建構主義課堂環境與初中生數學學習動機的關系研究
——基于東、中、西部9省(市)調查數據的分析

徐冉冉，裴昌根，宋乃慶

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.伊犁師范大學 教育科學學院，新疆 伊犁 835000

2019年，中共中央、國務院頒發的《關于深化教育教學改革全面提高義務教育質量的意見》和《關于新時代推進普通高中育人方式改革的指導意見》中強調“優化教學方式”“深化課堂教學改革”[1-2]，為推動教育改革營造良好的環境．事實上，學習環境對個體學習方式、動機、態度、投入度等均具有一定的聯系．認知心理學認為，新的知識是需要學習者自我建構的，然而學習者不是簡單地將新知存儲在大腦中即可，而必須將新知與自己的舊知建立關系，這個建立關系的過程就是學習的本質[3]．從這個意義上說，數學知識是學習者自己創造的，而非一味地被動接受，為學生營造一個良好的課堂環境至關重要，建構主義課堂環境有助于促進個體知識構建、社會互動、協商、會話等課堂活動，促進學生對新知的意義建構．因此，研究當前初中生對建構主義課堂環境的感知情況、學生學習動機的現狀和兩者之間的關系，對如何改善課堂環境中的薄弱方面和提高學生學習動機具有一定的借鑒意義，可促使課堂教學質量的提升與學生數學學習的發展．

建構主義課堂環境是以建構主義為理論依據所構建的課堂環境，旨在強調課堂環境中學習的情境性、社會協商、協作與意義建構等特點．其中，課堂環境主要指學生和教師對學習所發生的社會、心理及教學環境的知覺和感受[4]．課堂環境的性質與學生認知和情感的發展具有一定的聯系，積極的課堂環境不僅能夠為學生提供更多的學習機會，還能夠促進學生的課堂參與、社會協商與互動、協作等各方面的發展．近半個世紀以來，課堂環境是教育界研究中的重要議題．多項實證研究表明，課堂環境與學生數學態度、學習投入存在顯著的正相關關系[5-6]，學生對課堂環境的感知與學生的學業效能感相關，且“以學生為中心”的課堂環境有利于促進學生學習動機和學業成就的提高[7-9]．然而，建構主義課堂環境雖與學生情感顯著相關，但其似乎并不能預測學生的學業成就[10]．動機作為情感領域中的重要方面[11]，也與學生課堂參與、學業成就具有一定的關聯．

動機是指個體通過參與滿足自己的需要、渴望或目的，也是學生課堂參與的主要原因[12]．學習動機是一個復雜的、多維度的變量，能夠對學生學習產生影響的認知、情感方面的心理過程[13-14]．數學學習動機是指與數學學習有關的某種需要引起的、有意識的行為傾向，它是激勵或推動學生去行為以達到一定學習目標的內在動因[15]，學生學習動機強弱會影響學生課堂參與的行為、情感等相關心智活動，繼而影響學生學習和發展．已有研究表明，學生學習動機與學習興趣、學習投入、自我效能感、學習成績等之間呈正相關[16-17]，但是隨著年級的增長，學生學習動機呈下降趨勢[18-19]．那么，如何激發和提高學生尤其是中學生數學學習動機就成了改善學生學習情感與學業成就的關鍵所在．本文通過建構主義課堂環境和數學學習動機的關系研究，以期為如何通過改善課堂環境來激發學生學習動機提供理論依據和數據支撐．

1 研究設計

1.1 研究對象

采取多階段隨機取樣．首先，在我國東、中、西部選取9個省(直轄市)，隨機選取縣(縣級市)若干； 然后，在不同城鄉選取不同層次的中學校； 最后，隨機選取班級(七、八年級)進行取樣．調查數據源自重慶、陜西、四川、湖南、山西、遼寧、天津、廣東、云南共9省(直轄市)，共得到3 506份有效問卷．其中，七、八年級學生數分別為1 913人、1 593人，占比分別為54.56%和45.44%； 男、女生人數較為均衡，分別為1 756人、1 750人； 而城市、鄉鎮學生比例為2∶1左右，分別有2 342人和1 164人．

