(西南交通大學(xué) 馬克思主義學(xué)院, 四川 成都 611756)

習(xí)近平總書記在學(xué)校思想政治理論課教師座談會上指出，推動思想政治理論課改革與創(chuàng)新要堅持主導(dǎo)性和主體性相統(tǒng)一〔1〕。思想政治理論課(以下簡稱“思政課”)教師的主導(dǎo)性和學(xué)生的主體性之間到底有多大的關(guān)聯(lián)性呢？從師生“教”“學(xué)”態(tài)度的視角，不少學(xué)者已經(jīng)從理論上闡明教師教學(xué)態(tài)度對學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度和學(xué)習(xí)效果具有重要影響。鑒于此，本研究運用實證研究方法，試圖從思政課教師教學(xué)態(tài)度對大學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度影響的角度，探討思政課教學(xué)中教師主導(dǎo)性和學(xué)生主體性的關(guān)聯(lián)關(guān)系。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)大學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度及其影響因素研究

前蘇聯(lián)教育家斯卡特金曾指出：“教學(xué)效果基本上取決于學(xué)習(xí)態(tài)度”。積極的學(xué)習(xí)態(tài)度，會對教學(xué)效果產(chǎn)生良好的效果，反之亦然。因此，學(xué)習(xí)態(tài)度是學(xué)界歷來的研究熱點。

1.學(xué)習(xí)態(tài)度的基本概念

態(tài)度一詞在社會心理學(xué)中的定義較多。俞國良認(rèn)為“態(tài)度(attitude)是個體對特定對象(人、觀念、情境或事件等)所持有的穩(wěn)定的心理傾向”〔2〕。蔣健榮認(rèn)為“學(xué)習(xí)態(tài)度就是對學(xué)習(xí)持久穩(wěn)定的內(nèi)在心理傾向”〔3〕。孫維勝認(rèn)為“學(xué)習(xí)態(tài)度是指學(xué)習(xí)者對學(xué)習(xí)活動的基本看法及其在學(xué)習(xí)活動中的言行表現(xiàn)”〔4〕等等。鄒為民認(rèn)為“學(xué)習(xí)態(tài)度是指個人對學(xué)習(xí)以及學(xué)習(xí)的相關(guān)情境表現(xiàn)出來的相對穩(wěn)定的心理傾向”〔5〕。由此可知，大學(xué)生思政課學(xué)習(xí)態(tài)度就是大學(xué)生對思政課以及有關(guān)情境所表現(xiàn)出來相對穩(wěn)定的心理傾向。這種心理傾向包括三個維度，即大學(xué)生對思政課的認(rèn)知狀況、情感態(tài)度和行為傾向。

2.大學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的影響因素

事物的發(fā)展是由內(nèi)外因共同起作用而引起的。大學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度影響因素也有大學(xué)生自身主觀因素和外界客觀因素兩個方面。

第一，大學(xué)生自身主觀因素，主要包括大學(xué)生對外界的感知能力、個人人格等。Murphy Daragh等認(rèn)為教育者對學(xué)生的信任和期望要被學(xué)生所感知，最終才能達(dá)到教師所期望的效果〔6〕。David O.Trouilloud等通過實證研究證實了這一觀點,研究數(shù)據(jù)表明自證效應(yīng)的產(chǎn)生，不僅需要教師對學(xué)生有積極的期望，同時學(xué)生對這種期望的感知也影響著自證效應(yīng)的實現(xiàn)〔7〕。Penelope L.Peterson在研究中發(fā)現(xiàn)，獨立性較強的學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度受到教師的影響較小，因此認(rèn)為學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度不僅與教師態(tài)度有關(guān)，還與學(xué)生人格因素有關(guān)〔8〕。

第二，外界客觀因素，主要包括教師教學(xué)態(tài)度、教學(xué)環(huán)境和社會環(huán)境等。學(xué)界大多都認(rèn)為教師教學(xué)態(tài)度與學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度之間存在正相關(guān)關(guān)系。早在1968年，Rosenthal和Jacobson在一所小學(xué)進(jìn)行了一次實驗，結(jié)果顯示，教師對學(xué)生的贊美、信任、期望會影響學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度，產(chǎn)生積極的影響，即皮革馬利翁效應(yīng)，是指你用積極的態(tài)度對待一個對象，那么你就會得到這一對象的積極回應(yīng)，并得到你預(yù)期的結(jié)果。Vivien S.Huan等也認(rèn)為，具有積極師生關(guān)系的學(xué)生，對學(xué)校以及學(xué)習(xí)會有更積極的態(tài)度〔9〕。劉曉枚等在一項研究中發(fā)現(xiàn)，“在學(xué)生的視角中教師的態(tài)度和行為對學(xué)生的學(xué)習(xí)生活尤其是學(xué)業(yè)生活有很大的影響”〔10〕。大學(xué)生是在一定的教學(xué)環(huán)境中進(jìn)行學(xué)習(xí)活動的，因此教學(xué)環(huán)境對學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度也會產(chǎn)生一定的影響。H.Dean Jernigan和Linda Wiersch在研究中發(fā)現(xiàn)，室外教育相對于室內(nèi)教育更能提升學(xué)生對學(xué)習(xí)的積極態(tài)度〔11〕。學(xué)生的學(xué)習(xí)活動不僅是在教學(xué)環(huán)境這個小背景中進(jìn)行的，同時也是在社會這個大背景中進(jìn)行的。Li Ju Chen在對殘疾人的調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)，殘疾人被社會和就業(yè)市場所接受的情況會影響他們的心理狀態(tài)，進(jìn)而影響他們對學(xué)習(xí)的態(tài)度以及生活的規(guī)劃〔12〕。

