè)教育能改變民族地區(qū)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)態(tài)度,進(jìn)而激發(fā)、強(qiáng)化其創(chuàng)業(yè)意向。隋海瑞[28]在民族地區(qū)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)教育對(duì)其創(chuàng)業(yè)意向影響的研究中發(fā)現(xiàn),創(chuàng)業(yè)教育改革可以為民族地區(qū)大學(xué)生營(yíng)造積極向上的創(chuàng)業(yè)氛圍,消除其對(duì)創(chuàng)業(yè)的恐懼感,提高對(duì)創(chuàng)業(yè)的正確認(rèn)知,培養(yǎng)其參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的興趣。鐘云華等[22]將創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺(jué)行為控制作為中介變量,探討了創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)榜樣和創(chuàng)業(yè)教育對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。李嘉等[29]通過(guò)實(shí)證分析得出,公益教育通過(guò)對(duì)主觀規(guī)范、行為態(tài)度和感知行為控制的直接正向影響,進(jìn)而間接正向影響個(gè)體公益行為意向。

以上研究表明,可以將行為態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺(jué)行為控制作為中介變量對(duì)行為意愿進(jìn)行探討。在開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校因素與參與意愿之間是否存在中介關(guān)系關(guān)鍵在于,高校因素是否通過(guò)參與態(tài)度、行為規(guī)范和知覺(jué)行為控制影響參與意愿。鑒于此,本研究考慮將參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制作為中介變量,探討高校因素與參與意愿之間的中介效應(yīng)。綜上,本研究提出以下假設(shè):

H8:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,參與態(tài)度在高校因素和參與意愿之間存在中介作用;

H9:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,主觀規(guī)范在高校因素和參與意愿之間存在中介作用;

H10:在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,知覺(jué)行為控制在高校因素和參與意愿之間存在中介作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 量表設(shè)計(jì)

根據(jù)計(jì)劃行為理論,本研究主要涉及的變量為參與意愿、參與態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制,測(cè)量這些變量的量表主要參考魏葉美等[30]編制的量表,而高校因素的測(cè)量量表主要參考王華敏等[31]編制的量表,并結(jié)合研究?jī)?nèi)容進(jìn)行修改(見(jiàn)表1)。問(wèn)卷題項(xiàng)采用李克特5點(diǎn)量表,量表值為1～5(1為非常不同意,2為不同意,3為一般,4為同意,5為非常同意)。

表1 測(cè)量量表題項(xiàng)

2.2 數(shù)據(jù)收集

選取廣西的在校大學(xué)生作為研究對(duì)象,借助專業(yè)問(wèn)卷調(diào)查平臺(tái)“問(wèn)卷星”開(kāi)展在線問(wèn)卷調(diào)查,調(diào)查時(shí)間自2023年5月15日至2023年6月15日,共為期30天。在開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查中,向參與者說(shuō)明了開(kāi)展調(diào)查的主要目的和保密性,并對(duì)填寫問(wèn)卷過(guò)程中可能遇到的問(wèn)題進(jìn)行解答。最終有效樣本數(shù)為211份,有效回收率為59.125%。男生占8.35%,女生占91.65;本科生38.06%,?？粕?1.94%;年齡主要集中于18～25歲,占97.91%;人文社科(文)專業(yè)占比81.02%,自然科學(xué)(理)18.98%。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 信效度分析

運(yùn)用Smart PLS4.0軟件對(duì)所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和運(yùn)算。Cronbach’sα系數(shù)是檢驗(yàn)量表信度的關(guān)鍵指標(biāo)。在探索性研究中,Cronbach’sα系數(shù)大于0.7,平均提取方差(Average Variance Extracted,AVE)值大于0.5才能說(shuō)明使用該變量的可行性。由表2可以看出,本研究的高校因素、參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制、參與意愿等潛變量的CR值介于0.815～0.956之間,Cronbach’s a系數(shù)介于0.712～0.931之間,均大于0.7的擬合標(biāo)準(zhǔn),表明各潛變量之間內(nèi)部一致性良好;潛變量AVE值介于0.528～0.955之間,大于0.5,能夠合理解釋潛變量,收斂效度良好[37]。Composite Reliability(CR)值和要求CR值在0.7以上,說(shuō)明問(wèn)卷的量表信度較好,具有較高的可信度。

