乡村定向师范生学业自我效能感与学习投入关系的实证研判：合作学习的中介效应

○周 鹏

一、背景解析

教师是学校教育第一资源，发展公平而有质量的乡村教育关键是拥有一批乐教适教的乡村教师，这是乡村教育的内在诉求。国务院颁布《乡村教师支持计划（2015-2020年）》以来，诸多省份相继实施乡村教师定向培养政策，乡村教师定向培养成为拓展乡村教师补偿的有效渠道和重要举措，让优秀的人培养更优秀的人成为提升乡村教育质量的时代新坐标。在政府主导模式下，乡村教师定向培养政策执行的共识度得到了提高，吸引了一批优质生源，有些地区特别是经济较为发达地区，乡村定向师范生（以下简称“定向”）招生录取分数明显高于同期该校录取平均分数。但在“学有所出、就有所保”的政策约束和引导下，乡村定向师范生与非定向师范生（以下简称“非定向”）在学业自我效能感、学习投入上存在显著差异。在教育风险视角下，提升乡村定向师范生的学业自我效能感，提高他们学习投入度，以达到定向培养政策所期待的培养规格，满足培养乡村教育所需教师的质量要求和价值旨归，已成为地方师范院校亟待解决的难点问题。

（一）学业自我效能感与学习投入

自我效能感（Self-efficacy）是由美国心理学家班杜拉（Bandura）在20世纪70年代提出的概念，它指的是个体对影响自己生活的事件，以及对自己的活动水平施加控制能力的信念[1]。此后，自我效能感被广泛运用到诸多领域。学业自我效能感（Academic Self-efficacy）就是拓展自我效能感在学习领域的具体运用，是指学生对自己能否成功完成学习任务所具备的能力的判断。自我效能感是影响学习投入的重要近端因素之一，也是影响学习质效的重要变量。自我效能感高的学习者，会更加自觉主动投入各类学习活动中，同时拥有比较高的能力信念以及获取成功的期望。学习者的学业自我效能感越高越能促进其形成更高的学习动机，设置更高的学习目标，学习者也更愿意将更多的时间和更充沛的精力投入学习中，面对学习中存在的困难也会愈加坚强地面对。

学习投入（Learning Engagement）作为一种积极的学习行为实践，在上个世纪90年代后期被欧美国家视为一种测量教育质量的有效结构[2]。学习投入既是衡量学习者学习过程质量的重要指标，也是影响学习者学习质效的重要因素，一般包括行为投入、认知投入和情感投入三个维度，对刺激各年龄段学习者学习持续性、学业满意度、学业成就等都有着积极的作用。换言之，学习者学习投入度越大，其学习目标达成度就会越高。研究表明，大学生学业自我效能感与学习投入两者之间存在显著的相关性，即学业自我效能感越高的大学生，越相信自己的学习能力，不仅能够主动完成既定的学习任务与目标，也会在学习上有更多的投入。

（二）合作学习的中介作用

合作学习（Cooperative Learning）是指在教学过程中构建小组，使学生共同活动以最大程度地促进个人以及他人的学习[3]。我国最早教育理论专著《学记》中记载到“独学而无友，则孤陋而寡闻”，这是合作学习的思想雏形，也是教育实践的最初形态。而合作学习的兴起则源于上个世纪70年代的美国，此后成为世界各国普遍采用的一种教学理论和教学实践。合作学习理论认为，在集体学习活动中，成员之间能相互提供动力，以促成集体目标和自我目标的实现。更确切地说，在课堂教育的合作情境中，每个人追求的是不仅使自己受益，同时也追求小组内其他成员有所收益的结果。这种学习方式能充分利用个体和群体之间的差异资源，这种差异会带来合作与竞争，竞争又能激发更深入的合作。因此，这会对学习者学习投入产生积极和直接的影响。本研究中的合作学习并非指传统的“小组”合作学习，而是指定向与非定向混班形式的“大组”合作学习模式。相关研究表明，合作学习对学业自我效能感存在显著正向影响，进而影响学习投入[4]。基于此，提出假设：合作学习在学业自我效能感与学习投入关系中起到链式中介作用。

综合以上，以定向和非定向为研究对象，构建了如图1的链式中介合作模型，通过对两类群体在学业自我效能感和学习投入上的差异进行分析，研究乡村定向师范生的学业自我效能感对学习投入的影响，并考量合作学习在两者之间的中介作用。

