課堂環(huán)境和學(xué)習(xí)興趣對初中生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的影響研究

張廷艷，薛 露，張燁垚，孫亞東

1. 西南大學(xué) 教師教育學(xué)院， 重慶 400715； 2. 西南大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院， 重慶 400715；3. 西南大學(xué) 心理學(xué)部， 重慶 400715

數(shù)學(xué)作為一門基礎(chǔ)學(xué)科， 一直以來都被認(rèn)為是抽象和難懂的， 研究顯示， 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)困難已成為初中生最主要的學(xué)習(xí)困難類型[1]． 目前， 我國基礎(chǔ)教育模式較為單一， 學(xué)生學(xué)習(xí)的方式還比較被動， 注意力難以集中、 學(xué)習(xí)效率低下等非投入狀態(tài)仍是普遍問題． 改革開放后， 隨著社會不斷開放和文化的多元發(fā)展， 基礎(chǔ)教育課程也越來越重視學(xué)生發(fā)展的主體性和多樣性[2]． 由于數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)活動是學(xué)生通過自己的思維活動主動建構(gòu)數(shù)學(xué)知識的過程， 學(xué)生是主動探索知識的“建構(gòu)者”[3]， 因此有必要從學(xué)生“學(xué)”的視角解讀初中生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)問題．

學(xué)習(xí)投入是學(xué)生在學(xué)校學(xué)習(xí)中所特有的投入行為， 是一種與學(xué)習(xí)相關(guān)的、 積極且充實(shí)的、 穩(wěn)定且持久的精神狀態(tài)． 已有的研究主要從行為觀、 心理觀、 社會文化觀和整合這些觀點(diǎn)的整體觀對學(xué)習(xí)投入進(jìn)行探索． 結(jié)果表明： 學(xué)習(xí)投入不僅是學(xué)業(yè)成就的重要預(yù)測變量， 也是衡量學(xué)習(xí)質(zhì)量的有效觀測指標(biāo)， 而且還能對學(xué)生的發(fā)展和成長產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響[4]． 因此， 本研究擬從整體觀的視角， 將數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入界定為行為投入、 認(rèn)知投入、 情感投入以及社會投入4個(gè)方面， 對影響初中生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的相關(guān)因素以及這些因素對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生的影響展開研究．

影響學(xué)生學(xué)習(xí)投入的因素可以分為兩類， 一類是個(gè)體變量， 包括人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量和個(gè)體特征變量； 一類是環(huán)境變量， 包括家庭和學(xué)校等變量[5]． 隨著Bronfenbrenner的生態(tài)發(fā)展理論影響力的不斷擴(kuò)大， 環(huán)境因素在個(gè)體發(fā)展中的作用越來越受到重視． Finn基于學(xué)業(yè)完成視角提出參與-認(rèn)同模型， 該模型描述了學(xué)校和社會環(huán)境與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系， 并指出學(xué)生是否有積極主動的學(xué)習(xí)行為取決于學(xué)生對于學(xué)校和社會的歸屬感和依賴感[6]； 也有學(xué)者指出家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)習(xí)投入顯著相關(guān)[7]． 根據(jù)自我決定理論， 當(dāng)學(xué)習(xí)需求被社會環(huán)境或活動所滿足時(shí)， 學(xué)習(xí)者就會與學(xué)習(xí)環(huán)境進(jìn)行建設(shè)性互動， 進(jìn)而產(chǎn)生高質(zhì)量投入[8]． 因此， 當(dāng)環(huán)境滿足個(gè)人的能力、 歸屬等需求時(shí)， 學(xué)習(xí)投入的提高是最有可能出現(xiàn)的． 國內(nèi)外大量研究已經(jīng)證實(shí)， 課堂環(huán)境與學(xué)生學(xué)習(xí)的各個(gè)方面是密切相關(guān)的， 如學(xué)生的成績、 動機(jī)和目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)．[9-10]健康的教室環(huán)境有助于營造輕松的學(xué)習(xí)氛圍， 幫助學(xué)生建立自尊、 自信心， 增加他們在學(xué)校的投入和歸屬感[11]， 已有研究證明了課堂環(huán)境可以影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入[12]．

