“知”如何影響“行”：課程思政效果評價

溫海濤 王麗 夏爽

摘 ?要：將思政元素融入高校課堂，實現“潤物無聲”的人才培養效果，是現代大學教育的重點。但課程思政的普及是否實現了預期的效果，仍有待考證。文章基于“知—信—行”理論檢驗學生行為導向的形成機制，通過經濟學原理課程跟蹤調查學生全課程思政體驗，對256名學生的學習效果進行評價。結果表明，知識掌握和感知知識價值均正向影響價值認同，價值認同正向影響行為導向，知識掌握和感知知識價值均能通過價值認同的中介作用對行為導向產生間接影響。因此，建議在課程思政教學中，將思政元素與課程本身的知識密切相連，注重學生的知識掌握情況，引導學生明白課程可以帶來的收益和實際效用，注重學生的感知知識價值觀的培養，注重培養學生的價值認同感，重視發揮“信”在“知”和“行”中的間接作用。

關鍵詞：課程思政；“知—信—行”理論；價值認同；感知知識價值

中圖分類號：G446 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1673-7164（2022）26-0008-06

教育是國之重任。思政課是落實立德樹人根本任務的關鍵課程。課程思政則是“解決好各類課程和思政課相互配合問題”的有益探索。2020年教育部印發《高等學校課程思政建設指導綱要》，全面推進高校課程思政建設［1］。因此，各高校全面開展全學科、全專業、多課程的課程思政實踐。

但在課程思政全面普及的情況下，其效果如何、如何進行有效評價是需要深入探討的內容。有學者認為，目前課程思政教學有效性的評價從廣義上是基于教學評價體系對課程思政改革結果進行分析［2］，即從理論角度演繹推導出評價課程思政效果的體系與機制，即體系構建原則、理論基礎、課程思政評價模型（如CLUSTER-TOPSIS模型），主要闡述課程思政評價體系的構建邏輯，聚焦在提升課程思政實踐效果的路徑［3］；或對評價主體和評價方法展開研究，旨在使對于課程思政效果的評價更加客觀有效。以評價數據收集方法為基礎，分別按學生、同行專家、教師多元化主體和多手段評價方式，從課程背景、課程投入、課程實施和課程效果等方面出發，構建以學生為中心、以結果為導向的過程評價、課程效果評價和課程建設評價有機結合的課程思政評價指標體系［4］；或重新挖掘課程思政元素，探索將創新思維、唯物辯證法等有機融入課程教學內容的方法和路徑［5］。從狹義上看，這些觀點大多基于學生課堂學習情況對其思想和行為的影響進行分析，以學生知識掌握情況為評判標準，采用問卷調查法進行實驗，其研究重點在于通過判斷學生的態度、意愿及價值觀是否改變，進而判斷課程思政的實施效果［6］。同時，也認為思想政治教育效果通常都是"內化于心，外化于行"的，將學生外在行為上的表現充分納入評價體系中。

從廣義的課程思政有效性評價方面來看，現有研究偏重理論推演，評價指標體系各有側重，普遍缺乏實證研究來驗證其理論效果；而在狹義方面，學者雖均從學生視角出發進行實證研究，但是內容較為單一，僅僅是單獨分析知識掌握程度或者思想改變情況，并未探究相互的影響機制。如今面臨的一個教育難題是學生難以將理論用于實踐，在探討課程思政改革效果時，有必要將學生的知識學習情況與行為導向聯系起來，分析其影響關系。因此，研究主要采用“知信行”理論框架，探究課程思政改革過程中，學生的知識掌握對價值認同的影響，進而影響其行為表現，采用問卷調查的方式，實證研究高校課程思政的實施效果，構建中介模型，為課程思政的建設和發展提供參考。