表2 測(cè)量模型檢驗(yàn)

區(qū)別效度主要通過(guò)觀測(cè)各變量的題項(xiàng)的交叉負(fù)荷矩陣(Cross Loadings)和各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣來(lái)檢驗(yàn)(見(jiàn)表3和表4)。

表3 交叉負(fù)荷量

表4 區(qū)別效度分析

從表3可以看出,除了主觀規(guī)范變量中的SN2題項(xiàng)量的AVE值與其他變量中的題項(xiàng)因素載荷相近外,其余各變量的題項(xiàng)因素負(fù)荷量均高于其在其他變量中題項(xiàng)因素負(fù)荷量,考慮潛變量SN2的AVE值大于0.5,且主觀規(guī)范變量的AVE值大于該變量與其他變量間的相關(guān)系數(shù),因此考慮保留此題項(xiàng);從表4可以看出,當(dāng)變量之間的皮爾森相關(guān)性系數(shù)的平方小于該變量的AVE值的平方根時(shí),說(shuō)明該變量與其他變量的區(qū)別效度存在[32]。Henseler等[33]認(rèn)為PLS-SEM(運(yùn)用Smart PLS工具的結(jié)構(gòu)方程模型)往往會(huì)高估因素負(fù)荷量,也就是高估了變量的AVE值,從而低估變量與變量之間的相關(guān)性。因此,有必要在進(jìn)行區(qū)別效應(yīng)分析時(shí)加入異質(zhì)-單質(zhì)比率(Heterotrait Monotrait Ratio,HTMT)的估計(jì)方法,進(jìn)一步進(jìn)行區(qū)別效度檢驗(yàn)。Hair等[34]認(rèn)為,兩個(gè)不同潛變量能夠通過(guò)判別效度檢驗(yàn)的前提是它們之間的HTMT值應(yīng)低于0.85,見(jiàn)表5。由表5可知,潛變量之間的相關(guān)系數(shù)最大為0.675,最小為0.544,均小于0.85,表明量表的區(qū)別效度符合要求[35]。綜上結(jié)果表明,測(cè)量模型具有良好的信度和效度,可以開(kāi)展假設(shè)檢驗(yàn)。

表5 HTMT區(qū)別效度分析

3.2 模型假設(shè)檢驗(yàn)

在確認(rèn)研究模型具有較好的信度和效度后,通過(guò)Smart PLS4.0軟件對(duì)樣本進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析時(shí),將結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)與解釋力系數(shù)作為指標(biāo)判斷模型有效性[36]。模型路徑系數(shù)的顯著性水平通常使用低于5%作為的判斷標(biāo)準(zhǔn),即若P值小于0.05時(shí)(P<0.05),該路徑系數(shù)是呈顯著水平,假設(shè)成立。過(guò)往研究通常將以決定系數(shù)R2(coefficient of determination,R2)作為結(jié)構(gòu)模型解釋力判斷指標(biāo),以R2>0.1來(lái)表示研究模型具有良好的擬合度[37]。從表6與圖1可以看出,H1至H7所有的路徑P值均小于0.05,故本研究提出H1、H2、H3、H4、H5、H6、H7假設(shè)均成立;模型中參與意愿變量R2=0.511,表示該模型擬合良好且解釋力為51.1%,說(shuō)明提出的整合模型能有效地解釋大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的意愿。

圖1 PLS-SEM結(jié)構(gòu)模型圖

表6 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究使用Smart PLS4.0中的Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表7。VAF(Variance Accounted For)是間接效應(yīng)與總效應(yīng)的比值,是判斷中介效應(yīng)程度的衡量指標(biāo)。一般情況下,當(dāng)VAF值小于0.2時(shí)(VAF<0.2),表明不存在中介效應(yīng),當(dāng)VAF值大于或等于0.2小于或等于0.8時(shí)(0.2≤VAF≤0.8),表明存在部分中介效應(yīng),而當(dāng)VAF值大于0.8時(shí)(VAF>0.8),則說(shuō)明存在完全中介效應(yīng)[38]。在本研究中,高校因素與參與意愿總效應(yīng)為β=0.366,參與態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺(jué)行為控制的間接效應(yīng)分別為0.079、0.124、0.164。因此,參與態(tài)度在高校因素與參與意愿之間的中介效應(yīng)顯著(β=0.079,P<0.05),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的VAF值為0.216,H8成立;主觀規(guī)范在高校因素與參與意愿之間起部分中介作用(β=0.124,P<0.05),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的VAF值為0.339,H9成立;知覺(jué)行為控制在高校因素與參與意愿之間的中介效應(yīng)顯著(β=0.164,P<0.05),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的VAF值為0.448,因此H10成立。

