感知的父母及教師支持與學生STEAM 學習的持續性動機：學習興趣和自我效能感的多重中介作用 *

孫小堅 宋乃慶 梁學友

(1 西南大學數學與統計學院，重慶 400715) (2 西南大學基礎教育研究中心，重慶 400715)

(3 中國基礎教育質量監測協同創新中心西南大學分中心，重慶 400715) (4 西南大學附屬中學，重慶 400715)

1 問題提出

近年來涵蓋了科學、技術、工程、藝術和數學的STEAM（science, technology, engineering, art,and mathematics）教育受到研究者的青睞。STEAM教育是任意兩門或多門學科間的有機整合（National Academy of Engineering and National Research Council,2014），有利于專業型和綜合型人才的培養，因而得到快速發展。在促進STEAM 教育的發展過程中，培養學生的STEAM 學習動機是一種重要方法，STEAM 學習動機是誘發和維持個體STEAM 學習行為的內在動力（Rosenzweig & Wigfield, 2016），推動個體的學習過程（Schunk, Meece, & Pintrich,2014），也是有效教學的重要組成部分（Christophel,1990）。

學習動機包括認知、情感和行為三個方面（Schunk et al., 2014），其中認知強調學生的目標、計劃和期望等，情感強調學生的興趣和喜好等（Pintrich, Smith, Garcia, & McKeachie, 1991），行為則強調學生對學習活動的選擇和堅持性（Maehr,1976）。Maehr 使用持續性動機（continuing motivation）來表征該行為層面，持續性動機是指學生放學后繼續跟進其在課堂期間所接觸的任務或從事與課堂任務相關的課外活動的行為模式，該行為模式不受外界壓力和約束的影響。其表征的是學習經歷在多大程度上可以培養學生學習的持續性意愿，而不只是在特定時間學習到的知識（Maehr, 1976）。持續性動機強調個體的行為不受外界壓力和約束的影響，這與內部動機有相似之處，多數情況下的持續性動機屬于內部動機（Fortus &Vedder-Weiss, 2014）。另外，持續性動機還強調個體的活動選擇和堅持性等行為，而非使個體產生某行為的念頭、態度或興趣，因此，持續性動機與其他動機構念如內部動機和興趣等存在不同之處（Fortus & Vedder-Weiss, 2014； Maehr, 1976）。動機的行為層面對培養學生綜合實踐能力、真實問題解決能力、以及對未來STEAM 職業和專業發展均有重要影響，因而有必要對其進行探討（Dou,Hazari, Dabney, Sonnert, & Sadler, 2019）。

以往研究表明，影響學生STEAM 學習動機的因素較多，其中父母和教師支持、學習興趣以及自我效能感等因素的影響較為明顯（Christensen,Knezek, & Tyler-Wood, 2015；Schunk et al., 2014；Vedder-Weiss & Fortus, 2013；Wentzel & Brophy,2014）。下面將具體闡述這些因素與STEAM 學習動機（特別是持續性動機）間的關系。

1.1 學習興趣與STEAM 持續性動機

學習興趣是使個體認識和研究某事物，從而獲得知識的心理特征，是推動人們進行求知的內部力量，也是個體終身學習的重要支撐（李淼云,宋乃慶, 盛雅琦, 2019； 李淼云, 宋乃慶, 俞向軍,2019）。學習興趣會影響學生的STEAM 持續性動機（Herndon, 1987； Sha, Schunn, Bathgate, & Ben-Eliyahu, 2016； Shernof & Hoogstra, 2001； Story &Sullivan, 1986）。Herndon 的研究發現，當在教學中激發學生的學習興趣時，其持續性動機的強度明顯高于未激發學習興趣的學生。另外Sha 等對6年級學生的調查研究發現，學生的科學學習興趣對其科學活動的選擇（持續性動機）和參與情況具有顯著的正向預測作用。