一、理論基礎與研究假設

（一）“知—信—行”理論

“知信行”理論模式（Knowledge，Attitude/Belief，Practice，簡稱KAP）理論模式是用來解釋個人知識和信念如何影響健康行為改變的最常用的模式，由英國學者柯斯特于20世紀60年代提出［7］。該理論將人類行為的改變分為認知、信念、行為三個連續且遞進的過程，其中認知是信念的基礎，認知和信念是行為改變的動力。張平將其應用于大學生主流意識形態認同教育的研究［8］。在高校課程思政改革過程中，課程思政給大學生帶來的影響也存在著從知識到意識再到行為此類螺旋式上升的過程，知信行理論模式為分析課程思政效果提供了一個比較精準的解釋機制。

本研究在此基礎上，綜合考慮高校課程思政目標和大學生對課程思政的反饋兩方面因素，將“知”延伸為“感知知識價值”和“知識掌握”兩個變量，其中，知識掌握是指學生主體在課程思政過程中，對于顯性知識、隱形價值的熟知熟練程度；而感知知識價值是學生主體在接受教育過程之中或之后產生的正面的積極心理體驗［9］，Ford& Staples通過定性研究確定了感知知識價值是一個多維度概念［10］，具體維度包括有用性、收益性、獨特性與知識來源［11］；將“信”延伸為“價值認同”，實質是具有自主性的價值主體在交往實踐中通過價值認知、評價、選擇等行為活動，將一定的他人、社會的價值觀念、標準納入自己的價值結構中，并外化為價值行為的過程［12］；“行”延伸為“行為導向”，以此建立中介模型展開分析。

（二）研究假設

基于知信行理論，感知知識價值和知識掌握與價值認同聯系密切。一方面，感知知識價值是接受教育的基礎，學生通過教師對知識或觀念的講解，能夠實現從認知到感知到理解的過程，基于自身價值判斷對異質文化進行有用性、收益性等方面的重估和評價，當課程思政所傳授的知識體系和價值觀念與學生主體價值觀念吻合時，學生主體就會產生價值認同，即感知知識價值對價值認同產生正向影響。另一方面，知識掌握能夠使學生對于課程所授內容得到深層理解，并長時間保存在學生記憶中，從而在后續實踐與理論的不斷碰撞中，使學生主體對該內容產生價值認同，即知識掌握對價值認同產生正向影響。

價值認同對行為導向能夠發揮促進作用，周濤認為實踐產生認同，認同指引實踐，價值認同必須通過價值主體的實踐活動才能實現，同時也指明進一步實踐的方向［13］。已有研究發現，價值引領的路徑一定是知、信、行結合的過程，學生的行為表現是認知活動與信念活動的結果和統一。

綜上所述，對高校學生群體而言，感知知識價值和知識掌握有助于該主體加深對知識的理解和興趣，激發其價值認同，從而內化至自身價值體系，指引主體的行為表現。因此，本研究提出以下假設：

H1：感知知識價值正向影響價值認同；

H2：知識掌握正向影響價值認同；

H3：價值認同對行為導向產生正向影響；

H4：價值認同在感知知識價值-知識掌握影響行為導向的過程中發揮中介作用。

二、研究方法

（一）研究對象

本研究于2021年3-6月期間，對完成了一學期思政改革課程經濟學原理的256名學生進行在線調查。經濟學原理是一門有著3.5學分的專業必修課程，是社科類專業的基礎課程，在許多高校也被列為大類平臺課［14］，可見這門課程具有一定普遍適用性。本學期學校對3個班級的經濟學課程進行了思政改革，實施了各種形式的、全課程的思政元素滲透。256名學生在系統的學習之后，對經濟學基礎知識、課堂上的思政元素如時間管理、幸福觀、消費觀等有著較深的體會和感悟，也有自身的收獲和思考，因此，他們可以提供正確的反饋，相關樣本可以用于后續的數據分析。最終收到有效問卷256份，其中男性占比45.5%，女性占比54.5%。

