小学生学习坚持性和学习投入在效能感、内在价值与学业成就关系中的中介作用(2)
2 研究方法
2.1 被试
从北京市一所普通小学选取四、五年级学生共421人，共回收有效问卷407份。其中，男生211人，女生196人；四年级200人，平均年龄10.3±1.4岁；五年级207人，平均年龄11.2±1.7岁。学生的总体平均年龄为10.7±1.6岁。
2.2 工具
2.2.1 学习坚持性问卷
选取周步成的学习适应性测验“毅力”分量表中与学习情境相关的5个项目修订而成(Cronbachα=0.78)，主要测查学生平时在遇到学习困难或受到外界刺激干扰时坚持努力完成任务的程度。量表采用7点记分，每个项目的分值说明根据项目内容略有不同，1表示不能坚持、半途而废或被外物吸引，7表示一定能坚持到底或完全不被其他事物吸引。分数越高代表学习坚持性水平越高。验证性因素分析的主要拟合指标分别为：x2=9.04，df=5，x2/df=1.81，CFI=0.99，GFI=0.99，AGFI=0.97，TLI=0.98，RMSEA=0.045，达到统计学要求。
2.2.2 自我效能感问卷
采用Pintrich与De Groot(1990)编制的自我调节学习动机与策略问卷(MSLQ)中的自我效能感分问卷中文修订版，主要测查学生对自己学习能力的主观知觉与判断。问卷共9题(Cronbachα=0.92)，单一维度，采用7点记分，1表示完全不同意，7表示完全同意。分数越高代表自我效能感越高。
2.2.3 内在价值问卷
采用Pintrich与De Groot(1990)编制的自我调节学习动机与策略问卷(MSLQ)中的内在价值分问卷中文修订版，主要测查学生对学习活动与学习内容的兴趣、价值及重要性的认识。问卷共9道题目(Cronbachα=0.93)，单一维度，采用7点记分，1表示完全不同意，7表示完全同意。分数越高代表学生主观感知的学习内在价值越高。
2.2.4 学习投入量表
采用Skinner等人(2008)编制的行为投入分量表和情感投入分量表，以及Lam等人(2012)编制的认知投入分量表，经过修订后对被试的学习投入情况进行测量。量表共16道题(Cronbachα=0.960)，其中行为投入5道题(Cronbachα=0.842)，情感投入5道题(Cronbachα=0.954)，认知投入6道题(Cronbachα=0.952)，采用7点记分，1表示完全不同意，7表示完全同意。分数越高代表学习投入水平越高。
2.2.5 学业成就
由各年级教师提供的语文、数学、英语三科期中考试成绩总分作为学生学业成就指标，满分300。由于不同年级考试内容与难度存在差异，在相关分析、回归分析与SEM检验过程中，每个年级学生的期中成绩总分被分别转换为z分数进行分析。
2.3 施测程序
采用问卷调查的方式进行。由经过严格培训的心理学研究生担任主试，采用相同的指导语，进行团体施测。要求被试仔细阅读指导语，按要求填答问卷，问卷不记名。
2.4 数据处理及统计方法
采用SPSS 16.0和Amos 20.0对数据进行分析。
3 结果
3.1 学习坚持性与效能感、内在价值、学习投入和
学业成就的一般情况、相关分析和回归分析
由表1可知，被试学习坚持性平均每题得分5.85，表明总体上被试在学习坚持性上的自评得分较高。差异检验的结果显示，女生的学习坚持性显著高于男生(t=-2.10，P<0.05)，五年级学生的学习坚持性显著高于四年级学生(t=-2.81，p<0.01)。相关分析结果显示，学习坚持性、自我效能感、内在价值、学习投入和学业成就之间均显著正相关(p<0.01)，说明学习坚持性、自我效能感、内在价值与学习投入都可能对学业成就有积极的影响。具体来说，学习坚持性与自我效能感、内在价值、学习投入均呈中等水平的相关，表明自我效能感越高、感知到的学习内在价值越高的学生具有更高的学习坚持性和学习投入水平。以学习坚持性为自变量、学业成就为因变量做回归分析，回归效应显著(β=0.22，t=4.30，p<0.01)，表明学习坚持性能显著预测学业成就。
