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學習價值觀對中學生學業情緒的影響的統計分析論文
1 問題提出
情緒是學習過程一個不可忽視的重要因素,而以往教育學、心理學的研究,通常更多關注學習者的學習動機、認知過程,而忽視了學生的情緒情感及其在教育情境中的重要作用。特別是中學時期,學習任務比較繁重,情緒對學業的影響尤為重要。因此,了解教育情境中學生的情緒至關重要。
學業情緒是指在教學或學習過程中,與學生的學業相關的各種情緒體驗,包括高興、厭倦、失望、焦慮、氣憤等。它不僅包括學生在獲悉學業成功或失敗后體驗到的各種情緒,而且包括學生在課堂學習中、在日常做作業過程中以及在考試期問的情緒體驗等。學業情緒對青少年的學習生活起著至關重要的作用,它不僅影響著青少年的學習效率和學習成績,還影響著青少年身心的成長、發展,如自我概念、正確歸因等。
目前關于學業情緒影響因素的研究主要是從個體因素和環境因素兩個方面著手的。徐先彩等認為個體因素主要有自我認知、成就目標和認知能力三個方面-3j。郭宏燕認為學業情緒主要受個體因素和外部因素的影響,個體因素主要包括成就動機和自我概念兩個方面,外部因素主要包括學校、自律的程度和家庭環境等方面。
學習價值觀是學生對于自己所正在進行的學習活動的總的看法,它直接關系到學生的學習方式及其績效。學習樂觀是個體對學習生活的一種積極、樂觀、豁達的態度體驗,指個體在學習過程中總是期望、相信好的結果能發生并能對不利后果作出良好適應和積極解釋,具體包括三個方面:
(1)學習期望樂觀。指個體對未來學習結果的積極期望及相信學習會給自己帶來好處;
(2)學習效能樂觀。指個體相信自己能夠克服學習中遇到的困難,相信憑借自己的努力,一定能夠獲得學習上的成功;
(3)失敗態度樂觀。指個體在學習上遇到不可控制的挫折或困難時,能夠坦然接受,對失敗或挫折進行積極解釋,善于自我安慰和自我調節。
Pekrun學業情緒控制一價值理論認為,個體對于控制感和價值的評估是影響學業情緒的主要前因變量,而教學、自律支持、期望、目標結構、成就反饋和人際關系等環境因子則是影響個體對于控制感價值評估的重要變量。中學生的情緒情感呈現出階段性的特征,因此其學業情緒也有自身的特點。現階段有關中學生學業情緒的研究不太成熟,還有許多問題有待解決:中學生學業情緒的現狀如何?學習價值觀、學習樂觀是否影響學業情緒?學習價值觀、學習樂觀怎樣影響學業情緒,對學業情緒的影響有多大?學習價值觀、學習樂觀、學業情緒三者之間存在怎樣的關系?上述問題,已有研究尚未探討。本研究的目的是調查當代中學生學業情緒的現狀,并探討學習價值觀、學習樂觀與學業情緒三者之間的關系。
2 研究方法
2.1 被試
綜合考慮城市和農村學校因素,采用整群抽樣法,從山東、陜西兩省8所學校(農村4所,城市4所)初一至高三年級,抽取1352名學生。其中,山東省686人,陜西省666人;農村中學生648人,城市中學生704人;初中生676人,高中生676人;男生622人,女生707人,性別缺失值23人;初一228人,初二227人,初三220人,高一246人,高二227人,高三204人。
2.2 研究工具
2.2.1 中學生學習價值觀問卷