(二)思政課教師教學(xué)態(tài)度及其影響研究

教學(xué)活動是由教師和學(xué)生共同進(jìn)行的互動活動，教師在教學(xué)過程中居于主導(dǎo)地位。教師的教學(xué)態(tài)度是影響教學(xué)效果的重要因素。

1.思政課教師教學(xué)態(tài)度概念

教學(xué)態(tài)度就是“教師對教學(xué)工作和學(xué)生的一種心理反應(yīng)傾向”〔13〕。思政課教師教學(xué)態(tài)度主要包括以下三個維度：教師對思政課及其學(xué)生的認(rèn)知、情感和行為傾向。思政課教學(xué)認(rèn)知是思政課教師對于思政課以及學(xué)生所持有的信念和看法，帶有對思政課和學(xué)生的期望意義。思政課教學(xué)情感是思政課教師對于思政課以及學(xué)生的情感反應(yīng)，即喜歡或不喜歡。思政課教師行為傾向是思政課教師對于思政課以及學(xué)生的外顯反應(yīng)或者行動，如與學(xué)生的互動等。

2.教學(xué)態(tài)度對學(xué)生的影響

美國教育心理學(xué)家古諾特博士曾說過：“在經(jīng)歷了若干年的教師工作之后，我得到了一個令人惶恐的結(jié)論：教育的成功和失敗,‘我’是決定性因素。我個人采用的方法和每天的情緒是造成學(xué)習(xí)氣氛和情境的主因。身為老師，我具有極大的力量，能夠讓孩子們活得愉快或悲慘，我可以是制造痛苦的工具，也可以是啟發(fā)靈感的媒介，我能讓人丟臉也能叫人開心，能傷人也能救人?！苯處煈B(tài)度對學(xué)生的影響主要包括：第一，認(rèn)知成分對學(xué)生的影響。Alpana Priyabhashini和Venkat R.Krishnan研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)者的期望與被領(lǐng)導(dǎo)者的晉升準(zhǔn)備之間存在正相關(guān)關(guān)系〔14〕。Hakan Jenner在對治療師的期望與客戶治療效果進(jìn)行研究后也發(fā)現(xiàn)，治療師對客戶的期望在治療結(jié)果中具有決定性作用〔15〕。這些研究都表明，對一個對象有什么樣的期望，這一對象最終都會呈現(xiàn)出來，也就是皮革馬利翁效應(yīng)。由此我們也可以認(rèn)為，教師對于課程和學(xué)生的期望與學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度和效果之間是呈正相關(guān)的關(guān)系。第二，情感成分對學(xué)生的影響。Chidolue M E研究發(fā)現(xiàn)，教師的素質(zhì)對學(xué)生的成績具有至關(guān)重要的作用，但需要教師的感情來維護(hù)和支撐，即需要師生之間建立良好的師生關(guān)系〔16〕。良好師生關(guān)系的形成首先就需要教師尊重學(xué)生，并平等對待每一位學(xué)生。Daragh Murphy等人認(rèn)為，教師對學(xué)生要一視同仁，平等對待每位學(xué)生，不能因性別、種族等有區(qū)別對待〔17〕。第三，行為傾向成分對學(xué)生的影響。Jerry P.Murray研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生更多追求的是心理上的成就，因此教師在教學(xué)時需要創(chuàng)新教學(xué)方法，以增加學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣和理解力，并提高學(xué)生心理上的成就〔18〕，從而達(dá)到良好的教學(xué)效果。Darrell Fisher和Tony Rickards研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)學(xué)教師如果能積極調(diào)整他們的人際行為，就會對學(xué)生產(chǎn)生良好的學(xué)習(xí)態(tài)度〔19〕。