（二）研究工具

為了收集到上課學生在經濟學原理思政改革課程中的學習情況，探究學生如何將上課所學知識用于未來實踐，本研究設計了一份調查問卷，其中包括學生基本信息和對各變量的評價情況。學生基本信息主要包括姓名、性別、班級以及學號。變量評價調查包括5個分量表，采用Likert 5點計分，分別測量上課學生對于知識掌握、感知知識價值（收益性、有用性）、價值認同、行為導向的認知情況，其中：1代表完全不同意，2代表比較不同意，3代表不確定，4代表比較同意，5代表完全同意。

知識掌握（KM）問卷。參考了陸麗青和萬秋萌提出的知識掌握量表［15］，將經濟學的主要知識點與原題項相結合，形成經濟學知識掌握量表，共包含7道題目，測量學生在經濟學原理課堂上的知識掌握情況，如“我學會了如何保有更多的消費者剩余”“收入不平等問題是客觀存在的社會現象，從個人角度來看，我應當增加人力資本積累，提高自身的競爭力”。

感知知識價值（PVK）問卷。Ford和Staples提出的感知知識價值量表包含四個維度［10］：收益性（UF）、有用性（BF）、獨特性（UQ）和知識來源（SK）。其中，獨特性是指個體自身掌握知識與他人掌握知識的差異程度，知識來源表示獲取知識的渠道，這兩個維度較難在思政課程中體現出來，因此，本研究的知識掌握量表主要包括收益性和有用性兩個維度。該量表采用“翻譯-回譯”的流程翻譯成中文，最終收益性包含5道題目，用于測量學生對于知識收益性的感知情況，如“通過對經濟學課程的學習，讓我變得更加理性”，“通過對經濟學課程的學習，幫助我戰勝學習上的挑戰”；有用性包含3道題項，測量學生對知識有用性的感知情況，如“通過對經濟學課程的學習，讓我的學習更有效率”。

價值認同（VI）問卷。主要參考王紅麗探討價值認同的文章［16］，結合本研究內容，形成11道題目，測量學生對學習的認同、自我的認同以及目標的認同情況，如“通過對經濟學課程的學習，我很高興看到自己的思想有所改變并日趨成熟”“我的眼界更加開闊，思考能力有了提高”“通過對經濟學課程的學習，讓我變得更有責任感”。

行為導向（BO）問卷。參考陸麗青和萬秋萌提出的量表［15］，包含5道題目，測量學生將所學知識用于實踐的行為導向情況，如“通過對經濟學課程的學習，我能自覺地用供求理論來分析經濟問題”“通過對經濟學課程的學習，在做出選擇時，我會不自覺地運用機會成本理論、成本收益理論來思考問題”。

（三）數據收集與分析

本研究將正式調查問卷導入問卷星中生成網絡問卷，并在超星學習通——經濟學原理在線課程中以課堂活動的形式發放問卷，學生上課完成問卷之后可以獲得相應的課堂積分，以此來激勵學生認真填寫問卷，保證數據的真實性。數據收集之后，借助統計軟件SPSS 23.0對初始數據進行處理和統計分析，使用Hayes開發的process宏程序來進行假設檢驗［17］，并利用目前被廣泛接受的Bootstrap方法進行5000次抽樣來檢驗路徑的顯著性水平以及中介效應。

三、數據分析

（一）信度和效度檢驗

信度被用來衡量問卷的可靠性和一致性，常用Cronbach's Alphas 和 Composite Reliability 指標來進行檢驗。效度則是指測量工具或手段是否能夠準確代表其測量對象的真實特征，平均方差萃取量（AVE）常被用于檢驗量表的聚合效度。模型的信度和效度分析結果如表1所示，所有變量的Cronbach' Alphas 系數均大于0.8，合成信度（CR）均大于0.9，可見量表信度較好，有著較高的內部一致性。各個變量的平均方差萃取量（AVE）都大于0.6，且各測量指標的標準化因子載荷介于0.749～0.952之間，僅有一個指標的因子載荷低于0.75，大部分測量指標的因子載荷都在0.8以上，表明測量模型的聚合效度較好。