由于課堂環(huán)境本身是一個(gè)內(nèi)涵復(fù)雜而豐富的概念， 學(xué)術(shù)界還未對其內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)有一個(gè)統(tǒng)一的認(rèn)識． 對課堂環(huán)境的結(jié)構(gòu)研究主要以沃爾伯格(Walberg)和穆斯(Moos)為代表， 沃爾伯格認(rèn)為課堂環(huán)境包括結(jié)構(gòu)和情感兩個(gè)維度， 穆斯則把社會環(huán)境描述為關(guān)系、 個(gè)人發(fā)展或目標(biāo)定向以及系統(tǒng)維持與變化3個(gè)維度[13]． 隨后， Wubbels和Fraser也在關(guān)于課堂環(huán)境方面分別展開研究， Wubbels側(cè)重教師和學(xué)生在課堂上的互動， 設(shè)計(jì)教師互動問卷， Fraser側(cè)重于以學(xué)生為中心的教室環(huán)境， 設(shè)計(jì)個(gè)性化課堂環(huán)境問卷[14]． 與西方學(xué)生的學(xué)習(xí)相比， 在注重集體主義的華人文化情境中， 社會性是課堂學(xué)習(xí)的一個(gè)重要而鮮明的特征， 老師和學(xué)生、 學(xué)生和學(xué)生之間的互動及其社會關(guān)系對學(xué)習(xí)會產(chǎn)生顯著的影響作用[15]． 基于此， 本研究選取教師支持、 合作和平等作為課堂環(huán)境中的3個(gè)維度．

除了課堂環(huán)境外， 學(xué)習(xí)興趣也是影響學(xué)生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的一個(gè)重要因素． 學(xué)習(xí)興趣在學(xué)習(xí)中的重要作用越來越得到人們的重視． 《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要(2010-2020年)》在創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式中的第一點(diǎn)“注重學(xué)思結(jié)合”中提到： 激發(fā)學(xué)生的好奇心， 培養(yǎng)學(xué)生的興趣愛好， 營造獨(dú)立思考、 自由探索、 勇于創(chuàng)新的良好環(huán)境[16]． 趙維華指出學(xué)習(xí)興趣指一個(gè)人對學(xué)習(xí)的積極認(rèn)識傾向與情緒狀態(tài)， 也有學(xué)者認(rèn)為在興趣產(chǎn)生過程中伴隨著知識的積累與重構(gòu)[17]． 國內(nèi)外已有研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)興趣可以對學(xué)生的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生正向的積極影響[18-20]， 同時(shí)反過來學(xué)生在學(xué)習(xí)活動中的投入也可以影響學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣[21]．

如上所述， 學(xué)生的學(xué)習(xí)投入容易受到課堂環(huán)境和學(xué)習(xí)興趣的影響． 但是， 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入作為學(xué)習(xí)投入在學(xué)科領(lǐng)域的具體化， 受到認(rèn)知、 動機(jī)和情緒等因素影響導(dǎo)致過程復(fù)雜， 目前尚未獲得國內(nèi)外研究者的充分關(guān)注， 需要進(jìn)一步探討其影響因素[22]． 因此， 本研究主要探究初中生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)中的課堂環(huán)境、 學(xué)習(xí)興趣與學(xué)習(xí)投入之間的關(guān)系， 特別是三者各個(gè)維度之間的關(guān)系， 以期找到提高學(xué)生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的有效途徑， 為相關(guān)研究與實(shí)踐提供實(shí)證依據(jù)．

1 研究方法

1.1 研究對象

本次調(diào)查研究選取了重慶市某區(qū)4所城區(qū)中學(xué)和鄉(xiāng)村中學(xué)， 涵蓋重點(diǎn)中學(xué)和普通中學(xué)． 采用隨機(jī)抽樣方法， 共抽取1 000名初二學(xué)生作為調(diào)查對象， 并于2020年1月發(fā)放調(diào)查問卷， 剔除無效卷和空白卷后， 回收有效問卷875份， 有效率為87.5%， 在所有被試中， 男生454人(51.9%)， 女生421人(48.1%)．

1.2 研究工具

1.2.1 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入問卷

本研究根據(jù)國外Fredricks和Wang等人編制的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入量表為藍(lán)本[23-24]， 最終形成數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入問卷． 該問卷共包含14個(gè)題目， 其中認(rèn)知投入3題， 行為投入3題， 情感投入4題， 社會投入4題， 題項(xiàng)按照5分制的李克特量表形式設(shè)置(1=完全不同意， 5=完全同意)． 信度分析表明數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入問卷的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.906， 問卷的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果如下：χ2/df=2.824，RMSEA=0.063，NFI=0.920；RFI=0.900；IFI=0.947，TLI=0.933，CFI=0.947， 這些擬合指數(shù)說明該問卷的結(jié)構(gòu)效度滿足測量要求． 綜上所述， 該問卷具有較好的信效度．