采用羅書偉研制的《中學生學習價值觀問卷》。該問卷共55道題目,采用Likert五點評分制,分為目的性學習價值觀和手段性學習價值觀兩個分量表,具有良好的心理測量學指標。目的性學習價值觀分量表包括地位追求、成就實現、家庭維護和社會促進4個因子。手段性學習價值觀分量表包括輕松興奮、興趣與能力、責任與規范、個人發展、身心健康、堅持進取和學業成就7個因子。本研究表明:目的性學習價值觀各條目在其所屬維度的載荷都大于0.624,模型整體擬合指標γ2/df=3.171(<5),NFI、TLI、CFI均在O.93以上,RMSEA=0.062(<0.08);手段性學習價值觀各條目在其所屬維度的載荷都大于0.536,模型整體擬合指標γ2/df=3.005(<5),NFI、TLI、CFI均在O.887以上,RMSEA:0.061(<0.08)。中學生目的性學習價值觀量表的Cmrrbach’s alpha系數為0.935,分半信度系數為0.854。中學生手段性學習價值觀量表的Cron-bach’s alpha系數為0.959,分半信度系數為0.863。由此可見,中學生學習價值觀問卷信效度較好,適應于中學生。
2.2.2 中學生學習樂觀問卷
采用植鳳英等編制的《中學生學習樂觀問卷》。問卷包括學習期望樂觀、學習效能樂觀和失敗態度樂觀三個維度,共有14個項目。采用五點記分法,得分越高,表明樂觀水平越高。問卷結構效度采用因素分析方法加以檢驗。采用主成分分析法對學習樂觀的14個項目進行探索性因素分析發現,經最大方差旋轉后,提取出3個特征值大于1的因素,三個因素能夠解釋總變異的54.32%,三因素的維度結構基本符合問卷編制構想,表明編制的問卷具有較高的結構效度。經檢驗,問卷重測信度系數為0.79,總問卷的Cron-bach’s alpha系數為0.84,各分問卷的Cronbach’s alpha系數在0.70-0.82之間,說明中學生學習樂觀問卷具有較高的信度。
2.2.3 青少年學業情緒問卷
采用董妍等研制的青少年學業情緒問卷,該問卷包括積極高喚醒學業情緒、積極低喚醒學業情緒、消極高喚醒學業情緒和消極低喚醒學業情緒四個維度。積極高喚醒學業情緒主要有高興、驕傲、希望等具體情緒種類;積極低喚醒學業情緒主要有放松、平靜和滿足等具體情緒種類;消極高喚醒學業情緒包括焦慮、憤怒、羞愧等具體情緒種類;消極低喚醒學業情緒包括厭倦、無助、沮喪、疲乏一心煩等具體情緒種類,其中疲乏一心煩是指學業情緒的生理表現。各分問卷擬合指數良好:積極高喚醒學業情緒γ2/df=4.37,GFI=0.94,AGFI=0.92,SRMR=O.056,NNFI=0.93,CFI=0.94,IFI=0.94;積極低喚醒學業情緒X2/df=4.54,GFI:0.95,AGFI=0.93,SRMR=0.048,NNFI=0.94,CFI=0.95,IFI=0.95;消極高喚醒學業情緒X2/df=3.94,GFI=0.94,AGFI=0.92,SRMR=0.049,NNFI=0.95,CFI=0.96,IFI=0.96;消極低喚醒學業情緒.)γ2/df=4.20,GFI=0.91,AGFI=0.89,SRMR=0.059,NNFI=0.97,CFI=0.97,IFI=0.97。四個分問卷的Cronbach’s alpha系數分別為:0.785、0.815、0.833、0.915;分半信度分別為:0.71、0.78、0.79、0.82。
2.3 數據處理
采用spssl6.0和Amos17.0進行數據的整理和分析。
3 研究結果
3.1 中學生學業情緒現狀
被試在學業情緒上的平均得分見表1。因為學業情緒各維度所包含題項的數目各有不同,因此,表1中的平均數是全體被試在各維度上所有項目的平均數,最高分5分,最低分1分,中點分即中數為3分。單一樣本t檢驗表明:中學生學業情緒各維度得分的平均數與中數3的差異達到顯著性水平,說明絕大多數中學生積極高喚醒學業情緒、積極低喚醒學業情緒比較多,消極低喚醒學業情緒比較低,而部分學生卻存在消極高喚醒學業情緒。
