师范生自我效能感对学业收获的影响——基于安徽省四所师范大学的实证调查

王重光，张治勇

（阜阳师范大学 教育学院，安徽 阜阳236037）

一、研究背景与问题提出

近些年，国家对师范教育和师范生培养问题高度重视，出台了一系列政策，投入了大量的财政经费支持，特别是2017 年教育部印发《普通高等学校师范类专业认证实施办法（暂行）》（以下简称《办法》），开启了全面推进提高师范类人才素质培养体系建设的新尝试，《办法》中明确提出以“学生中心、产出导向、持续改进”为基本理念，进一步要求高校在遵循师范生成长成才规律的基础上，强调以学习效果为导向，全方位、全过程评价师范类专业人才培养质量。早在1951 年，美国著名心理学家卡尔·罗杰斯（Carl Ransom Rogers）就提出了“以学生为中心”的教育观点。［1］他认为学习评价是学习活动的重要组成部分，在评价过程中应重点关注学习者的主体性与潜能发挥。1998 年，联合国教科文组织也指出21 世纪全球高等教育需要转向“以学生为中心”的新视角和新模式，要求各国的高等教育决策者视学生为教育改革的主要参与者，重点关注学生的发展及需要，并预言“以学生为中心”的理念必将对未来全球高等教育产生深远影响。［2］进入新世纪以来，教育界开始将高等教育质量保障向“学生本位”聚焦，以大学生学业收获为标志的教育质量主题逐渐成为国际高等教育管理研究的新趋向。因此，在强调“新师范”的今天，重视师范生的培养与发展问题，既是时代之需，更是社会发展之必然，如何有效提升师范生的学业收获水平成为当前学术界广泛关注研究的问题。

院校环境对学生的学业收获能够产生显著正向影响的观点已经得到不少国内外学者的证明，但是在院校环境如何影响学生学业收获这一问题上却存在较大分歧。从已有文献的研究范式看，目前大多数关于院校环境与学业收获关系的研究，主要采用主效应模型的研究范式，即认为院校环境及其各维度因素直接作用于学业收获。但是事实上，院校环境及其子因素也可能会通过诸多因素的影响间接地对学生的学业收获产生作用，即中介效应模型可能会更好地揭示这一过程的作用机制。文献研究还发现，大学生的学习性投入、学业收获与其学业自我效能感有着密切的联系，考虑到院校环境是影响大学生学业收获的外部动因，在院校环境影响大学生学业收获的过程中，学业自我效能感作为学生内在的心理资本，可能会发挥中介作用，也就是说院校环境极有可能是通过影响学生的学业自我效能感来间接作用于学业收获。从已有文献的研究对象选择看，多以某一所院校或全国性普查的方式对大学生群体的学业收获现状进行实证分析，很少对某一区域内单一属性院校学生的学业收获情况进行分析。

鉴于此，本研究在研究范式上借鉴了国外院校影响模型，进一步论证院校环境、学业自我效能感与大学生学业收获的关系问题，在研究对象的选择上，以安徽省4 所高水平师范大学1062 名在校师范生为样本，采用实证分析方法来客观反映该区域师范教育、师范生培养的整体发展水平及现状，探寻影响师范生学业收获的主要动因，进而把师范生学业发展问题引入到师范生人才培养的全过程，为解决师范教育发展难问题提供理论与实务方面的指导和建议。