1.2.2 數(shù)學(xué)課堂環(huán)境問卷

數(shù)學(xué)課堂環(huán)境問卷中教師支持、 平等和合作的分量表借鑒“班級中發(fā)生了什么”(WIHIC)問卷． WIHIC 問卷是根據(jù)當(dāng)今課堂環(huán)境維度開發(fā)的， 與我國的數(shù)學(xué)課程一致， 同時(shí)該量表在經(jīng)過翻譯、 修訂后在國內(nèi)使用， 具有較好的信度和效度[25]． 因此， 經(jīng)改編WIHIC問卷后形成了本研究的數(shù)學(xué)課堂環(huán)境問卷， 其共包含13個(gè)題目， 其中教師支持項(xiàng)4題， 合作項(xiàng)5題， 平等項(xiàng)4題， 題項(xiàng)按照5分制的李克特量表形式設(shè)置． 信度分析表明數(shù)學(xué)課堂環(huán)境問卷內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.880， 問卷的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為χ2/df=2.537，RMSEA=0.059，NFI=0.931，RFI=0.913，IFI=0.957，TLI=0.945，CFI=0.956， 這些擬合指數(shù)說明該問卷的結(jié)構(gòu)效度滿足測量要求． 綜上所述， 該問卷具有較好的信效度．

1.2.3 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣問卷

基于對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣的界定， 以Hidi和Renninger的興趣理論為依據(jù)， 根據(jù)中國學(xué)生的實(shí)際情況， 編制了具有較高信效度的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣量表[17]， 該問卷包括情感體驗(yàn)、 知識獲取和價(jià)值認(rèn)識3個(gè)維度． 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣問卷共包含11個(gè)題目， 其中情感體驗(yàn)包含3個(gè)題目， 知識獲取包含4個(gè)題目， 價(jià)值認(rèn)識包含4個(gè)題目， 按照5分制的李克特量表形式設(shè)置． 信度分析表明數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣問卷內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.842， 問卷的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為χ2/df=2.112，RMSEA=0.049，NFI=0.950，RFI=0.933，IFI=0.973，TLI=0.964，CFI=0.973， 這些擬合指數(shù)說明該問卷的結(jié)構(gòu)效度滿足測量要求． 綜上所述， 該問卷具有較好的信效度．

1.3 數(shù)據(jù)處理與分析

本研究采用SPSS 25對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和分層回歸分析． 首先， 進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析并通過獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)進(jìn)行組間比較． 然后， 采用分層回歸分析， 以學(xué)習(xí)投入的4個(gè)維度(行為投入、 認(rèn)知投入、 情感投入和社會投入)為因變量， 性別和先前成績?yōu)榭刂谱兞浚?探討數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)中課堂環(huán)境、 學(xué)習(xí)興趣和學(xué)習(xí)投入之間的關(guān)系． 已有研究表明， 學(xué)習(xí)環(huán)境可能會對學(xué)習(xí)動機(jī)產(chǎn)生影響[26-27]， 因此， 在分層回歸模型中， 作為控制變量的性別和之前成績加入第一層模型， 課堂環(huán)境加入第二層模型， 學(xué)習(xí)興趣加入第三層模型， 以此推斷出課堂環(huán)境、 學(xué)習(xí)興趣對學(xué)習(xí)投入的獨(dú)立作用．

2 研究結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

總體來說， 所調(diào)查的初中生在數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入、 課堂環(huán)境和學(xué)習(xí)興趣方面的表現(xiàn)比較理想． 由表1所示， 學(xué)生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入程度較高， 4個(gè)維度的均分介于3.32和3.81之間， 且標(biāo)準(zhǔn)差均小于1， 說明所調(diào)查的初中生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的程度普遍較高． 認(rèn)知投入維度均分為3.32， 相比其他3個(gè)維度得分較低， 表明學(xué)生在認(rèn)知投入方面相比其他方面較少． 學(xué)生對數(shù)學(xué)課堂環(huán)境的感知較好， 3個(gè)維度的均分介于3.33和3.65之間， 教師支持、 合作維度標(biāo)準(zhǔn)差均小于1， 表明所調(diào)查的初中生對這兩個(gè)維度的課堂環(huán)境感知差異不大， 但在平等維度上標(biāo)準(zhǔn)差大于1， 表明所調(diào)查的初中生對平等維度感知差異較大． 學(xué)生擁有較好的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣， 3個(gè)維度的均分介于3.00和4.23之間， 知識獲取維度均分相對較低， 而價(jià)值認(rèn)識得分高達(dá)4.23， 表明學(xué)生在學(xué)習(xí)知識方面感知欠佳， 在價(jià)值認(rèn)識方面感知較好．