3.2 學習價值觀、學習樂觀和學業情緒之間的相關
從表2可以看出,除學習樂觀與消極高喚醒學業情緒相關不顯著外,學習價值觀、學習樂觀與積極高喚醒學業情緒、積極低喚醒學業情緒和消極低喚醒學業情緒之間的相關均達到顯著性水平。
3.3 學習樂觀在學習價值觀與學業情緒關系中的中介作用檢驗
3.3.1 學習樂觀在學習價值觀與積極高喚醒學業情緒關系中的中介作用檢驗
學習價值觀與積極高喚醒學業情緒(r=0.38)和學習樂觀(r=0.54)存在顯著正相關,且學習樂觀與積極高喚醒學業情緒存在顯著正相關(r=0.43),那么這三個變量之間到底存在什么關系?根據Baron和Ken-ny依次檢驗法的定義,當預測變量顯著影響因變量,且預測變量顯著影響第三變量而第三變量顯著影響因變量時,應該考慮中介效應的檢驗。本研究假定學習價值觀為預測變量,積極高喚醒學業情緒為因變量,學習樂觀為影響預測變量和因變量關系的中介變量。利用AMOS17.0軟件來分析學習樂觀的中介效應。具體結果如下:
首先,以學習價值觀為自變量,積極高喚醒學業情緒為因變量,考察自變量對因變量的影響,結果發現學習價值觀對中學生積極高喚醒學業情緒有正向影響,標準化回歸系數為0.43,p<0.001。
然后,將學習樂觀作為中介變量引入學習價值觀和中學生積極高喚醒學業情緒的結構方程模型中,模型的具體結果見圖1。根據結構方程模型檢驗的擬合指數和卡方準則,該模型的各項指標均比較理想,見表3。從圖1可以看出,當中介變量引入回歸方程后,自變量對中介變量有正向影響,標準化回歸系數為0.79,p<0.001;中介變量對因變量有正向影響,標準化回歸系數為0.42,p<0.001;而自變量與因變量的標準化回歸系數降低為0.13,p<0.05。根據溫忠麟等人(2004)提出的中介效應檢驗程序可見,學習樂觀在學習價值觀對中學生積極高喚醒學業情緒的影響關系中起部分中介作用。其中,中介效應占總效應的71.74%。
3.3.2 學習樂觀在學習價值觀與積極低喚醒學業情緒關系中的中介作用檢驗
學習價值觀與積極低喚醒學業情緒(r=0.39)和學習樂觀(r=0.54)存在顯著正相關,且學習樂觀與積極低喚醒學業情緒存在顯著正相關(r=0.40)。本研究假定學習價值觀為預測變量,積極低喚醒學業情緒為因變量,學習樂觀為影響預測變量和因變量關系的中介變量。
首先,以學習價值觀為自變量,積極低喚醒學業情緒為因變量,考察自變量對因變量的影響,結果發現學習價值觀對中學生積極低喚醒學業情緒有正向影響,標準化回歸系數為0.40,p<0.001。
然后,將學習樂觀作為中介變量引入學習價值觀和中學生積極低喚醒學業情緒的結構方程模型中,模型的具體結果見圖2。表5顯示該模型的各項指標比較理想。從圖2可以看出,當中介變量引入回歸方程后,自變量對中介變量有正向影響,標準化回歸系數為0.78,p<0.001;中介變量對因變量有正向影響,標準化回歸系數為0.37,p<0.001;而自變量與因變量的標準化回歸系數降低為0.15,p>0.05。根據溫忠麟等人(2004)提出的中介效應檢驗程序可見,學習樂觀在學習價值觀對中學生積極低喚醒學業情緒的影響關系中發揮完全中介作用。其中,中介效應占總效應的66.67%。
3.3.3 學習樂觀在學習價值觀與消極低喚醒學業情緒關系中的中介作用檢驗
學習價值觀與消極低喚醒學業情緒(r=-0.43)存在顯著負相關,學習價值觀和學習樂觀(r=0.54)存在顯著正相關,且學習樂觀與消極低喚醒學業情緒存在顯著負相關(r=-0.13)。本研究假定學習價值觀為預測變量,消極低喚醒學業情緒為因變量,學習樂觀為影響預測變量和因變量關系的中介變量。