二、文献回顾与研究假设

（一）院校环境对学业收获的影响

院校环境本身是一个内涵丰富且复杂的学术概念，目前学术界尚未形成一致共识。威尔逊（Wilson）从环境性质层面分析得出好的院校环境能够为学习者提供相互支持与合作学习的机会与平台，激发学生共享各种工具和信息资源，参与解决问题的各项活动，进而达成更高的学习目标。［3］何克抗、李文光则从环境内容层面提出院校环境由学习资源和人际关系两部分构成，其中学习资源包含学习材料、认知工具、学习者的学习空间等；人际关系则包括学生之间、师生之间的人际交往。［4］综合已有观点，学者王云将院校环境定义为学习者在校期间的就读经历与体验，其中包括来自教学课程、课堂、教师、专业、校园娱乐生活等方面的各种经验或实践。［5］尽管对院校环境内容维度的构成认识不尽一致，但大多数研究都认为院校所提供的课程教学、学习氛围、人际互动、社会实践等支持内容对学生的学业发展具有显著的正向影响。阿斯廷（Astin）提出的I-E-O 模型，首次将院校环境作为影响学生产出的重要变量；［6］罗森夏恩（Rosenshine）的相关实证研究也表明了只有当院校环境支持学生积极参与到有效的教育实践活动中去，学生的学习成果和学业收获才能最大化；［7］于海琴等从课程学习、师生关系、同学关系、项目与实践、学习氛围和制度环境六个方面，实证分析了学校环境对大学生学习方式、学业收获的影响；［8］何明炳从学业成功支持、人际情感支持、融入集体支持以及经济问题支持四个方面探讨了校园支持对师生互动、学业收获的影响；［9］崔玉平等将院校环境定义为专业课程设置、任课教师与教学、校园管理与服务、人际与学习氛围四个要素，实证分析出大学生对院校环境的评价态度正向影响学生的学业满意度；［10］田甜则从人际关系营造、课程挑战、课程认知期望、学习支持四个方面得出院校环境对大学生学业收获的显著影响。［11］从上述的研究成果可以发现，院校环境是影响大学生学业满意度、学业收获的重要变量。基于此，本文将院校环境内容定义为课程与教学、人际互动、学习环境、服务与管理、项目实践五个维度，并提出如下假设：

H1：院校环境及其各维度都对师范生学业收获具有显著正向影响。

（二）学业自我效能感的中介作用

自我效能感是由美国心理学家班杜拉（Bandura）最早提出来的一个概念，它是指人们对自己实现特定领域行为目标所需能力的信心或信念，该观点已在诸多领域被证明能够有效预测个体某种行为的实施。［12］学业自我效能感是自我效能感在学业领域中应用而衍生出来的概念，梁宇颂首次将学业自我效能感引入到实证研究中；［13］黄忆春在研究学业自我效能感与学业成就的关系、作用机制与影响因素的问题上，明确将学业自我效能感定义为与学生的学业学习有关的自我效能感，具体地说，就是学习者对自己能否利用所拥有的能力或技能去完成学习任务的自信程度的评价，是对控制自己学习行为和学习成绩能力的一种主观判断。［14］学界一致认为，学业自我效能感主要由两个维度构成，分别为学习能力自我效能感和学习行为自我效能感，前者是指个体对自己是否具有顺利完成学业、取得良好成绩和避免学业失败的学习能力的判断和自信；后者是指个体对自己能否采取一定的学习方法达到学习目标的判断与自信。学业自我效能感在学情研究领域所起到的关键性作用在当下备受关注，一方面学业自我效能感是一个预测变量，它能够影响学习动机、学业收获等。例如，国内外学者对学业自我效能感在学业收获上的研究结果基本一致，即学业自我效能感与学生的学业收获存在显著正相关性。舒克（Schunk）等人的研究表明学生的学业效能感水平可以正向预测学生的学业收获，即具有高学业效能的学生会取得较高的学业收获，具有低学业效能的学生会取得较低的学业收获。［15］默顿（Multon）等人对学业自我效能感与学业收获研究的有关文献进行元研究，发现学业自我效能感正向影响学业收获，其解释度达14%；［16］王有智等对贫困地区学生自我效能、内部动机和学业成绩的关系研究表明，学业自我效能感可以预测学业收获的15.7%；［17］蔡文伯通过对新疆地区901 名少数民族大学生学习经历的实际调查发现，大学生学业自我效能感对学习策略、学业收获都具有显著的正向作用。［18］另一方面，学业自我效能感又是一个结果变量，受到一系列因素影响。例如，马伟娜和林飞的研究表明，大学生得到的社会支持越多，自我效能感越高，其心理健康水平就越高；反之，如果得到的社会支持越少，自我效能感就越低，其心理健康水平也就越低；［19］梁亚男以江西省某中职学校300 名学前教育专业学生为对象，实证分析了来自社会支持因素对学前专业学生自我效能感的影响，研究表明：来自同学、朋友以及家人等人际支持会对其自我效能感提升具有显著正向作用，即人际关系支持水平高的学生，自我效能感相对较高，人际关系支持低的学生，自我效能感相对较低；［20］杨青华通过高中生物PBL 教学的实验研究，探索PBL 教学对学生学业自我效能感的影响，研究表明：PBL 教学有助于学生获得更多的成功体验，提高学生学习的兴趣和期望，引导学生科学看待失败、比较和压力，进而提高学业自我效能感水平。［21］此外，学者黎志华、尹云霞在分析社会支持与大学生希望的关系研究问题上，采用回归分析的方法验证了自我效能感在社会支持与大学生希望中的中介作用，其影响系数为0.28，说明了社会支持显著正向影响大学生的自我效能感；［22］学者帕哈雷斯（Pa⁃jares）通过对329 名中学生的调查分析中得出先前就读经历会以学业自我效能感为中介，间接影响学生后来的学业表现。［23］

