大學生專業興趣的形成機制：專業選擇、社會支持和學業投入的長期影響*

2017-02-01 08:58:59

心理學報 2017年12期

(廈門大學公共政策研究院心理研究所, 廈門 361005)

1 問題的提出

大學生是國家專業人才和科技創新的主要儲備力量, 專業興趣則是大學生實現創新學習, 成長為高級專業人才的重要基石(婁延常, 2004)。研究顯示, 專業興趣對大學生的專業承諾、學習動機、學習成績、專業堅持都有著重要的促進作用(高山川, 孫時進, 2014; Harackiewicz, Durik, Barron, Linnenbrink-Garcia, & Tauer, 2008; Tracey, Allen, & Robbins,2012; Tracey & Robbins, 2006; 張進明, 孔錦, 陳同揚, 李勇志, 2014)。

專業興趣對大學生的成長和專業學習至關重要, 但當前大學生的專業興趣水平卻普遍偏低(徐琳, 唐晨, 錢靜, 秦虎, 孟慧, 2011)。對重點高校和普通高校大學生的專業興趣調查結果顯示, 兩類高校各有超過 40%的大學生報告自己所學的專業與個人興趣不一致或對自己所學專業的興趣不大(劉連龍, 徐丹, 何山, 2009; 張進明等, 2014; 張莉莉,甄紅慧, 2011)。這表明, 不同類型的本科院校都面臨著學生專業興趣不足的困境, 如何培養和發展大學生的專業興趣成為高校面臨的一項重要挑戰。

遺憾的是, 現有研究的特點和不足使其難以為大學生專業興趣的培養和發展提供充分的支持。首先, 已有研究鮮少對影響大學生專業興趣的因素和機制進行實證分析。國外學者的研究主要將專業興趣作為自變量, 探討專業興趣對大學生學業發展的影響; 國內研究則側重對大學生專業興趣水平的調查或專業興趣培養的寬泛性論述。只有少數學者嘗試從個人角度分析影響大學生專業興趣的因素, 如許燕(1995)發現大學生對專業的哲學價值、職業價值、科學價值認同度越高, 對專業的喜愛程度也越高; 其次, 既有研究多以橫向研究為主, 而大學生專業興趣的形成與發展是一個跨時較長的動態變化過程, 橫向研究不足以準確地揭示影響大學生專業興趣的機制。

鑒于已有專業興趣研究的不足, 本研究擬以大學生專業興趣為結果變量, 通過 3年的追蹤研究,探討影響大學生專業興趣的個人和社會因素及影響機制, 深化對專業興趣形成機制的理論認識, 以期更好地解讀大學生專業興趣普遍不足的原因, 為高校培養和發展大學生專業興趣的教育實踐提供參考建議。

1.1 理論基礎

專業興趣反映了大學生在特定專業領域的個人興趣。Hidi和Renninger (2006)在總結先前研究的基礎上, 提出了興趣發展的四階段模型, 認為個人興趣的形成和發展依次經歷4個階段：引發的情境興趣—持續的情境興趣—新興的個人興趣—良好發展的個人興趣。在興趣發展的不同階段, 影響因素各不相同。具體而言, 情境興趣的激發和維持依賴于任務的外部特征(如文本的生動性和懸念)和社會支持(如良好的師生關系和互動)。情境興趣進一步內化為穩定的個人興趣則依賴于個人對任務價值和意義的認可以及個體的持續投入或努力。Ainley (2012)進一步指出, 在缺乏持續的外部支持和個體投入的情況下, 個體對事物的興趣可能消退或終止于情境興趣階段。

興趣四階段模型較為清晰地論述了個人興趣的形成機制, 為本研究考察大學生專業興趣的形成機制提供了重要的理論基礎。大學生在完成專業選擇之后, 學習內容和要求隨之確定下來, 順利完成專業學習的意義和重要性不言而喻。在學習任務和意義明確的情況下, 社會支持和持續的個人投入對個人興趣的形成至關重要(Ainley, 2012; Hidi & Renninger,2006)。因此, 本研究著重探討了大一至大三期間,專業選擇、社會支持和學業投入對大學生大三時專業興趣水平的影響。之所以考察相關變量對大學生大三時專業興趣水平的影響, 主要是因為大學生在一、二年級仍處于學習的適應和調整階段(梁紅, 黃希庭, 2010), 且大一、大二上的通識課和基礎課較多, 到大三學生經過較長時間的專業學習, 對所學專業的認識更為深入和穩定。