1.2 自我效能感與STEAM 持續性動機

自我效能感是個體對自身能夠順利完成某任務以達到既定目標的一種信念，是對自身能力水平的認識。Bandura（1997）發現自我效能感對學習動機的成分（如活動選擇、努力水平、毅力和情感反應等）有顯著影響。自我效能感作為持續性動機的關鍵成分，其對學生的持續性動機同樣具有積極作用（Garcia & Pintrich, 1996）。Artino（2009）探討了大學生的動機信念（自我效能感等）對其選擇STEAM 相關課程的持續性動機的影響，結果發現自我效能感對持續性動機具有顯著預測作用，自我效能感能夠正向預測學生選擇STEAM 課程的持續性動機。另外，Sha 等（2016）的研究發現學生的科學自我效能感對其在科學相關活動的選擇和參與情況均具有顯著的正向預測作用，并且自我效能感對活動選擇的預測作用要強于其對活動參與的預測作用。

1.3 父母支持與STEAM 持續性動機、學習興趣及自我效能感

父母是家庭教育中的主要執行者，其言傳身教對子女學習習慣、學習品質的養成有直接的作用。Vedder-Weiss 和Fortus（2013）探討了以色列五至八年級學生感知的社會支持（包括父母、同伴、教師及學校支持）和學生STEAM 投入程度及學習目標間的關系，結果表明學生感知的父母和教師支持可以很好地預測學生參與STEAM 相關活動的動機。此外，Christensen 等（2015）的調查研究發現，父母及家庭成員的支持可以顯著預測學生STEAM 學習興趣。與此同時，劉小先、龔少英、周治金、封曉偉和于全磊（2020）的研究發現，父母的自主性支持有利于提高子女在創造力方面的自我效能感。再者，Sha 等（2016）對學生感知的家長支持、科學學習興趣和自我效能感的關系進行探討，結果發現感知的家長支持可以顯著正向預測學生的科學學習興趣和自我效能感。

1.4 教師支持與STEAM 持續性動機、學習興趣及自我效能感

教師是課堂班級活動的組織者和管理者，也是教學活動的執行者和直接參與者，其對學生的STEAM 學習有重要影響。Pascarella，Walberg，Junker 和Haertel（1981）的研究發現教師的鼓勵和支持對青少年科學學習的持續性動機具有顯著影響。教師提供的鼓勵和支持越多，則學生科學學習的持續性動機越強。Wentzel 和Brophy（2014）也指出，當同時考慮學生所感知到的源自父母、教師和同伴支持時，學生感知到的教師支持與其學習動機的直接聯系更加密切。而張佳佳、李紅霞、張明亮、趙曉萌和司繼偉（2019）則發現，兒童感知到的教師支持對其數學自我效能感具有顯著影響，教師支持水平越高，則數學自我效能感也越高。

雖然以往研究在對學生STEAM 學習動機進行了較為豐富的探索，但這些研究多針對動機的認知和情感層面，只有少量研究對STEAM 學習動機的行為層面進行了探討（Luo, Wang, Liu, & Zhou,2019）；另外，以往研究雖然對家庭支持或教師支持、學習興趣、自我效能感和持續性動機之間的關系進行了初步探討，但一方面，研究多針對STEAM 學科中的單個學科（如科學或數學）進行研究；另一方面，多數研究對部分變量進行了研究，尚未對以上五個變量之間的作用機制進行系統性研究。基于此，本研究將同時研究以上變量對STEAM 學習動機行為層面的影響。

基于上文的文獻綜述，并考慮到家庭經濟社會文化地位（ESCS）和性別可能會影響STEAM 學習的持續性動機。本文提出假設（見圖1）：（1）感知的父母和教師支持對學習興趣、自我效能感和STEAM 學習的持續性動機會產生影響；（2）學習興趣和自我效能感會影響STEAM 學習的持續性動機；（3）學習興趣和自我效能感在感知的父母支持和STEAM 學習的持續性動機間起多重中介的作用；（4）學習興趣和自我效能感在感知的教師支持和STEAM 學習的持續性動機間起多重中介的作用。

圖 1 假設模型

2 研究方法

2.1 被試

PISA2015 收集了北京、上海、江蘇和廣東四省市共9841 名學生的問卷作答數據，剔除存在缺失的數據后，最終保留7426 名學生。學生分別來自268 所學校，各學校人數在2 到40 人之間。學生年齡范圍為15～16 歲；其中女生3571 名（占比48.1%），男生3855 名（占比51.9%）；另外，學生依次分布在7 至12 年級，各年級的人數分別為46 人（0.6%）、415 人（5.6%）、3661 人（49.3%）、3172 人（42.7%）、128 人（1.7%）和4 人（0.1%）。