学业自我效能感具有预测变量和结果变量的双重属性。因此，将学业自我效能感作为院校环境和学业收获之间的中介变量来考察其对学习过程的影响，对于更好地认识和理解学生学业发展有很大意义。因此，本研究分析院校环境与学业收获关系的同时，进一步论证了学业自我效能感及其各维度在院校环境与学业收获之间的中介作用。据此，提出如下假设：

H2：院校环境及其各维度都对师范生学业自我效能感具有显著正向影响；

H3：师范生学业自我效能感及其各维度都对师范生学业收获具有显著正向影响；

H4：师范生学业自我效能感及其各维度在院校环境和学业收获之间发挥中介作用。

三、研究设计与实证过程

（一）师范生学业收获的理论模型建构

地方师范院校作为我国高等教育生态的子系统，既是全国600 多所地方普通本科高校的重要组成部分，更是全国180 多所师范院校的主力军，关注师范生的学业发展及培养质量，并尝试构建符合师范生人才培养模式的学业收获影响因素模型意义重大。

因此，本研究选取安徽省域内4 所高水平地方师范大学为数据样本，一方面，能较为客观、全面地反映某一地区师范教育的整体发展水平及现状，为地方师范院校提升师范教育质量及师范生人才培养提供可行方案；另一方面，能为后续研究提供较为科学的实证参考，为开展不同区域、不同层次师范教育质量评估及师范生发展水平的横向、纵向比较提供现实可能。

综上所述，本文在院校影响模型基础上，引入学业自我效能感变量，对院校环境、学业自我效能感与学业收获的关系问题进行实证研究，并构建了师范生学业收获影响因素模型（见图1）。

（二）数据收集和样本说明

本文采用问卷调查的研究方法，以安徽省4 所省属本科师范大学的在校师范生为对象。问卷中共涉及观测指标项68 题，包含院校环境、学业自我效能感、学业收获三个测量维度，均采用Likert 五点量表测量法。此外，还对师范生的个人背景及就读体验进行调查，包括性别、年龄、年级、学科背景等14 项观测选题，问卷总计82 题。

图1 师范生学业收获影响因素模型

调查过程分为预测试和正式测试两个阶段，在初步设计各测量指标的相应题项后，经由多名研究生对问卷题项的结构和句词语义等问题审阅，进行筛选和修改形成预测问卷。通过随机抽取234 名师范生进行预测试，利用统计软件SPSS21.0 对问卷进行信度和效度检验，问卷总体信度良好，Cronbach’sα 系数值在0.95 以上，这说明该问卷所有题项一致性很好，具有很高的可信度。此外，问卷中的院校环境量表、学业自我效能感量表以及学业收获量表的KMO 值均高于0.85 以上，说明各量表适合进行探索性因子分析，通过对预测试问卷进行因子降维处理，删除各量表中因子载荷小于0.5 的题项，并形成最终的测试问卷，共计65 题。

基于此，本研究正式开展数据采集工作，自2020 年4 月初至5 月中旬，通过线上发放电子问卷链接的形式，来自安徽师范大学、安庆师范大学、淮北师范大学、阜阳师范大学等数十位高校教师、辅导员参与问卷发放工作，来自4 所高校的汉语言文学、教育学、思想政治教育、外语、数学、计算机、化学、物理学等师范专业学生参与调查，共回收有效问卷1062 份，通过对师范生样本数据的整理，共有安徽师范大学问卷283 份，安庆师范大学问卷233 份，阜阳师范大学问卷342 份，淮北师范大学问卷204 份。其中，男生420 人，女生642 人，大一年级264 人，大二年级280 人，大三年级323 人，大四年级195 人，数据整体取样较为合理。