表1 ?信效度分析結果

[變量 因子載荷范圍 Cronbach'α CR AVE KM 0.682-0.833 0.892 0.916 0.609 UF 0.855-0.925 0.926 0.944 0.773 BF 0.922-0.952 0.933 0.957 0.882 VI 0.749-0.876 0.944 0.951 0.641 BO 0.780-0.871 0.895 0.923 0.705 ]

（二）共同方法偏差檢驗

本研究使用Harman單因子法檢驗共同方法偏差的顯著性。將所有題項進行探索性因子分析，結果顯示KMO值為0.956，表明量表題項非常適合進行因子分析。因子分析共提取出5個因子，特征根值均大于1，第一個因子旋轉后的方差解釋率為20.166%，低于50%，因此所有量表題項不存在顯著的共同方法偏差。

（三）假設檢驗

本研究參考溫忠麟等、Baron和Kenny提出的研究方法［18-19］，采用依次檢驗法來分析變量之間的直接影響關系以及價值認同的中介作用。檢驗過程主要有以下4個步驟：（1）首先檢驗自變量對因變量的影響；（2）檢驗自變量對中介變量的影響；（3）控制中介變量，檢驗自變量對因變量的直接影響；（4）進一步檢驗中介效應，采用bootstrap的方法計算出中介效應的置信區間，若置信區間不包含0，則中介效應顯著，反之中介效應不顯著。

首先，檢驗知識掌握、有用性和收益性對行為導向的影響。表2中模型一顯示，知識掌握、有用性和收益性均能正向顯著影響行為導向，路徑系數分別為0.305、0.275、0.263，P值均小于0.05，且該模型能解釋行為導向67%的變動方差，可見知識掌握、有用性和收益性對行為導向有較高的解釋力度。

其次，檢驗知識掌握、有用性和收益性對價值認同的影響。模型二顯示，在95%的顯著性水平下，知識掌握能正向影響價值認同，影響系數為0.189；有用性正向影響價值認同，影響系數為0.363；收益性也能正向影響價值認同，系數為0.086；結果表明，假設1、假設2和假設3均得到了驗證。

接著，在模型一的基礎上，加入價值認同，檢驗知識掌握、有用性、收益性以及價值認同對行為導向的直接影響。模型三的結果顯示，在95%的顯著性水平下，知識掌握對行為導向的直接影響系數為0.209，相較于模型一中的影響系數有所降低，可見價值認同在知識掌握和行為導向中發揮著部分中介的作用。模型三的結果還顯示，價值認同也能正向行為導向，影響系數為0.509，P值小于0.001。但是，在加入了價值認同作為控制變量之后，有用性和收益性對于行為導向的直接影響并不顯著，可見價值認同在有用性、收益性與行為導向之間發揮完全中介的作用。最后，采用bootstrap方法來進一步檢驗價值認同的中介作用，并確定中介效應占比。

本研究抽取了5000次Bootstrap樣本，在95%的置信水平上得到了如下結果。從表3中可以看出，知識掌握間接影響行為導向的中介效應值為0.096，置信區間不包含0，可見價值認同在知識掌握和行為導向的關系中發揮著部分中介的作用，中介效應占比31%；而有用性和收益性不能直接影響行為導向，只能在價值認同的中介作用下間接影響行為導向，中介效應值分別為0.185、0.139，置信區間不包含0，價值認同完全中介有用性、收益性與行為導向的關系。假設4得到了驗證。

表2 ?依次檢驗法分析結果

[變量名稱 模型一：行為導向（BO） 模型二：價值認同（VI） 模型三：行為導向（BO） 系數 標準誤 系數 標準誤 系數 標準誤 知識掌握（KW） 0.305** 0.094 0.189*** 0.063 0.209* 0.091 有用性（UF） 0.275*** 0.078 0.363*** 0.053 0.090 0.083 收益性（BF） 0.263** 0.086 0.273*** 0.058 0.124 0.086 價值認同（VI） 0.509*** 0.107 R2 0.666 0.818 0.705 F 112.945 253.855 101.136 ]表3 ?bootstrap分析結果