2.2 變量選取

2.2.1 STEAM 持續性動機

學生的STEAM 持續性動機由其在廣義科學活動中的參與情況給予表征，PISA 中的廣義科學包括物理、化學、植物生物學、人類生物學、天文、地理、實驗設計方法，以及科學解釋現象等主題（Bybee & McCrae, 2011）。問卷共有9 道題測量該變量，4 級計分。該子量表的Cronbach’s α系數為0.92。

2.2.2 STEAM 學習興趣

PISA2015 使用5 道題測量STEAM 學習興趣，4級計分，從“強烈不同意”“不同意”“同意”到“強烈同意”分別計為1～4。該量表的Cronbach’s α系數為0.95。

2.2.3 STEAM 自我效能感

PISA2015 使用8 道題測量STEAM 自我效能感，4 級計分，從“很容易解釋”“需花費一些精力解釋”“需較多精力解釋”到“無法解釋”分別計為1～4。該子量表的Cronbach’s α 系數為0.89。

2.2.4 感知的父母支持

PISA2015 使用4 道題測量其感知的父母支持情況，4 級計分，從“強烈不同意”“不同意”“同意”到“強烈同意”分別計為1～4。該子量表的Cronbach’s α 系數為0.81。

2.2.5 感知的教師支持

PISA2015 通過向學生咨詢教師在課堂教學中提供的支持性教學行為的發生頻率來測量其感知的教師支持，該變量由5 道題組成，每道題有4 個等級，分別為“每一節課”“絕大多數課”“一些課”和“從不或幾乎沒有”。該子量表的Cronbach’s α系數為0.89。

2.2.6 家庭經濟社會文化地位和性別

本研究將ESCS 和學生性別作為控制變量。ESCS 平均得分為-0.82，標準差為1.11。

2.3 數據分析

先使用SPSS22.0 進行數據清理，之后計算各子量表的Cronbach’s α 系數和進行描述統計分析。然后使用Mplus6.12 進行共同方法偏差檢驗和結構方程模型（SEM）分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差

PISA 對可能存在的共同方法偏差使用了程序控制方法，在進行數據收集時強調了作答無對錯之分，同時也明確了對學生的私密信息進行保密。本研究還采用基于驗證性因素分析（CFA）的標簽變量法進行共同方法偏差的檢驗，根據湯丹丹和溫忠麟（2020）總結的檢驗思路，研究先尋找與感知的父母和教師支持、學習興趣、自我效能感和持續性動機五個實質變量不相關的標簽變量，考慮到實際中難以找到與實質變量完全不相關的標簽變量，對此，研究對PISA 中各變量進行相關性分析，結果發現學生對環境問題的關注度這一變量與五個實質變量間的相關（0.07～0.15）整體較低，因此本研究將環境問題關注度作為標簽變量。表1顯示了各檢驗模型的擬合情況，其中，CFA 模型為含五個實質變量和一個標簽變量組成的一階驗證性因素分析模型；基線模型B 是在CFA 模型基礎上，將標簽變量的因素載荷限定為CFA 模型中的非標準化載荷，且標簽變量與實質變量間的相關限定為0，各實質變量的載荷和相關自由估計；模型U 是在基線模型B 的基礎上，增加標簽變量對五個實質變量所含題目的載荷并自由估計這些新增的載荷值；模型R 是在模型U的基礎上，限定各實質變量在各自測驗題目上的載荷值為基線模型B 中的非標準化載荷（湯丹丹,溫忠麟, 2020）。由表1可知，基線模型和模型U之間的差異顯著，而模型U 和模型R 差異不顯著，說明測驗存在共同方法變異情況，但其共同方法偏差不嚴重。

