基于计划行为理论的大学生参与中华优秀传统文化教育意愿影响因素研究

王铁环,张 聪,钟小霞

(1.广西财经学院 党委组织部,广西 南宁 530008;(2.南宁师范大学 经济与管理学院,广西 南宁 530299)

0 引 言

中华优秀传统文化教育是以中华优秀传统文化及其文化精神为内容的育人活动[1]。高校开展各类中华优秀传统文化教育活动,能让大学生深刻理解中华优秀传统文化的底蕴和内涵,认清接受中华优秀传统文化教育的现实意义与时代价值,保持对中华优秀传统文化的高度认同和坚定自信。高校肩负着为实现中华民族伟大复兴培养合格建设者和可靠接班人的使命与责任。推动大学生参与中华优秀传统文化教育活动成为各高校思想政治教育工作的重要内容。面对多元文化的冲击和挑战,如何开展中华优秀传统文化教育活动,吸引更多的大学生积极参与各类中华优秀传统文化教育活动,夯实当代大学生文化认同与文化自信,是高校实现中华优秀传统文化教育目标的重要手段。

学术界围绕中华优秀传统文化相关话题已展开了广泛讨论,主要聚焦在探讨中华优秀传统文化的价值意义和实践路径两大方面。学者们对高校中华优秀传统文化教育的作用给予了一致认可,就个体而言,认为高校中华优秀传统文化教育是增强青年学生文化自信的重要途径[2-3],也是新时代大学生成长成才的需要[4];就社会层面而言,认为中华优秀传统文化教育是高校思想政治工作的重要组成部分,也是弘扬社会主义核心价值观、坚定文化自信的重要教育内容[5],更是实现“五育”并举的重要活动[6]。在实践路径方面,学者们主要从教育主体、教育载体等视角,对中华优秀传统文化教育在政策变迁[7]、课程教材[8]、教学思路[9]及传播手段建设和创新等方面进行了有意义的探讨。

已有研究成果对构建大学生参与中华优秀传统文化教育活动的知识体系和学术谱系起到了较大推动作用,为后续研究奠定了良好的理论基础。但这些成果大多基于“施教者”视角,将研究的重心放在宏观理论构建的探索上,而忽视了微观视角下大学生作为“受教者”个体的心理行为,对大学生参与中华优秀传统文化教育活动意愿的影响因素探讨较少。事实上,作为中国式现代化建设的重要生力军[10],大学生群体是参与中华优秀传统文化教育活动的重要对象,其参与中华优秀传统文化教育活动的意愿强度与高校开展中华优秀传统文化教育活动的成效密切相关。大学生是否愿意参与中华优秀传统文化教育活动?哪些因素影响着大学生参与中华优秀传统文化教育活动的积极性?这些都是高校无法回避的问题,只有厘清这些问题才能采取针对性措施来提高高校中华优秀传统文化教育活动的实效性。鉴于此,本研究从微观视角出发,运用计划行为理论,使用PLS-SEM结构方程模型,通过实证研究来挖掘大学生参与中华优秀传统文化教育活动意愿的影响因素,并为高校中华优秀传统文化教育活动提供理论依据和实践指南。

1 理论背景与研究假设

计划行为理论(Theory of Planned Behavior,简称为TPB)是社会心理学中解释态度行为关系的经典理论之一,由Ajzen于1985年在理性行为理论(Theory of Reasoned Action,简称为TRA)的基础上深化拓展而来,被广泛用于心理学、社会学、管理学与教育学等研究中,且被证明对个体行为具有良好的解释与预测力。TRA假定个体行为受意志控制,认为人的行为意向是产生行动的决定因素,受到行为态度(Behavior Attitude)和主观规范(Subjective Norm)的共同影响。而TPB则把“知觉行为控制(Perceived Behavioral Control)”变量引入研究范畴,进一步认为行为态度、主观规范以及知觉行为控制是影响行为意向的三大主要变量。近年来,学者使用TPB对解释或预测学校师生行为的产生开展了大量研究,如高校教师科研参与意愿[11]、教师参与学校治理行为意愿[12]、民族地区大学生红色主题阅读影响机理[13]、学生自主学习意愿[14]等,取得了较丰硕成果。国内外学者对计划行为理论的应用及其研究结果表明,该理论对各类特定行为实施意愿影响因素的探讨研究极具适切性[15]。本研究主要探究大学生参与中华优秀传统文化教育活动意愿的归因,在TPB理论的基础上,从大学生的行为态度、主观规范、知觉行为控制三个方面出发,综合考虑高校因素的影响,分析大学生参与中华优秀传统文化教育活动意愿。