（三）问卷设计

本次调查问卷包括三个部分。第一部分是控制变量，主要包括性别、政治身份、就读院校、就读经历等人口统计学信息；第二部分是自变量，主要包括院校环境量表和学业自我效能感量表；第三部分是因变量，由学业收获量表构成。

院校环境量表主要参考了王云、崔玉平、何明炳、于海琴、田甜等人观点，将师范院校的院校环境支持要素概括为课程与教学、人际互动、学习环境、服务与管理、项目实践五个维度，共编制19 个测量指标。回答选项从“非常不同意”到“非常同意”分为五个等级，分别赋值1～5 分。经SPSS21.0 效度检验发现，各维度调查问卷皆具有较高的信度，其Cronbach’s α值分别为0.85、0.91、0.87、0.92、0.91，这说明本研究中相关变量的问卷调查信度良好。通过对不同影响因素进行因子分析发现，院校环境因素的19 个题项，其因子载荷值均大于0.5，最高为0.92，最低为0.52，均通过检验，并提取课程与教学因子、人际互动因子、学习环境因子、管理与服务因子、项目实践5 个公共因子，能够解释院校环境因素的78.86%，这说明这5个因子能够较好地解释原有变量包含的信息。

学业自我效能感量表借鉴参考了学者梁宇颂［13］的研究观点，将其概括为学业能力自我效能感和学业行为自我效能感两个维度，共自主编制11 个题项。回答选项从“非常不同意”到“非常同意”分为五个等级，分别赋值1～5。学业自我效能感因素的11 个题项，其因子载荷值均大于0.5，最高为0.86，最低为0.51，均通过检验，并提取学习能力自我效能感因子、学习行为自我效能感因子作为2 个公共因子，能够解释大学生学业自我效能感的76.8%，这说明这两个因子能够较好地解释原有变量包含的信息。

学业收获量表借鉴了胡蕾［24］开发设计的大学生学业收获调查问卷，将师范生的学业收获这一因变量概括为知识与能力提升、认知发展与价值实现两个维度，共编制18 个题项。回答选项从“非常不同意”到“非常同意”分为五个等级，分别赋值1～5。经SPSS21.0 效度检验发现，其Cronbach’s α 值为0.93，说明问卷信度良好，通过对18 个潜在观测变量采用最大方法因子分析，得出所有变量的因子载荷均大于0.5，进而提取知识与能力提升因子、认知发展与价值实现因子2 个公共因子，能够解释大学生学业收获的79.89%，这说明这两个因子能够较好地解释原有变量包含的信息。

（四）信度与效度检验

通过SPSS21.0 对正式测试的师范生学业收获影响因素量表进行信度检验，结果显示，本研究的总量表Cronbach’sα 信度系数为0.95，其中院校环境量表的Cronbach’sα 信度系数为0.96，学业自我效能感量表的Cronbach’sα 信度系数为0.93，学业收获量表的Cronbach’sα 信度系数为0.94。采用KMO 和Bartlett 球形度检验，以确定正式问卷的数据是否适合进行因子分析。结果见表1，各维度量表的KMO 值均高于0.8 以上，提取各潜变量的观测题项，其因子载荷均大于0.5 以上，累计解释潜变量贡献度均达到70%以上。通过进一步的AMOS 验证性因子分析检验结果表明，院校环境、学业自我效能感和学业收获三个变量的的绝对匹配指标GFI、AGFI 值均大于0.9；RMSEA 值均小于0.08；增值匹配指标NFI、IFI、TLI、CFI 值均大于0.9。各测量模型拟合程度均符合标准，这说明三个量表收敛信度良好。

表1 师范生学业收获问卷结构及测量检验（N=1062）

四、研究结果分析

（一）变量的描述性统计

从总体情况看，被调查的四所师范大学师范生的院校环境、学业自我效能感、学业收获的均值得分分别为2.24、2.42、2.35。其中，院校环境支持满意度5 个因子得分从高到低依次是：学习环境（2.34）、项目实践（2.27）、课程与教学（2.26）、服务与管理（2.25）和人际互动（2.08）；学业自我效能感评价满意度2 个因子得分从高到低依次是学业行为自我效能感（2.45）、学业能力自我效能感（2.38）；学业收获水平2 个因子得分从高到低依次是知识与能力提升（2.49）、认知发展与价值实现（2.21）。