1.2 專業選擇

Deci和Ryan (1987)指出, 符合個人意志的自主選擇是影響個體內在興趣的重要因素。研究顯示, 高考畢業生或大學新生的專業選擇與大學生的初始專業興趣水平密切相關 (DeMarie & Aloise-Young,2003; Malgwi, Howe, & Burnaby, 2005; P??ler &Hell, 2012; 王勤, 童腮軍, 2004), 但入學時的專業選擇對大學生專業興趣是否或多大程度上存在長期影響, 迄今為止仍不得而知。在當前高校管理體制下, 相當部分的學生受成績、家庭、專業調劑等因素的影響, 難以進入符合自己意愿的專業領域學習。大學生專業選擇意愿與實際所學專業的差異為探討專業選擇對大學生專業興趣的長期影響提供了可能。

鑒于自主選擇對興趣的重要影響(Deci & Ryan,1987; Ryan & Deci, 2000)以及大學生專業選擇與初始專業興趣水平之間的緊密關系(Malgwi et al.,2005; P??ler & Hell, 2012), 我們提出本研究的第一個假設：大學生入學時的專業選擇, 即入學時的專業選擇意愿與所學專業的匹配程度, 對大三時的專業興趣水平有著積極的預測作用。

1.3 社會支持

社會支持是激發和鞏固情境性興趣, 促進個人興趣形成的重要外在因素(Hidi & Renninger, 2006)。同伴則是大學生校內社會支持的重要來源。來自實證研究的證據顯示, 良好的同伴及師生關系對大學生的內在學習興趣或自主學習動機水平有著顯著的積極影響(Müller & Palek?i?, 2006); 入門課程上的同伴質量對理工科大學生堅持完成本專業的學習有著積極的預測作用(Ost, 2010)。此外, 研究者發現, 學期期間大學生對課程內容的陳述獲得同學的回應越多或在課堂上感知到的同學熱情越強烈,對課程的興趣水平就越高(Kim & Schalert, 2014;Thoman, Sansone, Fraughton, & Pasupathi, 2012)。這些研究表明, 積極的同伴關系或同伴互動與大學生的自主學習動機水平及課程興趣密切相關。

教師是大學生校內社會支持的另一重要來源。研究發現, 教師的情感支持對大學生的學業動機和情感有著積極的促進作用(Sakiz, 2012); 教師的積極引導及課堂內的親切行為則是提高大學生學習興趣的重要因素(婁延常, 2004; Mazer, 2013; 孫偉,張彥通, 2012; Yang, 2016)。需要指出的是, 與中小學階段的師生關系不同, 高校師生關系相對更為寬松, 往往需要學生更加積極主動地尋求教師支持。積極尋求同伴和教師的認知、情感和社會幫助是大學生獲得在校社會支持的重要途徑(Karabenick &Newman, 2013)。Pascarella和 Terenzini (2005)發現,學生在課堂外尋求教師支持, 如有關課堂內容、課題研究和職業發展的探討, 對提高大學生的學習動機水平和學業成就有著重要影響。

上述社會支持與大學生學業關系的研究結果表明, 良好的同伴互動以及教師支持對大學生的課程興趣或內在學習動機水平有顯著的積極影響。據此, 我們提出本研究的第二個假設：在大一至大三期間, 大學生同伴關系的親密程度和尋求教師幫助的積極程度對大三時的專業興趣水平有顯著的預測作用。

1.4 學業投入

關于大學生學業投入的內涵, 不同研究者之間尚未達成統一意見, 但多數學者認為學業投入包含認知投入、行為投入和情感投入等多個維度(Fredricks& McColskey, 2012; Reschly & Christenson, 2012)。本研究著重考察大學生連續的認知投入和行為投入, 尤其是專業學習中批判性思維的使用和行為上對時間與學習環境的管理對專業興趣的影響。

認知或學習策略(如總結、復述、精細化等)的使用是認知投入的重要表現(Finn & Zimmer, 2012;Fredricks & McColskey, 2012), 而深層次的認知和學習策略, 如批判性思維, 對大學生的學習尤顯重要。批判性思維的使用以對學習材料的分析、綜合和判斷為基礎, 其內含的分析和反思要素可以整合入全部學科或專業領域的學習(Howe, 2004)。Iran-Nejad和Cecil (1992)指出, 個體建構性、動力性和創造性的深層次認知或智力活動是興趣的重要來源。研究發現, 課程設計中重視對學生批判性思考的激發與引導, 有助于大學生深入理解學習內容,對提高大學生的課程興趣水平有著顯著的積極影響(Charkoudian et al., 2008)。