表1 描述性統(tǒng)計(jì)與性別差異分析

為了檢驗(yàn)初中生在數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入、 課堂環(huán)境、 學(xué)習(xí)興趣上是否存在性別差異， 采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的方法進(jìn)行數(shù)據(jù)分析． 如表1所示， 初中生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入在行為投入(t=-2.96，p<0.01)、 社會投入(t=-3.43，p<0.01)兩個(gè)維度上均存在顯著性別差異且女生優(yōu)于男生， 在認(rèn)知投入和情感投入上不存在顯著性差異； 數(shù)學(xué)課堂環(huán)境的性別差異表明， 初中男、 女生對教師支持(t=-2.30，p<0.05)、 合作(t=-3.23，p<0.01)和平等(t=-2.26，p<0.05)3個(gè)維度均存在顯著差異且女生在課堂環(huán)境中感知到的教師支持、 合作和平等多于男生； 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣的性別差異表明， 初中男、 女生對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣在情感體驗(yàn)、 知識獲取和價(jià)值認(rèn)識3個(gè)維度上不存在顯著性差異．

2.2 分層回歸分析

本研究將學(xué)習(xí)投入的4個(gè)維度(行為投入、 認(rèn)知投入、 情感投入、 社會投入)分別作為因變量， 將課堂環(huán)境以及學(xué)習(xí)興趣作為自變量， 以性別和先前成績作為控制變量， 進(jìn)行分層回歸分析． 經(jīng)多重共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 在不同因變量下， 各個(gè)自變量的VIF值都是小于10， 故課堂環(huán)境(教師支持、 合作、 平等)和學(xué)習(xí)興趣(情感體驗(yàn)、 知識獲取、 價(jià)值認(rèn)識)之間不存在嚴(yán)重的多重共線性．

2.2.1 初中生數(shù)學(xué)課堂環(huán)境、 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣與行為投入的關(guān)系研究

如表2所示， 3個(gè)模型均達(dá)到了顯著性水平． 模型1中控制變量解釋了行為投入14.7%的變異量． 在加入課堂環(huán)境(教師支持、 合作和平等)后， 模型2的R2值為0.358， 說明回歸方程解釋了總變異的35.8%， 相對于模型1增加了21.1%． 再加入學(xué)習(xí)興趣變量(情感體驗(yàn)、 知識獲取、 價(jià)值認(rèn)識)， 模型3的R2值增加到0.474， 表明回歸方程解釋了總變異的47.4%， 相對于模型2增加了11.6%．

表2 預(yù)測行為投入的回歸分析結(jié)果

從表2中回歸系數(shù)可以看出， 模型1中女生(β=0.08，p<0.01)和先前成績高的學(xué)生(β=0.37，p<0.001)的行為投入度高于男生和先前成績低的學(xué)生； 模型2將課堂環(huán)境變量輸入模型中后， 合作(β=0.38，p<0.001)和平等(β=0.13，p<0.01)能顯著正向地預(yù)測行為投入， 而教師支持(β=0.05，p>0.05)與行為投入的關(guān)系幾乎沒有且不顯著； 模型3將學(xué)習(xí)興趣變量添加到模型中， 情感體驗(yàn)(β=0.19，p<0.001)、 知識獲取(β=0.28，p<0.001)和價(jià)值認(rèn)識(β=0.11，p<0.01)均能顯著正向地預(yù)測行為投入．

2.2.2 初中生數(shù)學(xué)課堂環(huán)境、 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣與認(rèn)知投入的關(guān)系研究

如表3所示， 3個(gè)模型均達(dá)到了顯著性水平， 模型1中控制變量解釋了認(rèn)知投入8.5%的變異量， 在加入課堂環(huán)境(教師支持、 合作和平等)后， 模型2的R2值為0.291， 說明回歸方程解釋了總變異的29.1%， 相對于模型1增加了20.6%， 再加入學(xué)習(xí)興趣變量(情感體驗(yàn)、 知識獲取、 價(jià)值認(rèn)識)， 模型3的R2值增加到0.431， 表明回歸方程解釋了總變異的43.1%， 相對于模型2增加了14%．