表7 中介效應(yīng)的匯總表

4 討 論

本研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型分析大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿的影響因素,根據(jù)研究結(jié)論和已有文獻(xiàn)進(jìn)一步討論。

(1)本研究結(jié)果表明,在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制及高校因素與參與意愿顯著正相關(guān),該結(jié)論與過(guò)往其他領(lǐng)域的研究結(jié)論一致,證實(shí)了計(jì)劃行為理論適用于中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的研究。研究結(jié)論表明參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制是影響大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意向的重要因素,同時(shí)高校因素也在一定程度上正向影響著大學(xué)生的這一參與意向。從行為態(tài)度來(lái)看,態(tài)度是個(gè)體內(nèi)在心理的外在反映,大學(xué)生基于自身興趣或偏好來(lái)選擇是否參與高校開(kāi)展的中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng),這將直接影響其參與意愿的形成。態(tài)度期望價(jià)值理論[39]認(rèn)為個(gè)體擁有許多與行為結(jié)果相關(guān)的信念,這些行為信念包括了行為結(jié)果發(fā)生的可能性與評(píng)價(jià)。因此,若大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈,且認(rèn)為參與該活動(dòng)有利于自我成長(zhǎng)提升,則其參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿方面將表現(xiàn)得越強(qiáng)烈。從主觀規(guī)范來(lái)看,大學(xué)生在面對(duì)是否參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)決策時(shí),往往依據(jù)周圍人的一般做法或重要他人的觀點(diǎn)做出行為選擇[40],這種社會(huì)普遍認(rèn)可的“規(guī)范”會(huì)對(duì)大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的意愿產(chǎn)生激勵(lì)、引導(dǎo)或約束作用,當(dāng)大學(xué)生感覺(jué)到重要他人或者群體期待其參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng),或選擇遵從重要他人或群體對(duì)其所抱期望時(shí),其參與該活動(dòng)的意愿也會(huì)更加強(qiáng)烈。從知覺(jué)行為控制來(lái)看,當(dāng)大學(xué)生具有足夠的傳統(tǒng)文化知識(shí)儲(chǔ)備、豐富的傳統(tǒng)文化學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、多元的傳統(tǒng)文化信息獲取渠道以及完整全面的資源保障時(shí),就會(huì)降低大學(xué)生自身感知到參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的難度,從而更傾向于參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)。從高校因素來(lái)看,高校是大學(xué)生生活、學(xué)習(xí)和成長(zhǎng)成才的主要場(chǎng)域,對(duì)鼓勵(lì)和影響大學(xué)生積極參與這一特定主題活動(dòng)起著重要作用。與此同時(shí),根據(jù)社會(huì)交換理論,高校因素還隱含了其對(duì)大學(xué)生的回報(bào)期望。為實(shí)現(xiàn)高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的目標(biāo)和履行高校期望的角色,大學(xué)生會(huì)選擇積極參與各類以中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育為主題的相關(guān)活動(dòng)。

(2)本研究證實(shí),在大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校因素與參與意愿、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。支持性的高校因素可以讓大學(xué)生產(chǎn)生積極的參與態(tài)度,有助于大學(xué)生身邊的老師或同學(xué)給予其參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的社會(huì)壓力和主觀影響,減少大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的阻礙因素,增強(qiáng)大學(xué)生知覺(jué)行為控制感。這是因?yàn)楦咝碛邢到y(tǒng)的知識(shí)體系、多樣的授課方式和豐富的文化活動(dòng)載體,大學(xué)生通過(guò)專業(yè)的課堂教學(xué)認(rèn)知中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的形成歷史、內(nèi)涵特征和演進(jìn)趨向,在實(shí)踐活動(dòng)參與中感受傳統(tǒng)文化的熏陶,進(jìn)而激發(fā)情感共鳴、錘煉堅(jiān)定意志和喚醒行為自覺(jué)。