1.2 研究工具

1.2.1 建構主義課堂環境量表

基于我國數學學科特點和教學實際，對Taylor等人編制的建構主義學習環境量表(Constructivist Learning Environment Survey，簡稱CLES)[14]進行改編或調整，得到本研究的建構主義數學課堂環境問卷，包括個人相關性(Personal Relevance，簡稱PR)、不確定性(Uncertainty，簡稱U)、批判表達(Critical Voice，簡稱CV)、共同控制(Shared Control，簡稱SC)、學生協商(Student Negotiation，簡稱SN)5個維度，每個維度各6道題，共30個題項．采用Likert五級評分法進行記分，從“1從不”到“5總是”，分值越大表示學生對建構主義數學課堂環境感知情況越好．

為確保修訂后的測量工具所測結果的信效度，借助SPSS 21.0和Amos 21.0軟件對數據進行探索性因子分析和驗證性因子分析．首先，將調查數據隨機等分成兩份，并采用KMO和Bartlett球形檢驗對其中一份數據進行分析，以考察數據是否適合進行探索性因子分析，結果顯示KMO檢驗值為0.938和Bartlett球形檢驗結果非常顯著(p<0.001)，表明各變量之間存在相關且具有明顯的結構性，適合做探索性因子分析．隨后，抽取5個因素，經過多次刪減因子載荷小于0.5的題項后，獲得22個題項(表1)，累計解釋總方差為58.746%，Cronbachα系數(內部一致性信度系數)為0.904，且其各維度α系數介于0.611～0.874之間，說明量表具有良好的信度．

表1 建構主義課堂環境各維度基本信息描述

運用Amos 21.0軟件對另一份數據中前述22個題項進行驗證性因子分析，產生問卷擬合度指標(表2)．其中，因CMIN/DF值的大小會隨樣本量增加而增加，故當樣本量較大時可不作考慮[20]．同時，其余各關鍵參數擬合較好，說明測量工具具有較好的結構效度．綜上，建構主義課堂環境量表具有良好的信效度．

表2 建構主義課堂環境量表結構效度適配參數

1.2.2 數學學習動機量表

學生數學學習動機量表中的維度選自John和Hongbiao等人根據中國數學教學實際改編的Printrich編制的學習動機問卷[21-22]，包括3個維度：自我效能感(Self-Efficacy，簡稱SE)、內在價值(Intrinsic Value，簡稱IV)、外在價值(Extrinsic Value，簡稱EV)，分別有8、9、4道題，共21個題項，仍采用Likert五級評分法(從1～5分別代表“完全不同意”“比較不同意”“中立”“比較同意”“完全同意”)，分值越大表示學習動機越高．

對學習動機數據進行探索性因子分析后，得到13個題項．其累計解釋總方差為56.336%，Cronbachα系數為0.837，且各維度α系數介于0.624～0.834之間(表3)．對所獲得的13個題項進行驗證性因子分析后，得到主要擬合度指標分別為CMIN/DF=7.189，CFI=0.930，IFI=0.930，RMSEA=0.059(表4)．可見，除CMIN/DF指標外，其余各關鍵參數擬合較好，能夠說明數學學習動機量表具有良好的信效度．

表3 數學學習動機各維度基本情況描述

表4 學生學習動機量表結構效度適配參數

1.3 數據處理與分析

采用SPSS 21.0軟件對數據進行探索性因子分析，篩選出各維度中具有代表性的相關題項，以探究研究結果信度．再借助AMOS 21.0軟件對篩選出的題項進行驗證性因子分析，以探究研究工具的效度．在良好信效度的基礎上，通過SPSS 21.0對相關數據進行描述性統計分析、差異分析、相關分析和多元回歸分析等，研究建構主義課堂環境與數學學習動機的現狀以及兩者之間的關系．