[變量 效應值 BootSE BootLLCI BootULCI 知識掌握（KW） 間接效應 0.096 0.058 0.012 0.236 直接效應 0.209 0.091 0.030 0.388 有用性（UF） 間接效應 0.185 0.064 0.065 0.316 直接效應 0.090 0.083 -0.074 0.254 收益性（BF） 間接效應 0.139 0.071 0.031 0.304 直接效應 0.124 0.086 -0.046 0.294 ]

表4 ?中介效應系數及占比

[變量名稱 直接效應 中介效應 總效應 中介效應占比 知識掌握（KW） 0.209 0.096 0.305 31% 有用性（UF） — 0.185 0.185 100% 收益性（BF） — 0.139 0.139 100% ]

四、討論與建議

（一）討論

本研究以“知信行”為研究框架，選擇將知識掌握和感知知識價值作為“知”，行為導向作為“行”，引入價值認同作為中介變量，揭示了行為導向的形成機制，主要結論如下：

知識掌握既可以直接影響行為導向，也可以在價值認同的中介作用下影響行為導向。研究結果表明學生在課堂上的知識掌握情況會直接影響他們的行為導向，學生知識掌握程度越高，則越可能在未來的生活中將知識用于實踐，真正做到知行合一。知識掌握也可以在價值認同的中介作用下影響行為導向，知識是思想的前提和基礎，價值觀的教育依托知識的增長［20］，這意味著知識掌握程度越高，學生的價值認同感越強，信念感更加堅定，最終促進行為的發生。

感知知識價值（收益性和有用性）不能直接影響行為導向，只能通過價值認同的中介作用對行為導向產生間接影響。這個結果表明學生感知到的知識收益性和有用性只有在形成了價值認同感之后才能促進行為的發生，體現了“信”在“知”和“行”中的重要作用。學生感知到的知識價值程度越高，也就是認為學到的知識能給自己帶來某些收益，或者對自己來說是有實用性的，而這種感知會提升他們的價值認同感，進而強化行為導向。

（二）建議

第一，建議教師在思政改革課程的教學中，選擇的思政要素要和該課程本身知識密切相關，注重學生的知識掌握情況。要想學生做到知行合一，首要關注的就是知，因此必須首先重視學生的知識學習情況，通過思政元素的挖掘滲透，幫助加強學生對于知識的理解，提升他們的知識掌握程度。當學生的知識掌握程度較高時，會直接促進行為的發生，也可以提升價值認同感，進而強化行為導向。

第二，在思政改革課程中，應引導學生明白該門課程可以帶給他們的收益性和有用性，注重學生的感知知識價值培養。隨著時代的發展，大學生不只是單純地追求知識與個人成長，而是迫切追求專業知識與職業發展的契合度，對教育期待的實用傾向愈加明顯［21］。一些學生之所以不愿意認真學習課程，是因為他們認為該課程不能帶給他們一些實際的作用。因此，教師在設計課程思政時，可以考慮在課堂上加入一些有實際作用的元素，引導學生看到學習課程的價值性，提升他們的感知知識價值。當學生感知知識價值水平更高時，才會有更強的價值認同感，才能將知識用于實踐當中。

第三，課程思政改革應該注重培養學生的價值認同感，重視“信”在“知”和“行”中的間接作用。知沒有直接轉化為行，學到的知識不能用于實踐是如今的一個教育瓶頸，因此進行思政改革，可以實現知行合一。加入思政元素之后，“信”則發揮了更好的作用，沒有“信”的“知”只是短暫的記憶，較長的時間或者他物的干擾都會沖淡痕跡，只有經過“信”磨煉后，“知”的印象才會深刻，才能外化為“行”［22］。換句話說，知是在教師的教學下產生的，對學生來說知是最初級的，知道、了解這個知識即可，淺層次的“知”使得學生無法將其用于實踐中。但是，當學生將所學知識轉化為更強的認同感、信念感時，這就證明他們在思想深處接受了、認同了所學的知識，他們認為所學知識和自己的價值觀是一致的，進而做到知行合一。因此，教師在設計課程思政時應該考慮價值認同的重要作用，從這個角度考慮應該提取并加強哪些思政元素的滲透來促進學生的“信”。

參考文獻：

［1］ 教育部關于印發《高等學校課程思政建設指導綱要的通知》［N］. 人民日報，2020-06-06.