1.1 参与态度、主观规范、知觉行为控制、高校因素与参与意愿的关系

根据计划行为理论,大学生参与中华优秀传统文化教育活动的行为意向由行为态度、主观规范和知觉行为控制来决定。具体而言,大学生对中华优秀传统文化教育活动的参与态度是指个人对参与中华优秀传统文化教育活动进行正面或负面的评估,体现大学生对准备执行参与活动行为的理性认知过程,个人参与态度越积极,其参与意向就越高,反之则越低。主观规范(SubjectiveNorm)是指个人对于是否采取某项特定行为所感受到的社会压力,亦即在预测他人的行为时,那些对个人的行为决策具有影响力的个人或团体(salientindividuals or groups)对于个人是否采取某项特定行为所发挥的影响作用大小[16],若大学生自身行为与群体相悖,就会引起群体的排斥,从而产生诸如自尊心受损、羞愧等心理感受,其参与活动意愿则会大大降低。知觉行为控制的含义与自我效能感较为一致,强调大学生对参与中华优秀传统文化教育活动的掌控程度,具体是指大学生对自己是否能顺利完成中华优秀传统文化教育活动的目标的能力判断及主观行为感受与信念,高知觉行为控制会强化个体执行某特定行为的意图[17]。

从现实情况看,大学生参与中华优秀传统文化教育活动除了受到个体认知因素的影响外,还会受到客观条件的约束,高校便是其中一项重要影响因素。高校是大学生学习成长的主要生活场域,在很大程度影响着其价值观念、思想认同等,对大学生参与中华优秀传统文化教育活动起着举足轻重的作用。谢守成等学者认为课堂教学、校园文化和文化实践活动可以提高民族地区大学生对中华文化的认知度、认同度和践行度[18]。丁奕然和吕立杰[19]在对教师践行中华优秀传统文化教育的实际调研中发现,学校提供的传统文化教师教育培训、非物质文化遗产传承人进入校园宣讲等活动具有促进作用。因此,高校在课程建设、校园文化建设、校园实践活动开展等方面的主动投入和作为,可能对大学生参与中华优秀传统文化教育活动的意愿产生积极的影响。

综上所述,在开展中华优秀传统文化教育活动情境中,大学生的参与态度越积极,主观规范越有利,知觉行为控制力越强,且高校所提供的支持氛围(高校因素)较好,那么大学生参与活动的意愿也随之越高,反之就越小。因此,本研究提出如下假设:

H1:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,参与态度正向影响参与意愿;

H2:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,主观规范正向影响参与意愿;

H3:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,知觉行为控制正向影响参与意愿;

H4:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,高校因素正向影响参与意愿。

1.2 高校因素与参与态度、主观规范、知觉行为控制的关系

过往研究虽然对高校因素与学生参与态度、主观规范、知觉行为控制的直接探讨并不多见,但相关研究成果还是为本研究提供了很好的理论依据和思路。如夏雪和魏星[20]认为学校因素能促进积极的学习态度;李东林等[21]认为学校良好的学习和科研环境与研究生积极向上的学习态度密切相关。钟云华等[22]认为学校加强创业政策宣传可以让民族地区大学生树立积极向上的创业态度;苏洋等[23]通过实证研究结果表明,组织会对教师学术创业主观规范产生显著的正向影响,组织对教师参与学术创业支持度越高,教师感知的主观规范也就强。朱守信等[24]认为高校的环境支持同样会对乡村定向师范生主观规范产生积极导向;环梅等[25]认为提高民族地区大学生阅读红色资源的便利性和减少阅读过程中的阻碍等措施提升其阅读知觉行为控制力。尹睿等[26]通过实证研究证实学习内容和学习支持要素对民族地区大学生学习自我效能感均产生一定的影响。

综上所述,高校因素可能会对大学生参与教育活动的态度、主观规范及知觉行为控制产生影响。高校在开展中华优秀传统文化教育活动时,当大学生感知到来自学校支持(高校因素)越来越多时,其往往会产生积极的参与态度、强烈的主观规范以及更高的知觉行为控制。因此,本研究提出以下假设:

H5:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,高校因素正向影响参与态度;

H6:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,高校因素正向影响主观规范;