2 研究結果

2.1 描述性統計分析

總體而言，初中生對建構主義課堂環境的感知并不理想．學生對建構主義課堂環境總體感知的均值為2.83(M<3)，低于量表中值，再采用單樣本t檢驗對其進行分析，發現學生對建構主義課堂環境總體感知位于中等偏下水平(t=-14.481，p<0.001)．在課堂環境各維度上的表現如圖1所示．為進一步厘清學生對課堂環境各方面的感知情況與檢驗值3(量表中值)之間是否存在顯著性差異，特采用單樣本t檢驗對各維度進行統計分析．結果顯示，學生在個人相關性、不確定性、學生協商三方面的表現顯著高于檢驗值(tPR=11.679，p<0.001；tU=12.244，p<0.001；tSN=7.290，p<0.001)，處于中等偏上水平，表明學生能夠感知到數學課堂中所學的內容與現實生活息息相關．數學、數學學習內容或方法并不是一成不變的，會隨著社會文化發展、信息技術的進步不斷發展或發生變化．在學習過程中，同伴之間時常會進行社會協商、會話、合作、互動等，共同討論并分享自己對新知的見解、想法或對舊知的新見解等．然而，在批判表達、共同控制方面表現顯著低于檢驗值(tCV=-61.127，p<0.001；tSC=-26.308，p<0.001)，尤其是批判表達方面的感知欠佳(M=2.13)，說明學生很少會詢問或參與教師教學任務的設計與教學方法的選取，且課程的實施與評價也主要依賴于教師來完成，學生課堂參與度與投入度較為一般； 很少有學生會積極地表達自己的學習困惑，主動向教師詢問相關知識的起源、發展、學習的起因等．

圖1 學生對課堂環境各維度的感知情況

學生數學學習動機水平雖不高，但位于中等偏上水平(M=3.35>3)．其中，在內在價值和外在價值上的表現高于學生學習動機均值(圖2)，但學生自我效能感低于中等水平(M=2.97<3)．進一步對其進行單樣本t檢驗，結果表明學生學習動機顯著高于中等水平(t=32.681，p<0.001)．具體而言，學生在內在價值、外在價值方面的表現顯著高于檢驗值3(tIV=53.597，p<0.001；tEV=25.008，p<0.001)，但學生在自我效能感方面的表現與檢驗值之間不存在統計學意義上的差異(tSE=-1.947，p>0.05)，進一步說明，盡管學生在自我效能感方面表現欠佳，且低于中等水平，但與中等水平不存在顯著差異．

圖2 數學學習動機量表各維度水平

2.2 差異性分析

為探究不同背景初中生對建構主義課堂環境的感知和數學學習動機上是否存在差異，運用單因素ANOVA檢驗對不同地區學生和獨立樣本t檢驗對不同年級、性別學生進行差異分析．由表5可知，初中生對建構主義課堂環境的感知和數學學習動機在地區上存在統計學差異(F=23.358***，p<0.001；F=9.800***，p<0.001)，但其偏η2值分別為0.013(0.010<偏η2<0.059[23])和0.005(偏η2<0.010)，分別屬于中效應和小效應．此外，對不同地區學生進行Scheffe多重比較分析發現，東部地區學生對建構主義課堂環境的總體感知顯著優于西部學生(Cohen’s d=0.353)，東部地區學生數學學習動機顯著高于中部地區學生(Cohen’s d=0.317)，且差異相對較大．具體而言，在個人相關性和內在價值、外在價值方面，東部和西部地區學生表現顯著優于中部地區學生，盡管東、西部學生在這兩方面的表現存在一定的差距，但并不存在統計學意義上的差距．在不確定性和自我效能感方面，東部地區學生顯著優于西部地區學生； 在批判表達方面，3個地區學生兩兩之間均存在統計學差異，即中部地區學生顯著優于東部地區學生，又都顯著優于西部地區學生； 在共同控制方面，東部和中部地區學生顯著優于西部地區學生； 在學生協商方面，東部地區學生顯著優于中部和西部地區學生．