［2］ 宋素娟. 課程思政教學有效性評價文獻述評［J］. 科學咨詢（科技·管理），2021（07）：91-92.

［3］ 王岳喜. 論高校課程思政評價體系的構建［J］. 思想理論教育導刊，2020（10）：125-130.

［4］ 李翠鳳. 淺談高職院校課程思政評價體系的構建［J］. 浙江工商職業技術學院學報，2021，20（03）：44-47.

［5］ 王偉，黃穎. 講好金融故事：“金融學”課程思政改革的有效路徑［J］. 思想理論教育導刊，2021（03）：112-116.

［6］ 陳雄鷹，馬麗萍，竇星麗，等. 基于學生感知視角的高校“課程思政”教育實施效果——針對課堂教學環節的分析［J］. 北京聯合大學學報，2021，35（02）：40-46.

［7］ P[a]rna K.，Rahu，K.，Barengo，N.C..，et al. Comparison of Knowledge， Attitudes and Behaviour Regarding Smoking Among Estonian and Finnish Physicians［J］. Sozial- und Pr[a]ventivmedizin，2005，50（06）：378-388.

［8］ 張平. 大學生主流意識形態認同教育的實證研究——基于知信行模式的理論視角［J］. 教育學術月刊，2021（03）：92-97+111.

［9］ 裴紅娟. 新時代大學生思想政治教育獲得感探究［J］. 學校黨建與思想教育，2021（08）：22-25.

［10］ Ford，S.. Perceived Value of Knowledge：Shall I Give You My Gem， My Coal？［C］. Hawaii： Proceedings of the 38th Hawaii International Conference on System Sciences，2005.

［11］ 劉超. 個體感知知識價值對知識隱藏的影響研究［D］. 武漢：中南財經政法大學，2019.

［12］ 趙玉婷. 價值認同的社會認知邏輯研究［J］. 哈爾濱學院學報，2021，42（01）：24-27.

［13］ 周濤. 價值認同的本質與機制探索［J］. 中華文化海外傳播研究，2019（01）：143-151.

［14］ 靳衛萍. 經濟學原理課程思政的初步實踐［J］. 中國大學教學，2020（Z1）：54-59.

［15］ 陸麗青，萬秋萌. 大學生思想政治理論課獲得感量表的初步編制——以“中國近現代史綱要”課為例［J］. 青少年研究與實踐，2020，35（04）：78-84.

［16］ 王紅麗. 選擇性教育應更加注重價值認同引導［J］. 人民教育，2021（01）：37-41.

［17］ Hayes，A.F.. Introduction to Mediation， Moderation， and Conditional Process Analysis：A Regression-based Approach［M］. New York： Guilford Press，2013：86-93.

［18］ 溫忠麟，張雷，侯杰泰，等. 中介效應檢驗程序及其應用［J］. 心理學報，2004（05）：614-620.

［19］ Baron，K.. The Moderator Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research：Conceptual，Strategic，and Statistical Considerations［J］. Journal of Personality and Social Psychology， 1986，51（06）：1173-1182.

［20］ 吳宏政. 從知識增長到價值認同的邏輯進路——大中小學思政課一體化建設中的教育規律探尋［J］. 學術論壇，2020，43（06）：106-111.

［21］ 周志強，亓晶. 從純粹到實用：大學生知識價值觀的“漂移”與審視——以就業為導向的現實傾向分析［J］. 中國青年研究，2018（03）：91-96.

［22］ 許金如，劉衛琴，仇文利. 提升高校思政課獲得感的三重維度［J］. 廣西社會科學，2020（09）：173-177.

（責任編輯：淳潔）