H7:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,高校因素正向影响知觉行为控制。

1.3 参与态度、主观规范、知觉行为控制的中介作用

过往研究常将行为态度、主观规范及知觉行为控制作为中介变量对行为意愿进行探讨。如,王本贤[27]认为通过高校创业教育能改变民族地区大学生的创业态度,进而激发、强化其创业意向。隋海瑞[28]在民族地区大学生创业教育对其创业意向影响的研究中发现,创业教育改革可以为民族地区大学生营造积极向上的创业氛围,消除其对创业的恐惧感,提高对创业的正确认知,培养其参与创业活动的兴趣。钟云华等[22]将创业态度、主观规范及知觉行为控制作为中介变量,探讨了创业政策、创业榜样和创业教育对创业意愿的影响。李嘉等[29]通过实证分析得出,公益教育通过对主观规范、行为态度和感知行为控制的直接正向影响,进而间接正向影响个体公益行为意向。

以上研究表明,可以将行为态度、主观规范及知觉行为控制作为中介变量对行为意愿进行探讨。在开展中华优秀传统文化教育活动中,高校因素与参与意愿之间是否存在中介关系关键在于,高校因素是否通过参与态度、行为规范和知觉行为控制影响参与意愿。鉴于此,本研究考虑将参与态度、主观规范、知觉行为控制作为中介变量,探讨高校因素与参与意愿之间的中介效应。综上,本研究提出以下假设:

H8:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,参与态度在高校因素和参与意愿之间存在中介作用;

H9:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,主观规范在高校因素和参与意愿之间存在中介作用;

H10:在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,知觉行为控制在高校因素和参与意愿之间存在中介作用。

2 研究设计

2.1 量表设计

根据计划行为理论,本研究主要涉及的变量为参与意愿、参与态度、主观规范和知觉行为控制,测量这些变量的量表主要参考魏叶美等[30]编制的量表,而高校因素的测量量表主要参考王华敏等[31]编制的量表,并结合研究内容进行修改(见表1)。问卷题项采用李克特5点量表,量表值为1～5(1为非常不同意,2为不同意,3为一般,4为同意,5为非常同意)。

表1 测量量表题项

2.2 数据收集

选取广西的在校大学生作为研究对象,借助专业问卷调查平台“问卷星”开展在线问卷调查,调查时间自2023年5月15日至2023年6月15日,共为期30天。在开展问卷调查中,向参与者说明了开展调查的主要目的和保密性,并对填写问卷过程中可能遇到的问题进行解答。最终有效样本数为211份,有效回收率为59.125%。男生占8.35%,女生占91.65;本科生38.06%,专科生61.94%;年龄主要集中于18～25岁,占97.91%;人文社科(文)专业占比81.02%,自然科学(理)18.98%。

3 实证检验

3.1 信效度分析

运用Smart PLS4.0软件对所收集的数据进行处理和运算。Cronbach’sα系数是检验量表信度的关键指标。在探索性研究中,Cronbach’sα系数大于0.7,平均提取方差(Average Variance Extracted,AVE)值大于0.5才能说明使用该变量的可行性。由表2可以看出,本研究的高校因素、参与态度、主观规范、知觉行为控制、参与意愿等潜变量的CR值介于0.815～0.956之间,Cronbach’s a系数介于0.712～0.931之间,均大于0.7的拟合标准,表明各潜变量之间内部一致性良好;潜变量AVE值介于0.528～0.955之间,大于0.5,能够合理解释潜变量,收敛效度良好[37]。Composite Reliability(CR)值和要求CR值在0.7以上,说明问卷的量表信度较好,具有较高的可信度。

表2 测量模型检验

区别效度主要通过观测各变量的题项的交叉负荷矩阵(Cross Loadings)和各变量的相关系数矩阵来检验(见表3和表4)。

表3 交叉负荷量

表4 区别效度分析

从表3可以看出,除了主观规范变量中的SN2题项量的AVE值与其他变量中的题项因素载荷相近外,其余各变量的题项因素负荷量均高于其在其他变量中题项因素负荷量,考虑潜变量SN2的AVE值大于0.5,且主观规范变量的AVE值大于该变量与其他变量间的相关系数,因此考虑保留此题项;从表4可以看出,当变量之间的皮尔森相关性系数的平方小于该变量的AVE值的平方根时,说明该变量与其他变量的区别效度存在[32]。Henseler等[33]认为PLS-SEM(运用Smart PLS工具的结构方程模型)往往会高估因素负荷量,也就是高估了变量的AVE值,从而低估变量与变量之间的相关性。因此,有必要在进行区别效应分析时加入异质-单质比率(Heterotrait Monotrait Ratio,HTMT)的估计方法,进一步进行区别效度检验。Hair等[34]认为,两个不同潜变量能够通过判别效度检验的前提是它们之间的HTMT值应低于0.85,见表5。由表5可知,潜变量之间的相关系数最大为0.675,最小为0.544,均小于0.85,表明量表的区别效度符合要求[35]。综上结果表明,测量模型具有良好的信度和效度,可以开展假设检验。