图1 合作学习在学两个之间入之间的中介模型

二、研究方法

（一）被试

调查采取滚雪球抽样和目的性抽样方法，被试对象为乡村定向师范生和非定向师范生。被试对象来源于承担乡村定向师范生培养的地方师范院校，基本涵盖不同专业、不同区域、不同年级，具有一定代表性，能客观反映地方师范院校乡村定向师范生的学业自我效能感与学习投入的实然状况。本次研究共发放调查问卷820份，其中非定向师范生400人（A群体），乡村定向师范生420人（B群体）。回收问卷740份，回收率为90.24%；用于数据分析的样本为724份，有效率为88.29%。参与问卷调查的学生中，文科专业学生487人（59.39%），理科专业学生 333人（40.61%）；男生201人（24.51%），女生619人（75.49%）。

（二）研究工具

1.学业自我效能感量表。设计的学习自我效能感量表主要参考Pintrich&DeGroo编制的学业自我效能感问卷，并结合地方师范院校属性和乡村定向师范生的实际情况进行适当修改，形成适合本研究的自我效能感量表。量表包含三个维度：学习意志自我效能感、学习能力自我效能感、学习技术自我效能感。量表采用Likert五点计分的方式，让被测试者根据自身的实际情况，从1到5对每个题目进行评分，其中“1”代表完全不符合，“5”为完全符合（下同）。经测量，学业自我效能感的Cronbach’s Alpha系数值为0.911，其中学习意志自我效能感、学习能力自我效能感和学习技术自我效能感的Cronbach’sAlpha系数值分别为0.899、0.901、0.913；学业自我效能感的KMO值为0.938，表明学业自我效能感量表具有良好的信效度。

2.学习投入量表。采用廖友国编制的学习投入量表，包含学习行为投入、情绪投入、行为投入三个要素，并结合访谈所获信息以及研究目的，增加了“合作学习”这一背景条件，共19个项目。量表采用Likert五点计分的方式。经对量表内在信度及效度测量，学习投入的Cronbach’s Alpha系数值为0.926，其中情绪投入、认知投入、学习行为投入的Cronbach’s Alpha系数值分别为 0.911、0.878、0.923；学习投入的 KMO 值为 0.942，测量数据表明该量表信效度良好。

3.合作学习量表。采用唐勇编制的小组合作学习量表，包含个人责任、合作技能、合作氛围和相互信赖四个维度，共23个项目[5]。采取Likert五点计分的方式测量。测量统计后得知，合作学习的Cronbach’s Alpha系数值为0.918，其中个人责任、合作技能、合作氛围、相互信赖的Cronbach’s Alpha系数值分别为 0.877、0.901、0.923、0.869。合作学习的KMO值为0.908，表明合作学习量表具备较高的信度和效度。

4.数据处理。采用SPSS22.0对数据进行处理和描述性统计。数据分析方面，首先采取描述性统计分析A、B两类群体在学业自我效能感和学习投入方面的总体水平，然后采用方差分析、回归分析等，明晰两者之间的关系，检验合作学习在两者入之间的中介作用。

三、研究结果

（一）被试对象学业自我效能感与学习投入的总体水平

如表1所示，被试对象的学业自我效能感总均值高于理论上的中性值（Mean=3.38＞3），处于中等偏上水平。在三个维度中学习技术自我效能感最高，其次是学习能力自我效能感、学习意志自我效能感。从表2可知，被试对象学习投入总均值均高于理论上的中性值（Mean=3.81＞3），表明无论是乡村定向师范生还是非定向师范生的学习状态在整体上均处于较好水平。在学习投入的三个维度中，认知投入值最高（Mean=3.85），而学习行为投入则相对较低，这说明被试对象对学习活动有着积极的认知，但在认知与行动之间还无法实现同向同步发展。

表1 实验前被试群体学业自我效能感的总体水平分布

表2 实验前被试群体学习投入的总体水平分布

（二）被试对象学业效能感与学习投入的回归分析

以学业自我效能感三个因子为自变量，以学习投入为因变量进行回归法分析。从表3可知，学业自我效能感所含三个因子对被试对象的学习投入均有显著的预测作用。所建模型对学习效能的解释率为62.1%（R2=0.621），表明了被试对象的学业自我效能感越高，其在学习上就会越投入。从标准化回归系数β看，学习意志自我效能感的β系数绝对值为0.532，在三个预测变量中绝对值较大，代表了学习意志自我效能感这个因子对被试对象的学习投入具有较高的解释力。

表3 学业自我效能感三个因子对学习投入的影响

同样，基于模型数据以学习投入的各因子为自变量，以学业自我效能感为因变量进行回归分析。从表4数据可见，学习投入三个预测变量中有两个预测变量（认知投入、行为投入）对被试对象的学业自我效能感有显著的预测作用，而情绪投入则不显著。从标准化回归系数β看，两个显著回归系数的自变量中，行为投入的β系数绝对值较大，表明行为投入预测变量对学业自我效能感具有较高的解释力。而情绪投入预测变量的回归系数不够显著，表明情绪投入预测变量对被试对象的学业自我效能感变量的变异解释相对比较小。