大學生積極的行為投入, 如對時間和學習環境的有效管理, 是學業成功的基礎 (Fredricks &McColskey, 2012; Pintrich, 2004)。Kuhn (2003)指出,與其他因素相比, 大學生在與學業相關活動上的時間和精力投入是影響大學生學業成功和個人發展的最優預測因素。Sansone, Weir, Harpster和Morgan(1992)的研究顯示, 當學習者付出持續的努力時,即便是乏味重復性的學習任務也可以變得有趣和充滿挑戰性。與該研究結果一致, 何旭明和陳向明(2008)發現, 當學生對課程學習缺乏興趣時, 外部壓力引發的學生在課程學習上的時間投入, 對提高學生的課程興趣有積極的促進作用。

上述認知和行為投入與大學生學業興趣關系的研究表明, 批判性思維的使用和時間與學習環境管理對學習興趣有著積極的促進作用。據此, 我們提出本研究的第三個假設：大一至大三期間, 大學生在專業學習中批判性思維的使用和對時間與學習環境的管理對大三時的專業興趣水平有積極的預測作用。

2 研究方法

2.1 被試

從一所重點綜合性高校招募了729名大一新生參加了問卷調查。學生來自隨機抽取的7個學院12個不同的專業, 包括數學、行政管理、新聞、化工、電子、財政、歷史等。633名學生在大二和大三連續參加了問卷調查, 其中男生305名, 女生328名;文科生320名, 理工科學生313名。大一時, 學生的平均年齡為18.89歲, 標準差為0.76。樣本年流失率約為 8%, 主要原因是在約定的問卷填寫時間,學生沒有出席。為考察流失的樣本是否存在選擇性,我們先對第一批數據中的同伴關系、尋求教師幫助、批判性思維、時間與學習環境管理4個變量做了相關分析, 結果表明4個變量兩兩顯著相關(

<0.01),

在0.10 ～ 0.34之間; 隨后采用多變量方差分析(MANOVA)考察了流失樣本與追蹤樣本在4個變量上是否存在差異。結果顯示, Hotelling’s Trace =0.01, Multivariate

(4, 702) = 1.92,

= 0.11。在專業選擇方面, 兩組樣本也沒有顯著差異,

(716) =1.10,

= 0.27。

2.2 研究程序和工具

同一專業的學生每年 12月在約定的時間和教室集體參加問卷填寫。每次的問卷施測工作由同一位研究者完成。學生本著自愿的原則填寫問卷, 沒有報酬。

全部問卷答案采用6點Likert計分方式, 1代表完全不同意/完全不符合, 6代表完全同意/完全符合。英文問卷的翻譯工作由兩名英文熟練的高校心理學教師獨立完成, 對互譯后存在不一致的地方,商討決定采用哪種譯文。使用的問卷皆有良好的效度和信度, 同伴關系等問卷的結構性效度分析結果見表1。

表1 同伴關系等問卷的驗證性因素分析結果

同伴關系：使用Richer和Vallerand (1998)的關系需求量表(The Need for Relatedness Scale)測量大學生在多大程度認為自己被同學接納及與同學的親密程度(9題), 如“我與同學的關系緊密”。該問卷在國內樣本中有著良好的信度和效度(朱曉娜, 黃燕, 李宗浩, 2011)。本研究中, 該問卷連續 3年的Cronbach a信度系數分別為0.89、0.90和0.90。

尋求教師幫助：在大一上學期, 大多數學生仍處于新環境的適應階段, 與老師尚不熟悉。因此,第一年的問卷調查著重考察大學新生在多大程度上認為尋求教師幫助是重要的。我們通過對部分學生和輔導員的訪談, 確定大學生可尋求的教師資源主要包括本科生導師、輔導員、心理咨詢及任課教師。為此, 本研究編制了4道題測查了大學新生在多大程度上認為尋求教師幫助是重要的, 如“與導師保持交流或溝通對我適應大學學習和生活是______。”回答問題時, 選“1”表示“完全不重要”, 選“6”表示“非常重要”。在二、三年級的調查中, 著重測查大學生在過去一年中尋求教師幫助的行為(4題)：如“我經常和導師交流或溝通學習和生活中遇到的問題”。回答問題時, 選“1”表示“完全不符合”,選“6”表示“完全符合”。本研究中, 該問卷第一、第二和第三年的 Cronbach a信度系數依次是 0.72,0.72和0.78。