表5 HTMT区别效度分析

3.2 模型假设检验

在确认研究模型具有较好的信度和效度后,通过Smart PLS4.0软件对样本进行结构方程模型分析时,将结构模型路径系数与解释力系数作为指标判断模型有效性[36]。模型路径系数的显著性水平通常使用低于5%作为的判断标准,即若P值小于0.05时(P<0.05),该路径系数是呈显著水平,假设成立。过往研究通常将以决定系数R2(coefficient of determination,R2)作为结构模型解释力判断指标,以R2>0.1来表示研究模型具有良好的拟合度[37]。从表6与图1可以看出,H1至H7所有的路径P值均小于0.05,故本研究提出H1、H2、H3、H4、H5、H6、H7假设均成立;模型中参与意愿变量R2=0.511,表示该模型拟合良好且解释力为51.1%,说明提出的整合模型能有效地解释大学生参与中华优秀传统文化教育活动的意愿。

图1 PLS-SEM结构模型图

表6 假设检验结果

3.3 中介效应检验

本研究使用Smart PLS4.0中的Bootstrap方法进行中介效应检验,结果见表7。VAF(Variance Accounted For)是间接效应与总效应的比值,是判断中介效应程度的衡量指标。一般情况下,当VAF值小于0.2时(VAF<0.2),表明不存在中介效应,当VAF值大于或等于0.2小于或等于0.8时(0.2≤VAF≤0.8),表明存在部分中介效应,而当VAF值大于0.8时(VAF>0.8),则说明存在完全中介效应[38]。在本研究中,高校因素与参与意愿总效应为β=0.366,参与态度、主观规范与知觉行为控制的间接效应分别为0.079、0.124、0.164。因此,参与态度在高校因素与参与意愿之间的中介效应显著(β=0.079,P<0.05),中介效应占总效应的VAF值为0.216,H8成立;主观规范在高校因素与参与意愿之间起部分中介作用(β=0.124,P<0.05),中介效应占总效应的VAF值为0.339,H9成立;知觉行为控制在高校因素与参与意愿之间的中介效应显著(β=0.164,P<0.05),中介效应占总效应的VAF值为0.448,因此H10成立。

表7 中介效应的汇总表

4 讨 论

本研究通过结构方程模型分析大学生参与中华优秀传统文化教育活动意愿的影响因素,根据研究结论和已有文献进一步讨论。

(1)本研究结果表明,在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,参与态度、主观规范、知觉行为控制及高校因素与参与意愿显著正相关,该结论与过往其他领域的研究结论一致,证实了计划行为理论适用于中华优秀传统文化教育的研究。研究结论表明参与态度、主观规范、知觉行为控制是影响大学生参与中华优秀传统文化教育活动意向的重要因素,同时高校因素也在一定程度上正向影响着大学生的这一参与意向。从行为态度来看,态度是个体内在心理的外在反映,大学生基于自身兴趣或偏好来选择是否参与高校开展的中华优秀传统文化教育活动,这将直接影响其参与意愿的形成。态度期望价值理论[39]认为个体拥有许多与行为结果相关的信念,这些行为信念包括了行为结果发生的可能性与评价。因此,若大学生参与中华优秀传统文化教育活动动机越强烈,且认为参与该活动有利于自我成长提升,则其参与中华优秀传统文化教育活动意愿方面将表现得越强烈。从主观规范来看,大学生在面对是否参与中华优秀传统文化教育活动决策时,往往依据周围人的一般做法或重要他人的观点做出行为选择[40],这种社会普遍认可的“规范”会对大学生参与中华优秀传统文化教育活动的意愿产生激励、引导或约束作用,当大学生感觉到重要他人或者群体期待其参与中华优秀传统文化教育活动,或选择遵从重要他人或群体对其所抱期望时,其参与该活动的意愿也会更加强烈。从知觉行为控制来看,当大学生具有足够的传统文化知识储备、丰富的传统文化学习经验、多元的传统文化信息获取渠道以及完整全面的资源保障时,就会降低大学生自身感知到参与中华优秀传统文化教育的难度,从而更倾向于参与中华优秀传统文化教育活动。从高校因素来看,高校是大学生生活、学习和成长成才的主要场域,对鼓励和影响大学生积极参与这一特定主题活动起着重要作用。与此同时,根据社会交换理论,高校因素还隐含了其对大学生的回报期望。为实现高校中华优秀传统文化教育活动的目标和履行高校期望的角色,大学生会选择积极参与各类以中华优秀传统文化教育为主题的相关活动。