表4 学习投入三个因子对学业自我效能感的影响

（三）不同群体学业自我效能感与学习投入的差异

1.实验前A、B群体学业自我效能感比较结果。通过实验前对A、B群体学业自我效能感的测量，A、B群体学业自我效能感存在显著性差异。被试对象自我效能感呈正态分布，所以可以采用t检验。从表5可以看出，在实验前A、B群体学业自我效能感和标准数值0.05相比，莱文方差等同性检测的显著性较大，代表方差之间具有齐性。此时t的显著性差异小于0.05，所以A、B群体学业自我效能感存在着显著性差异。

表5 实验前A、B群体学业自我效能感比较

2.实验前A、B群体学习投入比较结果。通过实验前对A、B群体学习投入的测量，两个群体之间学习投入存在极显著性差异。从表6中A、B群体学习投入的比较中可以看出，和标准数值0.05相比，莱文方差等同性检测的显著性较大，代表方差之间具有齐性。而0.000是t的显著性差异，和0.01相比较小，代表两类群体在学习投入方面的差异性较为明显。

表6 实验前A、B群体学习投入比较

3.实验后A、B群体学业自我效能感比较结果。实验后，通过对A、B群体学习自我效能感的测量，两类群体学业自我效能感的差异缩小。从表7来看，在实验后A、B群体学业自我效能感的比较中可以发现莱文方差等同性检验的显著性大于0.05，方差齐性。t的显著性差异为0.021＜0.05，说明B群体经过合作学习后他们的学业自我效能感仍然存在显著性差异。但是通过表5与表7的对比可以看出A、B群体学业自我效能感的平均值差值由1.79变成了1.51，说明实验后A、B群体学业自我效能感的差异在缩小。

表7 实验后A、B群体学业自我效能感比较

4.实验后A、B群体学习投入比较结果。实验后，通过对A、B群体学习投入的测量可知，A、B群体学习投入差异在缩小。如表8所示，实验后从A、B群体学习投入的比较中可发现，莱文方差等同性检验的显著性大于0.05，方差齐性。0.000是t的显著性差异，和标准数值0.01相比较小，代表两类群体在学习投入方面仍然呈现出较为明显的差异。虽然实验后A、B群体学习投入仍然呈现出明显的差异，但通过表6与表8的比较可以发现，A、B群体学习投入的平均值差值由9.07变成了8.67，表明通过合作学习B群体学习投入与A群体的差异逐渐缩小。

表8 实验后A、B群体学习投入比较

5.合作学习在学业自我效能感和学习投入中起到中介作用。采用偏差校正的Bootstrap法检查合作学习在学业自我效能感与学习投入的中介效应。如表9所示，结果显示各中介效应的95%置信区间均不包含0，说明中介效应均显著，也就是学业自我效能感能通过合作学习的中介作用预测学习投入，中介效应值为0.21，所提假设得到支持，即合作学习在学业自我效能感和学习投入间发挥部分中介作用，也就是乡村定向教师的学业自我效能感不仅直接影响该群体的学习投入，还可以通过合作学习这一媒介来影响学习投入。

表9 模型相应路径系数的Bootstrap结果

四、结论与反思

通过分析实证研究结果，当代大学生的学业自我效能感和学习投入均处于较高的水平状态。这表明在高等教育大众化时代，大学生对学习有着较高的价值认同，但大学生以实现就业为目标的学习动机表现得比较突出。基于以上结论，就以合作学习的方式促进学业自我效能感和学习投入提出如下建议。

（一）政策层面

美国社会学家Peter M.Blau认为，社会交换指的是人们被期望从别人那里得到的并且确实也从别人那里得到了的回报所激励的自愿行动[6]。乡村教师定向培养政策，政府是这个交换行为的发起者，定向师范生只是在政府部门既定的条款框架下被动接受全部条款，政府通过政策手段的确可以在一定程度上满足乡村教师的数量供给，但是乡村定向师范生的报考动机、任教意愿等要素关系到人才培养质量，继而影响教育质量。因此，交换双方（政府和定向师范生）必须进行面对面的协商，塑造交换双方的共同价值观，最大程度吸引乐教的优秀学生报考乡村定向教师。

1.建立动态灵活调控机制。定向定量招生、定向培养、定期服务是乡村教师定向培养政策的显著特征，正是这些特征使得政策处于“两难”的选择。为达到预定招生量，部分地区定向师范生录取分数要远低于非定向师范专业录取分数线，甚至低于学校最低录取投档线，造成了职前教师内部的分层化。生源质量决定人才培养质量，为提高生源质量，教育行政部门在录取政策中应规定乡村定向师范生录取分数线不得低于当年学校非定向录取投档线，如未达到，则缩减当年该地区定向招生人数，以达到提高生源质量的目的。