批判性思維：使用 Pintrich, Smith, Garcia和McKeachie (1991)編制的動機和學習策略問卷(Motivated Strategies for Learning Questionnaire)中的批判性思維分問卷測查大學生在多大程度上積極建構不同知識之間的聯系, 并對所學知識進行批判性分析、評價和運用(5題), 如“在課堂上閱讀或聽到一個結論時, 我會想這個結論是否存在不同的可能性”。先前研究顯示, 該問卷的中文版有良好的信度和效度(見Duncan & McKeachie, 2005; 司繼偉,2000)。本研究中, 該問卷連續 3年的 Cronbach a系數分別是0.71, 0.75和0.74。

時間與學習環境管理：該問卷為動機和學習策略問卷(Pintrich et al., 1991)中的時間與學習環境管理分問卷(8題), 測量大學生在多大程度上能夠有效地計劃、安排和管理時間與學習環境, 如“我充分使用自己的學習時間”。該問卷的中文版有著良好的信度和效度(見Duncan & McKeachie, 2005; 司繼偉, 2000)。本研究中, 該問卷連續3年的Cronbach a信度系數分別為0.78, 0.77和0.79。

專業興趣：Krapp (2002)提出, 穩定的個人興趣有兩個重要特征：情感關聯和價值關聯, 即個體在從事與任務相關的活動時有著積極的情感體驗, 并對活動任務的價值有著較高程度的認可。本研究使用情感認可分問卷測查大學生在多大程度上喜愛自己所學的專業及專業與個人興趣之間的一致性(6題); 問卷源自王頂明和劉永存(2007)編寫的專業情感認同分問卷。同時, 本研究使用價值認可分問卷測查大學生在多大程度上認可所學專業的價值并愿意從事與所學專業相關的職業(6題); 問卷項目主要源自王頂明和劉永存(2007)編制的專業持續性認同分問卷和秦攀博(2009)編寫的專業行為認同問卷。考慮到大一和大二時, 大學生仍處于適應和調整階段(梁紅, 黃希庭, 2010), 對專業興趣數據的采集工作在大三進行。驗證性因素分析結果為專業興趣問卷的雙因素結構提供了有效支持(見表 2), 兩個分問卷的Cronbach a信度系數分別為0.93和0.82。

表2 專業興趣問卷的驗證性因素分析結果

專業選擇：使用題目“我當前所學專業是我自己的決定”用以測查大學生所學專業在多大程度上與他/她個人的選擇意愿相匹配。專業選擇數據的采集工作在大一時完成。

個人及家庭背景信息：該問卷主要調查大學生的個人(如性別、專業等)和家庭背景信息(如家長的受教育程度等)。

3 研究結果

數據分析包括三個部分：首先, 對自變量和因變量做描述性統計和相關分析; 其次, 對批判性思維、時間與學習環境管理、同伴關系等追蹤變量做無條件潛變量增長模型分析, 考察相關變量的變化趨勢; 最后, 分析專業選擇、社會支持和學業投入的起始水平和斜率對專業興趣水平的預測作用。

3.1 描述性統計和相關分析

自變量和因變量的平均數、標準差及相關系數見表 3。變量名中的 1、2、3(如批判性思維1、批判性思維2、批判性思維3)分別代表第一年、第二年和第三年。自變量中, 同伴關系在大一至大三期間的均值最高, 尋求教師幫助、批判性思維等變量的均值總體上偏低。專業選擇與專業興趣顯著相關,不同年級的同伴關系、尋求教師幫助、批判性思維、時間與學習環境管理變量與專業興趣總體上兩兩顯著相關。

3.2 社會支持和學業投入的變化趨勢

使用AMOS 22.0對批判性思維、時間與學習環境管理、同伴關系的變化趨勢做了線性無條件潛變量增長模型分析。如圖1所示, 潛變量截距和斜率分別代表各個追蹤變量的平均起始水平和3年中的變化趨勢。個體