表 1 各檢驗模型的擬合結果及對比情況

3.2 描述統計

表2呈現了各變量的描述統計結果。可以發現，男女生在感知的父母支持和教師支持、STEAM學習興趣和自我效能感上的均值差異比較小，而在持續性動機上的均值差異較其他變量稍大，男生的均值略高于女生。年齡在五個變量上的均值差異相對比較小，16 歲學生的均值稍微低于15 歲學生的均值。

表 2 各變量的描述統計結果（M±SD）

3.3 結構方程模型結果

通過對假設模型進行SEM 分析，發現模型擬合結果相對較差，修證指標顯示持續性動機中第7題和第8 題的誤差項之間可能存在較高的相關；在增加此誤差項的相關后，發現模型的擬合情況為：χ2=10638.20，p＜0.001，df=484，CFI=0.93，TLI=0.93，RMSEA=0.05，SRMR=0.07，模型可以較好地擬合數據（Ozel, Caglak, & Erdogan, 2013）。下面將呈現具體的參數估計結果（見圖2和圖3）。

3.3.1 因素載荷估計值

圖2呈現了SEM 中測量模型因素載荷的估計結果。各觀測指標在感知的父母支持上的因素載荷在0.59 到0.83 之間；5 個觀測指標在感知的教師支持上的因素載荷在0.77 到0.83 之間；在學習興趣上的因素載荷則均在0.83 以上；自我效能感變量的因素載荷在0.67 到0.76 之間；最后，各測量指標在STEAM 持續性動機變量上的因素載荷則在0.65 到0.85 之間。所有載荷值均在0.001 的水平上達到顯著。說明這些測量指標可以較好地表征研究所預測量的各個潛在特質。

3.3.2 路徑分析結果

圖3呈現了SEM 中結構模型的估計結果。可見，在控制ESCS 和性別的條件下，得到以下結果：（1）學生的STEAM 學習興趣和自我效能感均能夠顯著地正向預測持續性動機；（2）感知的教師支持顯著地正向預測學習興趣、自我效能感以及持續性動機；（3）感知的父母支持可顯著預測學生的學習興趣和自我效能感；（4）感知的父母支持對其持續性動機的直接預測作用不顯著。綜合結果（1）和（2）可知，學習興趣和自我效能感可能在感知的教師支持和持續性動機間起部分中介作用。而綜合結果（1）、（3）和（4）可知，學習興趣和自我效能感可能在感知的父母支持和持續性動機間起完全中介作用。此外，感知的父母支持、感知的教師支持、STEAM 學習興趣、自我效能感、E S C S 和性別可解釋學生STEAM 學習持續性動機26%[（1-0.74）×100%]的方差變異。

圖 2 測量模型中因子載荷估計值

圖 3 結構模型中路徑系數估計值

3.3.3 中介效應檢驗

圖3發現STEAM 學習興趣和自我效能感在感知的父母支持和持續性動機中可能起中介作用。對此，使用偏差校正的非參數百分位Bootstrap 方法重復抽樣1000 次進行中介效應檢驗（溫忠麟, 葉寶娟, 2014）。在此之前，研究檢查了在排除自我效能感和學習興趣二者之后，感知的父母和教師支持對持續性動機的影響，發現模型可以較好地擬合數據（χ2=7034.41,df=165, CFI=0.92, TLI=0.91,RMSEA=0.05, SRMR=0.08），且感知的父母和教師支持均能顯著預測學生的持續性動機，二者的預測系數分別為0.08 和0.19。中介效應的檢驗結果如表3所示，各中介路徑的估計值在0.05 水平上均達到顯著。由表3可知，首先感知的父母支持對其持續性動機的預測作用將完全由學習興趣和自我效能感二者實現，即此二者在感知的父母支持和持續性動機二者間起著完全中介作用。其次，學習興趣和自我效能感二者在感知的教師支持和持續性動機之間還起著部分中介作用，即感知的教師支持對STEAM 持續性動機的一部分影響會經由學習興趣和自我效能感給予實現。最后，學習興趣和自我效能感在感知的父母支持和持續性動機之間（對比中介效應A）、以及感知的教師支持和持續性動機之間（對比中介效應B）的中介效應大體相當。