3.2 学习坚持性、自我效能感、内在价值、学习投入
量表的验证性因子分析
将研究涉及到的4个主观测量变量(学习坚持性、自我效能感、内在价值、学习投入)进行验证性因子分析，并建立五个竞争模型。比较表2中各模型的拟合指标，最后接受四因子模型2，表明当学习坚持性、自我效能感、内在价值量表为单因子结构，学习投入为三因子结构时，模型的结构效度最好。
3.3 学习坚持性和学习投入的中介模型检验与路径分析
为了检验学习坚持性与学习投入在自我效能感、内在价值和学业成就关系中的多重中介作用，本研究采用结构方程模型进行分析，先以图1所示的理论模型作为基本模型A，然后在此基础上依据模型修正指数与路径分析结果构建修正模型A1和A2。
表3中模型拟合结果显示，基本模型A数据拟合结果不佳，各项指标均未达到可接受标准。模型修正指数提示，自我效能感和内在价值之间存在较大的协方差(M.I.=145.61)，于是进一步建立自我效能感和内在价值之间的共变关系得到修正模型Al，拟合指数改进明显，x2降低了185.95，其它指数均达到可接受标准，每条路径系数均达到显著性水平。修正模型A1的修正指数显示，自我效能感与学业成就的残差项具有一定程度的共变关系(M.I.=11.25)。因此在模型A1的基础上增加一条从自我效能感到学业成就的路径，得到修正模型A2，结果显示模型A2与数据非常匹配，x2在模型A1基础上降低了15.80，各项拟合指数均达到或接近饱和，包括新增路径在内的每个路径系数均达到显著水平。为验证学习投入是否完全中介学习坚持性与学业成就，在模型A2基础上增加学习坚持性到学业成就的路径，结果显示路径系数不显著(β=0.07，p>0.05)。因此，本研究最终接受修正模型A2(见图2)。 (魏军 刘儒德 何伊丽 唐铭 邸妙词 庄鸿娟)
2.1 被试
从北京市一所普通小学选取四、五年级学生共421人，共回收有效问卷407份。其中，男生211人，女生196人；四年级200人，平均年龄10.3±1.4岁；五年级207人，平均年龄11.2±1.7岁。学生的总体平均年龄为10.7±1.6岁。
2.2 工具
2.2.1 学习坚持性问卷
选取周步成的学习适应性测验“毅力”分量表中与学习情境相关的5个项目修订而成(Cronbachα=0.78)，主要测查学生平时在遇到学习困难或受到外界刺激干扰时坚持努力完成任务的程度。量表采用7点记分，每个项目的分值说明根据项目内容略有不同，1表示不能坚持、半途而废或被外物吸引，7表示一定能坚持到底或完全不被其他事物吸引。分数越高代表学习坚持性水平越高。验证性因素分析的主要拟合指标分别为：x2=9.04，df=5，x2/df=1.81，CFI=0.99，GFI=0.99，AGFI=0.97，TLI=0.98，RMSEA=0.045，达到统计学要求。
2.2.2 自我效能感问卷
采用Pintrich与De Groot(1990)编制的自我调节学习动机与策略问卷(MSLQ)中的自我效能感分问卷中文修订版，主要测查学生对自己学习能力的主观知觉与判断。问卷共9题(Cronbachα=0.92)，单一维度，采用7点记分，1表示完全不同意，7表示完全同意。分数越高代表自我效能感越高。
2.2.3 内在价值问卷
采用Pintrich与De Groot(1990)编制的自我调节学习动机与策略问卷(MSLQ)中的内在价值分问卷中文修订版，主要测查学生对学习活动与学习内容的兴趣、价值及重要性的认识。问卷共9道题目(Cronbachα=0.93)，单一维度，采用7点记分，1表示完全不同意，7表示完全同意。分数越高代表学生主观感知的学习内在价值越高。
2.2.4 学习投入量表