表2 师范生学业收获水平及影响因素的基本现状（N=1062）

（二）直接效应的回归分析假设检验

为明确各变量之间的相关关系，本研究对12 个变量做了Pearson 相关分析，各变量的均值、标准差和相关系数矩阵见表3。由表3 可知，院校环境的各维度变量与学业自我效能感、学业收获的相关系数r 均达到0.5 水平之上（p＜0.01），这说明院校环境与学业自我效能感、院校环境与学业收获都存在显著相关性；与此同时，学业自我效能感的各维度变量与学业收获的相关系数r 也普遍达到0.65 水平以上（p＜0.01），这说明学业自我效能感与学业收获存在显著相关，进而有助于将院校环境、学业自我效能感、学业收获两两对应变量进行回归分析，以检验假设H1、H2、H3 是否成立。

本研究中院校环境、学业自我效能感以及学业收获等变量都并非单维度结构。基于研究目的，在探究直接效应时深入分析了院校环境各维度对学业收获的影响以及学业自我效能感各维度对学业收获的影响。具体回归分析结果如表4 所示，院校环境对师范生学业自我效能感存在显著的正向影响（β=0.657＊＊＊），其中项目与实践（β=0.290＊＊＊）、学习环境（β=0.187＊＊＊＊）、课程与教学（β=0.081＊＊＊）、人际互动（0.057＊＊）依次对师范生学业自我效能感提升产生不同的作用效果；院校环境对师范生学业收获同样具有显著的正向影响（β=0.672＊＊＊），其中项目与实践（β=0.329＊＊＊）、学习环境（β=0.115＊＊＊）、人际互动（0.090＊＊＊）依次对师范生学业收获提升产生不同的作用效果；学业自我效能感对师范生学业收获存在显著的正向影响（β=0.857＊＊＊），其中学业能力自我效能感、学业行为自我效能感依次会对师范生学业收获提升产生不同的作用效果。综上，假设H1、H2、H3 得到验证。

表3 各变量描述性统计及相关系数矩阵（N=1062）

表4 回归分析验证假设的结果分析（N=1062）

（三）学业自我效能感的中介效应假设检验

在控制人口统计学变量影响的基础上，探究学业自我效能感在院校环境对学业收获影响过程中有无中介作用，层次回归分析结果如表5 所示，可知学业自我效能感在院校环境与学业收获之间起到部分中介作用。鉴于本研究中学业自我效能感是多维变量，包括学业能力自我效能感、学业行为自我效能感两个维度，为了深入探究各维度在院校环境与学业收获之间的影响，分别对两个维度与院校环境、学业收获进行回归分析，具体分析结果如表6、表7 所示。

表6 结果表明，学业能力自我效能感在院校环境与学业收获的关系上起到部分中介作用。通过sobel 中介效应检验得出，学业能力自我效能感在院校环境、知识与能力提升中发挥明显的部分中介效应，其间接效应系数为0.4083（P＜0.01），总效应值为0.6718，中介效应占比为60.78%；学业能力自我效能感在院校环境、认知发展与价值实现中也发挥明显的部分中介效应，其间接效应系数为0.3454，总效应为0.6924，中介效应占比为49.88%，这说明学业能力自我效能感对师范生知识与能力提升的中介效应更为显著。

表5 学业自我效能感中介效应的回归分析（N=1062）

表6 学业能力自我效能感中介效应分析（N=1062）

表7 学业行为自我效能感中介效应分析（N=1062）

表7 结果表明，学业行为自我效能感同样在院校环境、学业收获的关系上起到部分中介作用。通过sobel 中介效应检验得出，学业行为自我效能感在院校环境、知识与能力提升中发挥明显的部分中介效应，其间接效应系数为0.3468（P＜0.01），总效应值为0.6717，中介效应占比为51.63%；学业行为自我效能感在院校环境、认知发展与价值实现中也发挥明显的部分中介效应，其间接效应系数为0.2726，总效应为0.6724，中介效应占比为40.54%，这说明学业行为自我效能感对师范生知识与能力提升的中介效应更为显著。