表5 不同地區學生對數學課堂環境的感知與學習動機方面的差異分析

整體而言，不同年級、性別學生之間在課堂環境和學習動機方面不存在顯著性差異．由表6可知，盡管七年級學生在個體相關性(M七=3.23>M八=3.10)、不確定性(M七=3.19>M八=3.18)、學生協商(M七=3.15>M八=3.09)和內在價值(M七=3.76>M八=3.64)方面均略高于八年級學生，但這兩個群體在課堂環境和學習動機及其各維度上均不存在顯著性差異(p>0.05)．盡管男生在課堂環境及其各維度上的表現高于女生，但男、女生僅在學生協商(tSN=5.004，p<0.05，Cohen’sd=0.010)方面存在統計學差異，屬于小效應； 在學習動機方面，女生在內在價值、外在價值上的表現優于男生(M男=3.69

表6 不同年級、性別學生對課堂環境的感知和數學學習動機的差異分析

2.3 相關性分析

對建構主義課堂環境的5因素和數學學習動機的3因素做Pearson相關檢驗，以探究數學課堂環境與其各維度、初中生數學學習動機與其維度以及課堂環境與學習動機之間的關系．結果表明，課堂環境和學習動機與其各維度之間存在較強的正相關關系，相關系數分別介于0.616～0.826和0.770～0.791之間(表7)．同時，課堂環境與學習動機之間存在非常顯著的正相關關系，相關系數為0.478．其中，學生對個人相關性、不確定性、共同控制、學生協商方面的感知與個體自我效能感、內在價值方面的相關系數存在一定相關度(相關系數接近或大于0.3)； 相對來說，盡管學習動機中的外在價值因素與課堂環境各因素之間也存在顯著的正相關關系，但相關程度略低； 課堂環境中的批判表達與學習動機各因素之間亦是如此．

表7 課堂環境與學生數學學習動機的相關性

以課堂環境的5因素為預測變量、學習動機的3因素為因變量，地區、年級和性別為虛擬變量，其中地區以西部地區為參照組，進行逐步多元回歸分析，以探究課堂環境與學習動機之間的預測關系．經共線性診斷結果顯示，不同因變量下的方差膨脹系數(VIF)小于10，可以認為各預測變量間不存在多元共線性．如表8所示，6個模型均在0.05的顯著性水平上顯著，換言之，課堂環境對學生學習動機有顯著的預測作用．模型1、3、5中控制變量解釋了自我效能感2.7%、內在價值11.3%、外在價值4.9%的變異量．加入課堂環境(個體相關性、不確定性、批判表達、學生協商、共同控制)后，模型2、4、6的R2值為0.208、0.310、0.071，說明各模型中聯合解釋量為20.8%、31.0%、7.1%，相對于模型1、3、5分別增加了18.1%、19.7%和2.2%．

表8 課堂環境預測學習動機的逐步多元回歸分析結果

續表8

在自我效能感方面，由回歸模型1可知，東部地區學生表現優于西部地區學生(β=0.058，p<0.001)，且男生表現優于女生(β=0.130，p<0.001)，七年級學生表現優于八年級學生(β=0.075，p<0.001)； 模型2將課堂環境5個變量輸入模型中后，共同控制(βSC=0.217，p<0.001)、學生協商(βSN=0.160，p<0.001)、個體相關性(βPR=0.073，p<0.001)、不確定性(βU=0.052，p<0.01)、批判表達(βcv=0.036，p<0.05)均能顯著正向預測自我效能感．類似地，外在價值也能被課堂環境中的這4個因子顯著性正向預測； 而內在價值能被課堂環境中的所有因子顯著性的解釋，但課堂環境中的批判表達對學習動機中的內在價值具有顯著負向預測作用(βCV=-0.107，p<0.001)．

3 結論與討論

3.1 初中生建構主義課堂環境和數學學習動機的現狀

就建構主義課堂環境而言，學生整體感知水平欠佳(M=2.83)．由此可見，盡管素質教育倡導“不唯書，不唯上，只唯真，只唯實”“博學之，審問之，慎思之，明辨之，篤行之”的教育理念，以及“以學生為主體、合作探究為主導”的教學模式，然而學校教育中在一定程度上忽視了學生學習的主體、學習者知識的自我建構與師生間的協同合作，以及社會互動中個體的有效參與、批判性思維與習慣等，課堂教學更偏重于“教師提問、展示，學生聽講、做題”，這一研究結果與曹一鳴等人[24]研究結果類似．