的截距或起始水平(a)由樣本的平均截距(m)和個體截距與平均截距之間的偏差(z)決定, 即a= m+z, 個體斜率(b)由樣本的斜率均值(m)和樣本斜率均值與個體斜率之間的偏差(z)決定, 即b= m+z。個體在某個時間點的變量值為：y= la+ lb+e。我們把每個潛變量的截距到觀測變量的負荷值設為 1; 三批數據測試間隔時間相同(皆為 1年), 將斜率到第一年、第二年、第三年觀測變量的負荷值設為相應的等值間隔, 分別為0, 1, 2。設定每個變量未解釋部分的殘差(e)均值為0, 方差(var)相同(Preacher, Wichman, MacCallum,& Briggs, 2008)。分析結果顯示, 追蹤變量的無條件增長模型與觀察數據的擬合度較好, c= 51.21,

=16,

< 0.001, TLI = 0.95, CFI =0.98, RMSEA = 0.059。各個追蹤變量的截距、斜率和方差見表4。同伴關系、批判性思維、時間與學習環境管理的平均截距分別為4.43、4.06和3.84,

s < 0.001; 平均斜率依次為 0.14 (

< 0.001)、?0.20 (

< 0.001)和?0.06(

= 0.03), 表明在大一至大三期間大學生同伴關系的親密度呈現顯著的上升趨勢, 而批判性思維水平及時間與學習環境管理水平則呈現顯著的下降趨勢。三個變量的截距方差依次為0.44、0.38和0.27,

s < 0.001, 表明大學生的同伴關系、批判性思維以及時間與學習環境管理水平的起始水平存在顯著的個體差異。同伴關系和批判性思維的斜率方差分別為0.20 (

< 0.001)和0.12 (

< 0.01), 表明大學生在這兩個變量上的變化速度有著顯著的個體差異; 這兩個變量的截距和斜率的協方差分別為?0.14 (

<0.001)和?0.07 (

< 0.01), 表明兩個變量的起始水平與變化速度為顯著的負相關。時間與學習環境的斜率方差以及截距和斜率的協方差都不顯著, 表明時間與學習環境管理的變化趨勢沒有顯著的個體差異, 其變化趨勢和起始水平也無關聯。

3.3 專業興趣的預測模型

為測查不同變量對專業興趣水平的影響, 在無條件潛變量線性增長模型的基礎上, 我們依次考察了專業選擇、社會支持、學業投入對大學生專業興趣水平的預測作用。專業選擇在大學生入學時就已確定, 模型1首先考察了專業選擇對專業興趣的影響。依據興趣的四階段模型, 社會支持是激發和鞏固情境性興趣的重要因素, 個人投入對情境性興趣內化為個人興趣至關重要, 因此模型2和模型3依次增加了社會支持和學業投入變量對專業興趣的預測。三個模型的擬合度指標見表5。