采用Skinner等人(2008)编制的行为投入分量表和情感投入分量表，以及Lam等人(2012)编制的认知投入分量表，经过修订后对被试的学习投入情况进行测量。量表共16道题(Cronbachα=0.960)，其中行为投入5道题(Cronbachα=0.842)，情感投入5道题(Cronbachα=0.954)，认知投入6道题(Cronbachα=0.952)，采用7点记分，1表示完全不同意，7表示完全同意。分数越高代表学习投入水平越高。
2.2.5 学业成就
由各年级教师提供的语文、数学、英语三科期中考试成绩总分作为学生学业成就指标，满分300。由于不同年级考试内容与难度存在差异，在相关分析、回归分析与SEM检验过程中，每个年级学生的期中成绩总分被分别转换为z分数进行分析。
2.3 施测程序
采用问卷调查的方式进行。由经过严格培训的心理学研究生担任主试，采用相同的指导语，进行团体施测。要求被试仔细阅读指导语，按要求填答问卷，问卷不记名。
2.4 数据处理及统计方法
采用SPSS 16.0和Amos 20.0对数据进行分析。
3 结果
3.1 学习坚持性与效能感、内在价值、学习投入和
学业成就的一般情况、相关分析和回归分析
由表1可知，被试学习坚持性平均每题得分5.85，表明总体上被试在学习坚持性上的自评得分较高。差异检验的结果显示，女生的学习坚持性显著高于男生(t=-2.10，P<0.05)，五年级学生的学习坚持性显著高于四年级学生(t=-2.81，p<0.01)。相关分析结果显示，学习坚持性、自我效能感、内在价值、学习投入和学业成就之间均显著正相关(p<0.01)，说明学习坚持性、自我效能感、内在价值与学习投入都可能对学业成就有积极的影响。具体来说，学习坚持性与自我效能感、内在价值、学习投入均呈中等水平的相关，表明自我效能感越高、感知到的学习内在价值越高的学生具有更高的学习坚持性和学习投入水平。以学习坚持性为自变量、学业成就为因变量做回归分析，回归效应显著(β=0.22，t=4.30，p<0.01)，表明学习坚持性能显著预测学业成就。
3.2 学习坚持性、自我效能感、内在价值、学习投入
量表的验证性因子分析
将研究涉及到的4个主观测量变量(学习坚持性、自我效能感、内在价值、学习投入)进行验证性因子分析，并建立五个竞争模型。比较表2中各模型的拟合指标，最后接受四因子模型2，表明当学习坚持性、自我效能感、内在价值量表为单因子结构，学习投入为三因子结构时，模型的结构效度最好。
3.3 学习坚持性和学习投入的中介模型检验与路径分析
为了检验学习坚持性与学习投入在自我效能感、内在价值和学业成就关系中的多重中介作用，本研究采用结构方程模型进行分析，先以图1所示的理论模型作为基本模型A，然后在此基础上依据模型修正指数与路径分析结果构建修正模型A1和A2。
表3中模型拟合结果显示，基本模型A数据拟合结果不佳，各项指标均未达到可接受标准。模型修正指数提示，自我效能感和内在价值之间存在较大的协方差(M.I.=145.61)，于是进一步建立自我效能感和内在价值之间的共变关系得到修正模型Al，拟合指数改进明显，x2降低了185.95，其它指数均达到可接受标准，每条路径系数均达到显著性水平。修正模型A1的修正指数显示，自我效能感与学业成就的残差项具有一定程度的共变关系(M.I.=11.25)。因此在模型A1的基础上增加一条从自我效能感到学业成就的路径，得到修正模型A2，结果显示模型A2与数据非常匹配，x2在模型A1基础上降低了15.80，各项拟合指数均达到或接近饱和，包括新增路径在内的每个路径系数均达到显著水平。为验证学习投入是否完全中介学习坚持性与学业成就，在模型A2基础上增加学习坚持性到学业成就的路径，结果显示路径系数不显著(β=0.07，p>0.05)。因此，本研究最终接受修正模型A2(见图2)。 (魏军 刘儒德 何伊丽 唐铭 邸妙词 庄鸿娟)