首先,以學習價值觀為自變量,消極低喚醒學業情緒為因變量,考察自變量對因變量的影響,結果發現學習價值觀對中學生消極低喚醒學業情緒有負向影響,標準化回歸系數為-.13,p<0.001。
然后,將學習樂觀作為中介變量引入學習價值觀和中學生消極低喚醒學業情緒的結構方程模型中,結果顯示數據與模型不能擬合,這說明學習樂觀在學習價值觀與消極低喚醒學業情緒關系中不發揮中介作用。
另外,因為學習樂觀與消極高喚醒學業情緒之間的相關不顯著,所以學習樂觀在學習價值觀與消極高喚醒學業情緒之間也不發揮中介作用。
4 討論
4.1 中學生學業情緒現狀
中學時期是個體求學、身心發展的重要時期,能夠為個體一生的發展奠定堅實的基礎。學業情緒是影響中學生學習過程的重要非智力因素之一。不論是積極情緒還是消極情緒都會影響中學生的學習活動。積極情緒更有利于靈活的學習策略的使用,消極情緒則更容易使人采用僵化的學習策略。從學業情緒得分整體上來看,中學生積極學業情緒相對比較多,消極學業情緒相對比較少,說明中學生對學習的情緒體驗比較好。由此可見,本研究中情緒對中學生學業的影響主要是正向的,負面的影響相對較少。學業情緒在中學生的學習過程中主要發揮了促進作用,而不是負面的影響作用。
4.2 學習樂觀在學習價值觀對學業情緒影響中的中介作用
本研究表明,學習價值觀能夠顯著正向影響積極高喚醒和積極低喚醒學業情緒。這直接驗證了Pekrun提出的學業情緒控制一價值理論。如前所述,Pe-krun學業情緒控制一價值理論認為,對學習任務的控制和價值評估是影響學業情緒的主要前因變量。其中,對學習任務的控制是指學生對學習材料和學習任務的把握程度;價值評估則是學生對學習任務的重要性和有用性的評估和判斷。當學生認為所學習的東西有價值,并且對學習任務感興趣,認為自己能夠通過努力完成學習任務時,就會產生積極的學業情緒。
Abela和Seligman(2000)發現,消極的自我概念、負向的成就預期以及不良的歸因方式與學生考試焦慮和失望情緒正相關。學習樂觀是個體對學習生活的一種積極、樂觀、豁達的態度體驗。教育實踐證實,如果學生自己認為某門功課學不好,其學業成績將會不斷下降;對學習持樂觀態度的學生往往更加自信,能更有效地應對學習中遇到的困難,敢于拼搏,不斷進取。由于學習樂觀是個體對自己學習正向、積極的成就預期,因而,學習是否樂觀能夠影響學業情緒。具體地說,個體對學習的態度越樂觀,學業情緒越積極;反之,個體對學習的態度越悲觀,越容易滋生消極學業情緒。
價值觀是個體觀念系統的核心,能夠指引個體的學習、生活和工作,引導個體采取決定和行動。學習價值觀,是指學習者對學習目標的取向,即學習是為了什么的問題。它對學習者的學習過程和學習結果都起關鍵作用,是決定個體學習行為的重要因素。可以說,學習價值觀直接決定一個學生在學習興趣、學習積極性和學習動機等方面的表現。當學生認為學習有價值、有意義時,就會對學習抱積極的預期,比較容易激發和培養學習興趣,進而會對學習產生正向態度和積極的情緒體驗;而當學生認為學習沒有價值和意義時,學習就毫無興趣可言,變成了苦差事,容易對學習持消極的預期,進而會對學習產生負面態度和消極的情緒體驗。這樣,學習價值觀影響學習樂觀,學習樂觀在學習價值觀對學業情緒的影響中發揮中介作用就不難理解了。
5 結論
5.1 中學生積極學業情緒比較多,消極學業情緒比較少。
5.2 學習樂觀在學習價值觀對學業情緒影響中發揮中介作用。
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