2.畅通进退转换机制。职业目标影响学生学习方式的选择，继而决定学习者学习质量的高低。乡村定向师范生职业目标的可预测性，决定了这类群体不能依据个人的兴趣和发展意愿自由选择未来的发展方向。已有研究表明，拥有内在职业目标的学习者更倾向于表现出职业目标中的内在激励属性，因而更加自觉地投入深层学习；外在职业目标则反之。当前，乡村教师定向培养政策已经将其职业目标过度契约化，不利于激发大学生的学习求知欲和学业效能感，进而影响大学生学习投入。地方政府、教育主管部门和高校要协同建立进退转换机制，按照“编制预留、动态调整、统筹使用”的原则，建立区域性调剂制度，对乡村定向师范生实行“二次遴选”，转变服务契约和潜在的劳动关系。其一是凡达到当年所在培养单位录取投档线的乡村定向师范生，根据其就业意愿可以选择转出；反之，非定向师范生如达到拟转入地区乡村定向师范生相应录取分数，可以选择转入定向序列。其二是按照“本地优先、省内统配”的原则，待学生进入高校以后再遴选乡村定向师范生。通过这两种方式，调整定向师范生表浅化的学业自我效能感，低质化的学习投入状态，以达到破除固化生源配置，真正达到吸引优质乐教生源的旨归。

（二）培养层面

乡村定向师范生的“乡村”属性具有物理空间、心理空间和文化空间“三位一体”的独特性，这些特征规定了其人才培养规格和工作场域。社会文化建构主义认为，大学生学习投入是作为高校干预“结果”所产生的“学习投入”行为[7]。学得好是将来教得好的前提和基础。因此，地方师范院校在实施乡村定向师范生培养过程中，要以学习目标为根本目标，优化现有教学组织形式，实施学习质效实施阶段性评价，激发他们学习投入的内生动力。

1.优化教学组织形式。班级授课制以其独特的优势，被誉为世界通用的最有效的教学组织形式之一。当前，大学普遍采取按类别、专业的分班方式，乡村定向师范生是独立成班。地方师范院校应按照“打散分班”原理，构建“大”合作学习的框架，改革传统分班方式，大学前三年实行定向与非定向混编成班，第四年将定向与非定向独立成班。这样既能在前期通过两个群体的合作学习提高乡村定向师范生的学习投入度，也充分尊重了两类群体之间人才培养方案的差异性。根据悬搁判断理论，经由“悬搁—组合”的变化，乡村定向师范生的职业目标先被“悬搁”起来，使得定向的特征难以对他们的发展产生显著的影响，以此提升他们学业效能感，进而提高学习投入度。

2.加强培养过程监管。研究已表明学业自我效能感与学习投入之间存在密切联系，会影响大学生在学习中面对学习任务或遇到学习困难时的学习态度与学习行为，乡村定向师范生亦是如此。学习投入被视为衡量培养过程质量的重要指标，是大学生提高就业核心竞争力，实现高质量就业的重要因素，更是乡村定向师范生将来教得好的重要前提。地方师范院校要以学期为单位，通过对乡村定向师范生在教学活动、课堂讨论、专业时间、社会实践、实习见习等方面的时间投入和努力程度的度量，以综合评定积分制的方式，探索建立过程性预警和淘汰机制，加强对乡村定向师范生学业自我效能感和学习投入的过程性监管。

（三）个体层面

教育是改善生命个体经济命运的潜在途径，这对身处农村地域的学生而言更是如此。实施乡村教师定向培养政策其旨归就在于以优质教师资源提高乡村教育质量，以此阻断贫困代际传递。在这个体系中，乡村定向师范生则承载了改变农村学生文化、经济以及社会地位的重大责任。教学是教师职业生命最重要的表达形式，教学最优化理应是乡村定性师范生教师生命价值的应然追求。虽然社会政策、高校管理和高校教师是乡村定向师范生学业效能感和学习投入最为直接的影响因素，但是自我引导依然是最为直接、最为重要的方式。乡村定向师范生要发挥自身的主观能动性，在职业目标指向明确的情况下，树立正确的学习价值观，解决好“为什么学习”和“学习为什么”的根本问题。把学习作为实现自我从能教书到实现卓越发展的关键路径，自觉将学习转化为推动自我未来职业发展的内在需求，努力实现自身教学最优化，唯有此才能迎来乡村教育生机勃勃的局面。