基于上述分析可知师范生学业自我效能感及其各维度在院校环境、学业收获关系中起到部分中介效应，原假设H4 得到完全验证。

五、研究结论及启示

（一）数据分析结论

本文探究了院校环境、学业自我效能感对师范生学业收获的影响及作用。主要得出以下三点结论：

一是从安徽省高等师范院校师范生培养的整体状况看，四所师范大学师范生对其学业收获水平、院校环境、学业自我效能感满意度评价处于中等偏下水平，且院校之间不存在显著差异。

二是院校环境、学业自我效能感与学业收获之间，以及三者各维度之间都存在显著相关性。回归分析显示，彼此间的直接效应显著，其中，院校环境中的人际互动、学习环境、项目实践对师范生学业能力自我效能感、学业行为自我效能感均有显著正向作用，课程与教学、服务与管理作用不显著；学业能力自我效能感、学业行为自我效能感对师范生的知识与能力提升、认知发展与价值实现均有显著正向作用，其学习行为自我效能感作用效果更明显；院校环境中的项目实践、学习环境对师范生的知识与能力提升具有显著正向作用，人际互动、项目实践对师范生的认知发展与价值实现具有显著正向作用，而课程与教学、服务与管理均不具有显著性。

三是学业自我效能感及其各维度在院校环境与师范生学业收获关系中具有显著的中介效应。学业自我效能感在院校环境与师范生知识与能力提升的关系中起到部分中介作用；学业自我效能感在院校环境与师范生认知发展与价值实现的关系中也起到部分中介作用。学业能力自我效能感、学业行为自我效能感均在院校环境与师范生知识与能力提升的关系中起到部分中介作用，其中介效应占比分别为60.78%、51.63%；学业能力自我效能感、学业行为自我效能感均在院校环境与师范生认知发展与价值实现的关系中起到部分中介作用，其中介效应占比分别为49.88%、40.54%，这说明学业能力自我效能感在师范生知识与能力提升、认知发展与价值实现中的作用效果更加显著。

（二）研究启示

1.以“教学学术”理念进一步巩固和提升地方师范院校课程教学质量

在课程建设方面。师范院校应更多地考虑如何去体现师范教育的培养目标和发展特色。事实上，师范生重视或不重视某类课程主要取决于该类课程对其自身未来发展有多大实用价值以及该类课程在学校的评价系统中占有怎样的地位。调查发现，师范生在“学校开设的专业课程对我未来的职业发展具有重要意义”“每学期我都有繁重的专业课程学习任务”等问题上得分偏低，这说明师范生对学校课程建设的实用性和重要性不尽满意。因此，师范院校需进一步加强师范教育类课程的实用价值，切实解决师范院校对于师范教育类课程的“事实上的”不重视现象，促使师范院校在培养未来教师中独具价值的教育类课程受到应有的强调和尊重。

在课堂教学质量提升方面。针对师范生在“课堂上老师善于结合专业领域内的热点问题进行教学”“课堂上同学们能够积极讨论并回答老师提出的专业问题”“课后我与任课教师进行充分的学习交流与合作”等问题上满意度低问题，师范院校应将“教学学术”理念引入师范教育的课堂教学改革中去。“教学学术”概念最早由博耶提出，后经舒尔曼等人发展，“教学学术”成为“教与学的学术”，该观点强调教与学的互动，既要求教师从教学实践中发现问题并研究解决问题，也要求学生积极参与教学，并成为意见的表达者，使教学不再是单纯的知识传授和知识学习，而成为一种学术，一种教与学的学术，在这一过程中，教师与学生相互促进，教师在培养人的过程中提升了学术的丰富性，学生在学习过程中进一步激发出自身的内驱力。［25］正如洪堡在论述高等学术机构中的师生关系中谈道，教师的工作有赖于学生的参与，否则难以顺利进行，学生即使不主动求教于教师，教师也会去寻找学生；教师虽然训练有素，但因此而易于失之偏颇与活力，而学生固然不甚成熟，但较之成见，勇于探索。两者的结合，利于教师实现其目标，这其中也折射出“学术”在教学中的重要意义。［26］因此，从教师的角度立场看，需要转变教师对教学学术的观念认识，使其自觉主动地将教学学术运用于师范教育的课堂教学中去；需要转变教师的评价标准，让教学在教师的职业晋升、专业发展上占据更高的地位；需要提升教师使用教学学术的能力，通过开展培训、讲座等形式将其实施于自身的课堂教学之中；从学生的角度立场看，需要明确师范生在课堂教学中扮演合作研究者的角色身份；需要积极主动、轻松自然地投入到教师的课堂教学活动之中；需要在教师的正确引导下，客观评价教师的课堂教学效果。