表3 預(yù)測認(rèn)知投入的回歸分析結(jié)果

從表3的回歸系數(shù)可以看出， 模型1中先前成績高的學(xué)生(β=0.29，p<0.001)的認(rèn)知投入度高于先前成績低的學(xué)生， 性別對認(rèn)知投入影響不顯著； 模型2將課堂環(huán)境變量納入模型后， 教師支持(β=0.08，p<0.05)、 合作(β=0.34，p<0.001)和平等(β=0.15，p<0.001)都是認(rèn)知投入的重要指標(biāo)和正向指標(biāo)； 模型3將學(xué)習(xí)興趣變量添加到模型中， 情感體驗(yàn)(β=0.14，p<0.001)、 知識獲取(β=0.34，p<0.001)和價(jià)值認(rèn)識(β=0.17，p<0.001)均能顯著正向地預(yù)測認(rèn)知投入．

2.2.3 初中生數(shù)學(xué)課堂環(huán)境、 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣與情感投入的關(guān)系研究

如表4所示， 3個(gè)模型均達(dá)到了顯著性水平． 模型1中控制變量解釋了情感投入11.1%的變異量． 在加入課堂環(huán)境(教師支持、 合作和平等)變量后， 模型2的R2值為0.213， 說明回歸方程解釋了總變異的21.3%， 相對于模型1增加了10.2%， 再加入學(xué)習(xí)興趣變量(情感體驗(yàn)、 知識獲取、 價(jià)值認(rèn)識)， 模型3的R2值增加到0.393， 表明回歸方程解釋了總變異的39.3%， 相對于模型2的R2增加了18.0%．

表4 預(yù)測情感投入的回歸分析結(jié)果

從表4的回歸系數(shù)可以看出， 模型1中先前成績高的學(xué)生(β=0.33，p<0.001)的情感投入度高于先前成績低的學(xué)生， 性別對學(xué)生情感投入的影響差異不顯著； 模型2將學(xué)生對課堂環(huán)境變量的看法輸入模型中后， 合作(β=0.22，p<0.001)和平等(β=0.16，p<0.001)都是認(rèn)知投入的顯著和正向的指標(biāo)， 教師支持對學(xué)生情感投入的影響不顯著； 模型3將學(xué)習(xí)興趣變量添加到模型中， 情感體驗(yàn)(β=0.32，p<0.001)和知識獲取(β=0.30，p<0.001)都是社會投入的顯著正向指標(biāo)， 價(jià)值認(rèn)識對學(xué)生情感投入的影響不顯著．

2.2.4 初中生數(shù)學(xué)課堂環(huán)境、 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣與社會投入的關(guān)系研究

如表5所示， 3個(gè)模型均達(dá)到了顯著性水平． 模型1中控制變量解釋了社會投入19.9%的變異量， 在加入課堂環(huán)境(教師支持、 合作和平等)后， 模型2的R2值為0.480， 說明回歸方程解釋了總變異的48.0%， 相對于模型1增加了28.1%， 再加入學(xué)習(xí)興趣變量(情感體驗(yàn)、 知識獲取、 價(jià)值認(rèn)識)， 模型3的R2值增加到0.546， 表明回歸方程解釋了總變異的54.6%， 相對于模型2增加了6.6%．

表5 預(yù)測社會投入的回歸分析結(jié)果

從表5的回歸系數(shù)可以看出， 性別(β=0.10，p<0.01)和先前成績(β=0.43，p<0.001)都是學(xué)生社會投入顯著且正向的指標(biāo)； 模型2將課堂環(huán)境變量納入模型后， 合作(β=0.57，p<0.001)是社會投入的顯著且正向的指標(biāo)， 教師支持和平等對社會投入影響不顯著； 模型3將學(xué)習(xí)興趣變量添加到模型中， 情感體驗(yàn)(β=0.08，p<0.05)和知識獲取(β=0.29，p<0.001)都是社會投入顯著且正向的指標(biāo)， 價(jià)值認(rèn)識不是顯著影響社會投入的指標(biāo)．

3 討 論

3.1 初中生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入、 課堂環(huán)境和學(xué)習(xí)興趣現(xiàn)狀