圖1 同伴關系等追蹤變量的線性增長模型

表4 追蹤變量的無條件增長模型分析結果

表5 專業興趣的預測模型

模型1的分析結果顯示, 專業選擇對專業興趣水平有著顯著的長期影響(b = 0.29,

< 0.001), 解釋了專業興趣 9%的方差。模型 2顯示, 同伴關系的截距(b = 0.24,

< 0.001)和斜率(b = 0.29,

=0.001)對專業興趣有著顯著的積極影響。第三年的尋求教師幫助行為對專業興趣亦有顯著的促進作用(b = 0.27,

< 0.001), 但第一年(b = 0.02,

> 0.05)和第二年(b = 0.02,

> 0.05)的尋求教師幫助變量對專業興趣沒有影響。模型2對專業興趣方差的解釋率比模型1提高了13%。模型3顯示, 批判性思維的截距(b = 0.44,

<0.001)和斜率(b = 0.59,

< 0.001)對大學生的專業興趣有著顯著的促進作用; 時間與學習環境管理的截距(b = 0.14,

> 0.05)對專業興趣水平沒有顯著影響, 但斜率(b = 0.07,

< 0.05)對專業興趣水平有顯著的積極影響。值得注意的是, 在加入批判性思維和時間與學習環境管理變量之后, 同伴關系的起始水平(b = ?0.01,

> 0.05)和斜率(b = ? 0.23,

>0.05)對專業興趣不再有顯著的預測作用。第三年的尋求教師幫助行為(b = 0.26,

< 0.001)和專業選擇(b = 0.24,

< 0.001)對專業興趣仍有著顯著的積極影響。第一年和第二年的尋求教師幫助對專業興趣沒有顯著影響, 將之刪除后模型的擬合度指標沒有明顯變化, 對其它變量之間的關系也未產生影響。因此, 從模型的簡潔性角度考慮, 模型 3對第一年和第二年的尋求教師幫助變量做了刪除。在三個模型中, 模型 3與觀察數據的擬合度較好, 對專業興趣方差的解釋率最高, 分別比模型1和模型2提高了47%和34%。圖2報告了模型3各自變量對因變量專業興趣的非標準回歸系數、標準誤。

圖2 大學生專業興趣水平的預測模型

4 討論與結論

4.1 專業選擇與專業興趣

與研究假設一致, 專業選擇對大學生的專業興趣水平有著顯著的影響。大學生所學專業與其入學時的專業選擇意愿匹配度越高, 大三時的專業興趣水平也越高。在加入社會支持、學業投入變量之后,專業選擇仍是專業興趣的重要預測變量。這表明專業選擇不僅影響大學生初始的專業興趣水平(Malgwi et al., 2005; 王勤, 童腮軍, 2004), 對大學生專業興趣還有著長期的持續性影響。這一結果在理論上拓展了興趣發展四階段模型中影響興趣的前置因素, 亦為尊重大學生專業選擇意愿的重要性提供了有力證據。本研究建議高校在專業選擇和安排上應盡可能尊重大學生的個人意愿, 這對大學生在校期間專業興趣的培養和發展有著重要意義。

遺憾的是, 研究結果顯示大學生所學專業與個人意愿的總體匹配程度并不高, 項目答案采用Likert 6點計分制, 均值僅為4.26, 這表明當前的外部環境(如家庭和高校)在大學生的專業選擇和安排問題上, 對大學生個人意愿的尊重明顯不足。鑒于自主選擇對大學生專業興趣的重要影響, 本研究認為大學生所學專業與個人選擇意愿之間較低的匹配度是造成大學生專業興趣普遍偏低的一個重要不利因素。

4.2 社會支持與專業興趣

在增加學業投入變量之后, 同伴關系的起始水平和斜率對大學生的專業興趣水平沒有明顯影響。但先前研究發現, 課堂內同伴之間的良性互動和良好的同伴關系對大學生的課程興趣或自主學習動機水平有著重要的預測作用(Kim & Schalert, 2014;Müller & Palek?i?, 2006; Thoman et al., 2012)。對于本研究結果與先前研究之間的不一致, 我們認為同伴之間的親密關系能否對大學生的專業或學業興趣產生積極影響, 可能在很大程度上受制于親密的同伴互動是否與學業活動有關, 即課堂情境中或學業活動中的親密同伴關系對專業或學業興趣的發展有著積極影響; 而親密的同伴關系本身對專業或學業興趣的影響則非常有限。本研究建議高校在校園同伴文化的建設中, 不僅要重視學生之間的友好相處和溝通, 還應加強平臺建設, 強化學生之間的專業交流, 從而促進學生專業興趣的發展。

大學生大一、大二時的尋求教師幫助對大三時的專業興趣沒有明顯影響, 但大三時尋求教師幫助對專業興趣有顯著影響。這表明, 尋求教師幫助對大學生的專業興趣有著短期影響但長期影響不明顯。這可能是因為尋求教師幫助在相當程度上反映的是學生當前的狀態性需求。需要注意的是, 盡管尋求教師幫助對大學生的專業興趣有著即時的積極影響, 但大學生尋求教師幫助的意愿(

=3.41)和積極性明顯不足(

= 2.44,

= 2.50),這可能是掣肘大學生專業興趣發展的另一不利因素。對高校管理者而言, 需重視如何在師生關系相對更為寬松的高等教育環境下, 推動師生之間的互動, 強化教師的持續性支持。

本研究對社會支持與大學生專業興趣關系的探討在理論上為興趣的四階段模型提供了重要的修正和補充。首先, 四階段模型強調社會支持對個人興趣的發展至關重要(Hidi & Renninger, 2006),但本研究結果顯示社會支持對個人興趣的影響可能與社會支持的類型或方式有關。就大學生的專業興趣而言, 校園內同伴之間的情感性社會支持, 如親密的同伴關系, 影響較為有限。其次, 研究結果顯示, 社會支持對興趣的影響會隨著時間變化而發生變化, 如尋求教師幫助對大學生專業興趣有著短期影響, 但長期影響并不明顯。