(3)本研究證實(shí)參與態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制對(duì)高校因素與參與意愿關(guān)系具有中介作用。從高校因素與參與意愿的本質(zhì)來(lái)看,當(dāng)大學(xué)生感知到來(lái)自高校因素的積極支持時(shí),就會(huì)萌發(fā)參與信念,形成參與態(tài)度,進(jìn)而提高參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的意愿。同時(shí),高校所提供各種支持性資源越多,大學(xué)生參與活動(dòng)的積極性也會(huì)越高,當(dāng)大學(xué)生感受到來(lái)自重要他人和群體的支持或期望時(shí),其個(gè)體無(wú)形中也承受了來(lái)自外部的壓力和鞭策,最終這種壓力和鞭策被大學(xué)生自身內(nèi)化為參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)的驅(qū)動(dòng)力,從而影響其態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制,進(jìn)而間接影響大學(xué)生參與該活動(dòng)意愿的強(qiáng)烈程度。此外,高校因素的各種資源充足供給,會(huì)讓大學(xué)生認(rèn)為自己的能力和資源足以應(yīng)對(duì)參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中可能遇到的問(wèn)題,其知覺(jué)強(qiáng)度越大,參與該活動(dòng)的意愿就越強(qiáng)烈。因此,本研究結(jié)果支持參與態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制在解釋高校因素與參與意愿關(guān)系中的中介作用。

5 結(jié) 論

本研究結(jié)果豐富和發(fā)展了中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的研究,為未來(lái)高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的研究提供了新的理論視角。(1)在高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,大學(xué)生參與意愿是中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育成效的關(guān)鍵一步,參與意愿的產(chǎn)生具有一定的復(fù)雜性,可能受多種因素的影響。有必要整合不同的理論,全面分析參與意愿的影響因素。(2)目前關(guān)于高校大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的研究中定性研究較多,更多地關(guān)注中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育的實(shí)踐路徑或?qū)Σ叽胧?而對(duì)大學(xué)生這一“受教”主體在中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育中的參與、接受等情況探討較少,這在一定程度上制約高校制定相關(guān)教育策略的有效性和針對(duì)性。

本研究也為高校中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)提供兩點(diǎn)啟示:(1)由于高校因素、參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制對(duì)參與意愿有正向的影響,因此在開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,高校不僅可以通過(guò)為大學(xué)生提供各種活動(dòng)支持來(lái)提高其參與意愿,還應(yīng)該加強(qiáng)大學(xué)生的知覺(jué)行為控制能力的培養(yǎng),提高其參與活動(dòng)的信念、信心和毅力,并能從主觀上規(guī)范自己,從而促進(jìn)更多多的大學(xué)參與。(2)由于參與意愿、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制在高校因素與參與意愿中起部分中介作用,高校管理者在開(kāi)展中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)中,應(yīng)當(dāng)要加強(qiáng)參與理念宣傳,營(yíng)造良好參與氛圍,不斷提升活動(dòng)開(kāi)展的趣味性、便利性和易完成性,不斷地豐富相關(guān)活動(dòng)內(nèi)容,從而提升大學(xué)生的參與態(tài)度,形成良好的主觀規(guī)范和較高的知覺(jué)行為控制感,進(jìn)而促進(jìn)他們更積極地參與各類中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)。

本研究也存在一些不足需要在未來(lái)的研究做進(jìn)一步探討。(1)本研究中有關(guān)的假設(shè)主要是基于計(jì)劃行為理論和高校因素的傾向,雖然這些設(shè)想在本研究中均得到驗(yàn)證,但影響大學(xué)生參與中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化教育活動(dòng)意愿的因素還存在其他方面,未來(lái)研究可以從不同的理論視角挖掘更多的影響因素,如考慮加入家庭因素、社會(huì)因素等外部因素的影響作用,從而進(jìn)一步驗(yàn)證本研究結(jié)論。(2)本研究檢驗(yàn)參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制在高校因素與參與意愿的中介作用,未考慮參與態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制之間相互作用的影響,未來(lái)研究可以對(duì)他們之間的鏈?zhǔn)街薪橛绊懶?yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。(3)本研究的樣本集中于廣西的大學(xué)生,限制了研究的外部效度,未來(lái)研究應(yīng)當(dāng)在其他群體中對(duì)本研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn),并選擇來(lái)自不同類型或者其他地區(qū)的學(xué)生樣本,以提高研究結(jié)論的外部適用性。