當(dāng)前初中學(xué)生對數(shù)學(xué)課堂環(huán)境感知較好， 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣比較積極， 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入處于中等偏上水平． 由研究結(jié)果可得， 初中生感知的數(shù)學(xué)課堂環(huán)境是比較好的， 課堂環(huán)境3個(gè)維度的平均分都在3.3分以上； 目前初中生對數(shù)學(xué)的學(xué)習(xí)興趣也是比較高的， 學(xué)習(xí)興趣3個(gè)維度的平均得分都在3.0分以上， 積極的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣能夠幫助學(xué)生提高自己對學(xué)習(xí)的專注度； 初中生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入水平處于中等偏上， 4個(gè)維度的均分都在3.3分以上， 女生在行為投入和社會投入上的得分都顯著高于男生．

3.2 大多數(shù)課堂環(huán)境維度對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入有積極顯著的正向影響

本研究通過分層回歸法分析了初中生的課堂環(huán)境感知和學(xué)習(xí)投入之間的關(guān)系． 從顯著性水平上來說， 除了教師支持對行為投入、 情感投入和社會投入的影響不顯著以及平等對社會投入的影響不顯著外， 大部分課堂環(huán)境維度對于行為投入、 認(rèn)知投入、 情感投入和社會投入的影響都是顯著的； 分層回歸分析模型結(jié)果顯示， 課堂環(huán)境分別解釋了行為投入成分變異的21.1%、 認(rèn)知投入成分變異的20.6%、 情感投入成分變異的10.2%和社會投入成分變異的28.1%， 這表明課堂環(huán)境對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的4個(gè)維度都是顯著正向的影響．

3.3 學(xué)習(xí)興趣對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入有積極顯著的正向影響

本研究通過分層回歸法對初中生學(xué)習(xí)興趣和學(xué)習(xí)投入之間的關(guān)系做了分析． 從顯著性水平上來說， 除價(jià)值投入對情感投入與社會投入的影響不顯著外， 大部分學(xué)習(xí)興趣維度對于行為投入、 認(rèn)知投入、 情感投入和社會投入的影響都是顯著的； 從分層回歸分析模型結(jié)果顯示， 學(xué)習(xí)興趣變量解釋了行為投入成分變異的11.6%、 認(rèn)知投入成分變異的14%、 情感投入成分變異的18.0%、 社會投入成分變異的6.6%． 這表明學(xué)習(xí)興趣對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入的4個(gè)維度都是顯著正向的影響．

3.4 研究數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)中課堂環(huán)境、 學(xué)習(xí)興趣與學(xué)習(xí)投入各個(gè)維度之間關(guān)系的必要性和重要性

一方面， 加深對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)中課堂環(huán)境、 學(xué)習(xí)興趣與學(xué)習(xí)投入關(guān)系的認(rèn)識， 為學(xué)習(xí)投入的研究提供實(shí)證證據(jù)． 例如， 盡管有研究對學(xué)生對公平的看法與學(xué)生對科學(xué)和科學(xué)成就的態(tài)度之間的關(guān)系進(jìn)行了調(diào)查[28]， 但缺少研究數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入與公平的關(guān)系． 本研究的結(jié)果顯示， 學(xué)生認(rèn)為“教師對學(xué)生一視同仁的看法”對學(xué)生數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入中的“行為投入、 認(rèn)知投入、 情感投入”維度有顯著的影響， 但對“社會投入”維度無顯著影響． 另一方面， 通過分析學(xué)生對數(shù)學(xué)課堂環(huán)境的感知和其學(xué)習(xí)興趣與其學(xué)習(xí)投入的關(guān)系， 可以提供一些更具有針對性的方法和建議來提高學(xué)生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入水平．

4 結(jié) 論

1) 整體上， 數(shù)學(xué)課堂環(huán)境和學(xué)生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣對學(xué)生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入有正向預(yù)測作用．

2) 數(shù)學(xué)課堂環(huán)境分別解釋了數(shù)學(xué)行為投入變異量的21.1%、 認(rèn)知投入變異量的20.6%、 情感投入變異量的10.2%、 社會投入變異量的28.1%．

3) 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣分別解釋了數(shù)學(xué)行為投入變異量的11.6%、 認(rèn)知投入變異量的14%、 情感投入變異量的18.0%和社會投入變異量的6.6%．

4) 細(xì)分維度上， 數(shù)學(xué)課堂環(huán)境中的“教師支持”維度對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入中的“行為投入、 情感投入、 社會投入”維度均無正向預(yù)測作用； 數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣中的“價(jià)值認(rèn)識”維度對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入中的“情感投入、 社會投入”維度無正向預(yù)測作用． 數(shù)學(xué)課堂環(huán)境和數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)興趣中其他維度對數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)投入各維度均有正向預(yù)測作用．