4.3 學業投入與專業興趣

模型3顯示, 大學生批判性思維的起始水平和斜率是專業興趣的重要預測變量。入學時的批判性思維水平越高, 大三時的專業興趣水平也越高; 大一至大三期間, 批判性思維水平提升得越快, 大三時的專業興趣水平也相應越高。我們認為, 這是因為批判性思維要求學生主動地構建知識的內在聯系, 批判性地分析、反思、評價所學的知識, 有助于提高學生對專業知識及其意義的理解, 進而對專業興趣的發展產生促進作用。正如Alexander (1997)所言, 隨著學習的深入和儲備知識的增加, 情境性興趣的重要性在降低, 知識的內在結構及聯系對個體興趣的重要性日益凸顯。

在大一至大三期間, 時間與學習環境管理水平提高越快的學生, 大三時的專業興趣水平也越高。這可能是因為當大學生持續地提高對時間和學習環境的管理水平時, 有助于提高他們在專業學習及相關活動上的精力投入, 進而有助于專業興趣的提升。該結果與先前研究一致, 增加學生在課程學習上的時間投入對提高學生的課程興趣有顯著的積極作用(何旭明, 陳向明, 2008)。

認知和行為投入對大學生專業興趣的積極影響為興趣的四階段模型提供了支持性證據, 即專業興趣的形成與穩定與個人的堅持和努力密不可分。令人遺憾的是, 研究結果顯示, 大學生的批判性思維和時間與學習環境管理水平都呈現隨著年級增長而遞減的趨勢。該結果一方面為大學生專業興趣水平普遍偏低的現狀提供了合理解釋, 即大學生的專業興趣水平偏低可能與大學生在專業學習上的投入不足有關; 另一方面, 該結果對高校培養和發展大學生專業興趣的教育實踐有著重要的啟示作用, 即激勵學生持續地投入到專業學習或活動中去對大學生的專業興趣發展至關重要。

4.4 研究不足和展望

本研究存在一些不足, 需要在未來的研究中加以完善。首先, 本研究的樣本主要源自綜合性重點高校, 研究結果能否推及到其他類型高校, 有待于進一步研究; 其次, 本研究著重測查了校園內的同伴和教師支持, 未考察校園外的家長支持。其中,同伴支持主要測查了同伴的情感性支持, 未考察同伴之間的工具性支持(如學業幫助)對專業興趣的影響。社會支持變量測量上的局限性, 使得本研究難以獲得對不同來源的社會支持(如同伴、教師和家長支持)和不同類型的社會支持(如情感性支持和工具性支持)與大學生專業興趣關系的完整認識; 第三, 尋求教師幫助變量在第一年測查的是大學生對尋求教師幫助重要性的認知, 第二、三年測查的是大學生尋求教師幫助的行為, 前后存在差異; 第四,沒有追蹤考察大學生專業興趣的發展趨勢及個體差異, 無法考察專業興趣與學業投入、社會支持之間可能存在的動態變化關系。

我們期望未來的研究能夠更系統全面地考察不同來源(如同伴、教師和家長支持)和不同類型(如情感性支持和工具性支持)的社會支持對大學生專業興趣的影響, 以更深入系統地理解影響大學生專業興趣的社會因素及作用機制; 其次, 期待未來研究能對大學生專業興趣開展追蹤研究, 同時重視個人取向(person-oriented approach)和變量取向(variableoriented approach)的分析方法, 前者有助于考察大學生專業興趣變化趨勢的個體和群體差異, 后者有助于考察影響大學生專業興趣變化趨勢的因素; 最后, 期望今后的研究能夠進一步探討學業投入、社會支持與專業興趣之間可能存在的動態變化關系,為高校更好地培養和發展大學生專業興趣提供有益建議。

4.5 結論

大學生所學專業與個人選擇意愿匹配度總體偏低、尋求教師幫助的積極性不足以及個人在專業學習上的認知和行為投入不足是限制大學生專業興趣水平的重要不利因素。大學生專業興趣的培養與發展不僅需要高校的制度性支持(如專業安排上盡可能尊重學生的個人意愿)和教師支持, 更離不開大學生個人的學業投入和努力。

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