(2)本研究证实,在大学生参与中华优秀传统文化教育活动中,高校因素与参与意愿、主观规范、知觉行为控制存在显著的正相关关系。支持性的高校因素可以让大学生产生积极的参与态度,有助于大学生身边的老师或同学给予其参与中华优秀传统文化教育活动的社会压力和主观影响,减少大学生参与中华优秀传统文化教育活动的阻碍因素,增强大学生知觉行为控制感。这是因为高校拥有系统的知识体系、多样的授课方式和丰富的文化活动载体,大学生通过专业的课堂教学认知中华优秀传统文化的形成历史、内涵特征和演进趋向,在实践活动参与中感受传统文化的熏陶,进而激发情感共鸣、锤炼坚定意志和唤醒行为自觉。

(3)本研究证实参与态度、主观规范和知觉行为控制对高校因素与参与意愿关系具有中介作用。从高校因素与参与意愿的本质来看,当大学生感知到来自高校因素的积极支持时,就会萌发参与信念,形成参与态度,进而提高参与中华优秀传统文化教育活动的意愿。同时,高校所提供各种支持性资源越多,大学生参与活动的积极性也会越高,当大学生感受到来自重要他人和群体的支持或期望时,其个体无形中也承受了来自外部的压力和鞭策,最终这种压力和鞭策被大学生自身内化为参与中华优秀传统文化教育活动的驱动力,从而影响其态度、主观规范、知觉行为控制,进而间接影响大学生参与该活动意愿的强烈程度。此外,高校因素的各种资源充足供给,会让大学生认为自己的能力和资源足以应对参与中华优秀传统文化教育活动中可能遇到的问题,其知觉强度越大,参与该活动的意愿就越强烈。因此,本研究结果支持参与态度、主观规范和知觉行为控制在解释高校因素与参与意愿关系中的中介作用。

5 结 论

本研究结果丰富和发展了中华优秀传统文化教育的研究,为未来高校中华优秀传统文化教育的研究提供了新的理论视角。(1)在高校中华优秀传统文化教育活动中,大学生参与意愿是中华优秀传统文化教育成效的关键一步,参与意愿的产生具有一定的复杂性,可能受多种因素的影响。有必要整合不同的理论,全面分析参与意愿的影响因素。(2)目前关于高校大学生参与中华优秀传统文化教育的研究中定性研究较多,更多地关注中华优秀传统文化教育的实践路径或对策措施,而对大学生这一“受教”主体在中华优秀传统文化教育中的参与、接受等情况探讨较少,这在一定程度上制约高校制定相关教育策略的有效性和针对性。

本研究也为高校中华优秀传统文化教育活动提供两点启示:(1)由于高校因素、参与态度、主观规范、知觉行为控制对参与意愿有正向的影响,因此在开展中华优秀传统文化教育活动中,高校不仅可以通过为大学生提供各种活动支持来提高其参与意愿,还应该加强大学生的知觉行为控制能力的培养,提高其参与活动的信念、信心和毅力,并能从主观上规范自己,从而促进更多多的大学参与。(2)由于参与意愿、主观规范、知觉行为控制在高校因素与参与意愿中起部分中介作用,高校管理者在开展中华优秀传统文化教育活动中,应当要加强参与理念宣传,营造良好参与氛围,不断提升活动开展的趣味性、便利性和易完成性,不断地丰富相关活动内容,从而提升大学生的参与态度,形成良好的主观规范和较高的知觉行为控制感,进而促进他们更积极地参与各类中华优秀传统文化教育活动。

本研究也存在一些不足需要在未来的研究做进一步探讨。(1)本研究中有关的假设主要是基于计划行为理论和高校因素的倾向,虽然这些设想在本研究中均得到验证,但影响大学生参与中华优秀传统文化教育活动意愿的因素还存在其他方面,未来研究可以从不同的理论视角挖掘更多的影响因素,如考虑加入家庭因素、社会因素等外部因素的影响作用,从而进一步验证本研究结论。(2)本研究检验参与态度、主观规范、知觉行为控制在高校因素与参与意愿的中介作用,未考虑参与态度、主观规范、知觉行为控制之间相互作用的影响,未来研究可以对他们之间的链式中介影响效应进行检验。(3)本研究的样本集中于广西的大学生,限制了研究的外部效度,未来研究应当在其他群体中对本研究假设进行检验,并选择来自不同类型或者其他地区的学生样本,以提高研究结论的外部适用性。