就學生數學學習動機而言，整體表現位于中等偏上水平(M=3.35)．學生在內在價值方面表現最好，其次是外在價值．可見，學生在一定程度上十分認可數學本身的重要性、教育價值、現實意義等內部價值，較為認可個體數學成就對其帶來的滿足感、愉悅感等外部價值．但是學生在自我效能感方面表現低于中等水平，大多數學生認為自己并不比其他學生更容易理解、掌握和應用數學知識、技能或解決問題能力．由此可見，學生對數學本身的價值、重要性認識較好，對數學的工具性價值也較為認同，但對評估自身學好數學的能力表現欠佳．

3.2 不同背景初中生在建構主義課堂環境和數學學習動機上的差異

本研究在描述性統計分析的基礎上，對不同背景學生做單因素方差分析、Scheffe多重比較和獨立樣本t檢驗．不同地區學生在課堂環境和學習動機兩方面差異顯著(F=23.358***，p<0.001；F=9.800***，p<0.001)，東部地區學生對課堂環境的感知顯著優于中部地區學生(Cohen’s d=0.353)、東部地區學生數學學習動機顯著高于西部地區學生(Cohen’s d=0.317)，且差異相對較大．同時，在課堂環境和學習動機的各個維度上亦存在顯著性差異．具體而言，除批判表達方面外，東部地區學生在其他各方面的均值均高于中部或西部地區學生； 除個體相關性和內在價值、外在價值方面外，中部地區學生在其他各方面的均值均高于西部地區學生．盡管不同年級、不同性別學生在課堂環境和學習動機兩方面并不存在顯著性差異，但男女生在學生協商和自我效能感方面存在顯著性差異，即男生表現顯著優于女生．

3.3 建構主義課堂環境與學生數學學習動機之間的關系

本研究通過Person相關分析和回歸分析探究課堂環境和學習動機之間的關系．從顯著性水平上來說，課堂環境各因素和學習動機各因素之間存在顯著正相關．相比而言，課堂環境中的個人相關性、不確定性、共同控制、學生協商與學習動機中的自我效能感、內在價值相關系數略高．加入背景變量后的課堂環境中的不確定性、學生協商、共同控制對學習動機各方面均具有顯著正向預測作用(FSE=114.481***，p<0.001；FIV=173.523***，p<0.001；FEV=66.566***，p<0.001)，且學習動機中自我效能感和內在價值可以被課堂環境中的所有因子顯著性的解釋或預測．此外，批判表達對內在價值具有顯著負向預測作用．整體而言，建構主義課堂環境與學生數學學習動機顯著性相關，且建構主義課堂環境對學生數學學習動機具有預測作用．

4 建議

當前，課堂教學環境仍傾向于以教師為中心、傳授為主的教學模式，導致學生很少有機會參與課堂學習活動建構，很少有機會提出自己的問題、表達自己的質疑、與同伴或他人辯論等．建構主義學習理論認為，“情境”“協作”“會話”和“意義建構”是學習環境中的四大要素[25]．因此，教師需要為學生創造更多更豐富的學習機會，如問題提出機會、討論機會、表達機會、參與教師教學任務設計的機會等，改變學生既有的唯上、唯師、唯書的傳統理念，培養學生批判質疑、獨立思考、勇于探究的科學精神，為學生營造出一個積極的課堂學習環境，以促進學生知識、技能、能力和情感等多維發展．

由于學生對課堂環境的感知與其學習動機顯著相關，因此，改善課堂環境有利于促進學生學習動機的提高，從而促進個體學習與發展．換言之，積極的課堂學習環境有助于提升學生學習興趣和自我效能感，也有利于促進對數學教育價值和意義的深刻認識與理解．此外，國家、教育行政部門、學界等要加大對西部和中部地區教師的專業發展，為教師提供更多學習與專業成長的機會，以促進教師教學改進，提高教師課堂教學質量和學生學習發展．