2.构建支持型院校环境，促进师范生与环境的积极互动

“充足的支持”是院校环境影响大学生学业收获的重要特征之一。［27］大量实证研究表明，高质量的管理与服务水平、良好的学习文化环境、和谐的人际互动、专业化的项目实践能够为大学生综合素质提升提供均衡发展的场域和空间。因此，需要进一步提升师范院校对师范生人际互动的支持水平，实现师生之间、生生之间的良性互动；需要进一步推动师范院校的管理制度建设，提升服务质量水平。例如，采用制度建设来引领师范生专业情感教育，采用形式丰富的教育手段使师范生充分认知教师的职业性质、职业特点、社会价值及地位等内涵，培养师范生对教师职业的认同感和归属感；需要进一步加强师范生培养过程中兼职教师、固定培训场所与设施等资源投入，让师范生在课堂教学之外，能够得到充足的教师专业技能训练、专业实践指导等支持内容，进而提高师范生对师范院校管理与服务水平的满意度；需要师范院校进一步营造良好的学习文化环境，如开展师范生职业技能大赛、创新创业大赛等专业实践活动为师范生的专业知识技能、综合能力素质发展提供充足的支持。

3.通过多渠道对师范生加以引导，增强师范生学业自我效能感

研究表明，学业自我效能感影响着学生对学习的主动性和坚持性，对学业收获具有正向预测作用。为提升师范生学业收获的满意程度，师范院校可以从增强师范生的学业自我效能感入手，尤其在学业行为自我效能感的提升方面。

一是要学会利用成功经验。在课程建设中，师范院校可以积极建设学校心理健康教育课程，建立健全学校心理辅导工作机制，将心理健康教育贯穿在学校教育的全过程；在课堂教学中，教师可以运用灵活的教学方法，鼓励师范生积极参与课堂讨论，如设置有趣且难度适中的学习任务，调动师范生学习的主动性和积极性，引导和帮助师范生获得成功体验，增强学习自信；在课外实践中，鼓励师范生在不影响学业的情况下有选择性地参加各种专业实践活动，让学生在参与实践的过程中体验努力完成一件事情的成就感。

二是要学会利用榜样作用。学生的学业收获水平与其身边教师、同学的积极影响具有密切联系。一般地说，在师范生心目中树立良好的教师形象，为师范生做好行动表率，充分发挥言传身教的引领作用对未来从事教育工作的广大师范生来说具有积极的正向激励作用；与此同时，在师范生群体中加强同辈教育，以身边同学的先进事迹、学习经验为师范生树立学习的榜样，引导广大师范生不断认识自我、发现自我，进一步探讨自我、超越自我。

总之，学业自我效能感在院校环境与师范生学业收获中发挥重要的中介作用，通过分类施教、分类引导等方式全面提高不同群体师范生的学业自我效能感，使其能够找到符合自身发展和价值实现的有效定位，从而实现院校环境与学业收获的良性互动。

六、不足与展望

首先，数据样本容量、代表性以及内容结构有待优化。本研究仅以安徽省4 所地方师范类大学的师范类专业学生为分析对象，并不能全然反映某一区域整体师范教育质量水平；与此同时，问卷中涉及的人口学变量设计不够充分，导致调查样本在学科属性、专业分类以及成绩排名上缺乏可比性，未能对不同学科背景下，不同专业类师范生的学业发展状况进行更为细化的比较研究，以至研究的结论及建议不够深入具体。未来可进一步加强横向比较研究，采用多群组分析法对师范生与非师范生，以及不同学科属性、专业类别的师范生进行横向比较，以检验院校环境、学业自我效能感对其学业收获影响的不同作用水平及效果。

其次，数据采集和分析方法有待深入。本研究中的调研数据在方法处理上较为简化，主要采用横截面调研法，属于静态分析调查对象的当前学业发展状况，未能掌握同一类学生群体在不同阶段的学业发展状况。未来可进一步加强纵向追踪调查研究，从过程演进的视角来准确分析不同学科背景下，不同专业性质的师范生群体在不同阶段的学业发展状况，借此对师范教育过程中的人才培养质量问题进行实时监测和动态调整。