表 3 中介效應估計值及其95%置信區間

4 討論

鑒于STEAM 持續性動機在培養學生綜合實踐能力、真實問題解決能力方面起到重要作用，因此分析影響學生STEAM 持續性動機的因素對于教育工作者有針對性地培養和維持學生STEAM 學習的相關動機具有重要的意義。

4.1 STEAM 學習興趣和自我效能感起中介作用

本研究發現學習興趣和自我效能感在感知的父母支持和其STEAM 學習的持續性動機之間起著完全中介作用。換言之，當不考慮STEAM 學習興趣和自我效能感兩個變量時，感知的父母支持可以顯著預測學生STEAM 學習的持續性動機，該結果與以往研究一致（Christensen et al., 2015； Vedder-Weiss & Fortus, 2013）；而當考慮二者時，感知的父母支持的直接預測作用將不再顯著，而是通過學習興趣和自我效能感二者對持續性動機起間接預測作用，該結果與Sha 等（2016）的研究結果一致。說明感知的父母支持對學生STEAM 學習的持續性動機的預測作用經由學習興趣和自我效能感二者來實現，其本身對持續性動機將不再起直接作用。此外，學習興趣和自我效能感在感知的教師支持和其STEAM 學習的持續性動機之間起著部分中介的作用，即感知的教師支持對持續性動機的影響既會通過自身直接起預測作用，還會經由STEAM學習興趣和自我效能感間接地起預測作用，該結果與前人研究結果一致（Cox & Williams, 2008）。

4.2 教師支持比父母支持重要，但自身特質更加重要

本研究結果發現，無論是否包含學習興趣和自我效能感，感知的教師支持對學生持續性動機的標準化預測系數均要高于感知的父母支持對持續性動機的標準化預測系數，說明教師支持對持續性動機的貢獻可能要大于父母支持對持續性動機的貢獻度，前人研究也得到相似結果（唐芹等, 2013）。雖然感知的教師支持對學生持續性動機的作用較父母支持貢獻度更大，但學生的STEAM 學習興趣和自我效能感對其STEAM 持續性動機的預測作用比感知的教師支持更加顯著，說明學生自身因素對其STEAM學習的持續性動機來說更加重要。現代動機理論（如自我決定理論）可用于解釋該結果（Schunk et al., 2014）。自我決定理論指出外部刺激（如父母和教師支持）若要對個體的最終行為產生影響，都需要經過個體內部的認知加工，通過認知加工形成對外部刺激的認識，個體基于這些認識來做出是否產生某行為的決定（Ryan &Deci, 2000）。此外，初中階段的學生處于自我意識快速成長期，其思維或行為上的主體性日漸發展，使學生更愿意按照自己的想法去判斷和控制自己的行為，而非外在刺激（林崇德, 2009）。可見，相對于其他來源的支持，個體自身的心理特質和想法對其學習行為有著更加重要的作用。

4.3 研究展望

本研究探討了感知的父母和教師支持、STEAM學習興趣和自我效能感對STEAM 學習的持續性動機的影響，有利于加深人們對STEAM 理念的認識和了解。當然，研究還存在進一步探索的地方：（1）本研究選取的預測變量只能解釋持續性動機的部分變異，未來研究可考慮其他變量對持續性動機的影響，以進一步明晰持續性動機的影響因素，為后續的動機提升策略提供參考。（2）本研究使用了北京、上海、江蘇和廣東的學生數據，其結果僅適用于經濟較為發達地區的學生；未來研究可選取更具代表性的學生樣本以得出更具普適性的結果。（3）本測驗數據為自我報告數據，如此，作答結果可能受社會贊許效應的影響，導致可能出現較大的共同方法偏差。本研究使用基于CFA 的標簽變量法檢驗共同方法偏差，并選擇了學生對環境問題的關注度作為標簽變量，但該變量是否為理想的標簽變量還需要進一步驗證。

5 結論

（1）學生感知的父母和教師支持對STEAM學習興趣和自我效能感具有正向預測作用；（2）STEAM 學習興趣和自我效能感在感知的父母支持和STEAM 持續性動機間起完全中介作用；（3）STEAM 學習興趣和自我效能感在感知的教師支持和STEAM 持續性動機間起部分中介作用。