總之，國內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為教師教學(xué)態(tài)度與學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度之間存在正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)行為科學(xué)中的態(tài)度理論，本研究提出研究假設(shè)：思政課教師教學(xué)態(tài)度對大學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度有正向的顯著影響。

二、研究方法

(一)調(diào)查對象

選取成都市3所高校(分別為綜合類、理工類和文科類高校)的600名學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，實際回收有效問卷529份，有效回收率為88.2%。其中，女生占40.6%，男生占59.4%；理工類占71.6%，文史類占23.1%，藝術(shù)類占0.2%，其他占5.1%；大一占58.8%，大二占25.9%，大三占14.0%，大四占1.3%。

(二)問卷設(shè)計

調(diào)查問卷分為3部分，共40個題項。包括：第一部分是思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度，由價值認(rèn)知、情感表達(dá)和行為傾向等三個量表構(gòu)成〔20〕；第二部分是思政課教師教學(xué)態(tài)度，同樣由價值認(rèn)知、情感表達(dá)和行為傾向等三個量表構(gòu)成，這部分主要是從學(xué)生感知的角度來觀察教師教學(xué)態(tài)度；第三部分為個人基本情況。量表采用李科特(Likert)的五點尺度法，從“非常不符合”“有點不符合”“一般”“有點符合”到“非常符合”，分別賦予1、2、3、4、5的分?jǐn)?shù)。

(三)數(shù)據(jù)處理方法

問卷采用統(tǒng)一書面語，進(jìn)行集體施測，并對問卷進(jìn)行當(dāng)場回收。后運用SPSS 20.0和LISREL 8.54軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。

三、數(shù)據(jù)分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

使用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件，計算各個潛在變量的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差，如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

(二)驗證性因子分析

使用LISREL 8.54統(tǒng)計軟件，以數(shù)據(jù)協(xié)方差矩陣為輸入矩陣，對潛在變量進(jìn)行驗證性因子分析，以檢驗思政課教師教學(xué)態(tài)度和學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度評價模型的效度和信度。

1.效度分析

第一，違犯估計檢驗。驗證性因子分析結(jié)果顯示，各個指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值介于0.62～0.94之間，沒有大于0.95；各個潛在變量之間的相關(guān)系數(shù)在0.29～0.71之間，其信賴區(qū)間并沒有包含1，可觀測變量的測量誤差介于0.11～0.62之間，也顯示無太大的標(biāo)準(zhǔn)誤差，且無負(fù)的誤差變異數(shù)，表明評價模型與總樣本數(shù)據(jù)之間并不存在違犯估計現(xiàn)象，如表2和表3所示。

表2 變量在指標(biāo)上的負(fù)載

注：考慮到測量誤差，刪去指標(biāo)X6、X7、X12、X14、Y6、Y12、Y15。

注：表中左對角線上為各個潛在變量所解釋的方差，左對角線左下方為各個潛在變量與其他變量的共同方差，左對角線右上方為潛在變量之間的相關(guān)系數(shù)。

第二，整體模型的效度檢驗。驗證性因子分析模型的擬合程度指標(biāo)如下：卡方值(χ2)=1087.06、自由度(df)=309、p值=0.00、近似均方根殘差(RMSEA)=0.069、標(biāo)準(zhǔn)化均方根殘差(SRMR)=0.038、規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)=0.97、非規(guī)范擬合指數(shù)(NNFI)=0.98、比較擬合指數(shù)(CFI)=0.98、增量擬合指數(shù)(IFI)=0.98、相對擬合指數(shù)(RFI)=0.97、簡效規(guī)范擬合指數(shù)(PNFI)=0.85、簡效優(yōu)度擬合指數(shù)(PGFI)=0.71。由此可見，第一類參數(shù)，χ2/df小于5，P值高度顯著，該參數(shù)可以令人接受；第二類參數(shù)，RMSEA小于0.08，SRMR小于0.4，顯示評價模型擬合相當(dāng)良好。NFI、NNFI、CFI、IFI和RFI等擬合指數(shù)皆遠(yuǎn)大于可接受值0.9，PNFI和PGFI皆遠(yuǎn)大于可接受值0.5，顯示評價模型擬合程度相當(dāng)可以接受。可見，該評價模型是相當(dāng)符合實證資料的一個模型，具有整體建構(gòu)效度。

第三，各個變量的效度檢驗。如表2所示，驗證性因子分析結(jié)果顯示，各指標(biāo)在各自計量的概念上的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)和t值均高度顯著，表明數(shù)據(jù)有較高的收斂效度；如表3所示，除了η4和η6之間區(qū)分度不明顯以外，其他各個潛在變量所解釋的方差均大于該變量與其他變量的共同方差，表明數(shù)據(jù)有較高的區(qū)別效度。

2.信度分析

(1)單一可觀測變量的信度。如表1所示，除了X17以外，各個指標(biāo)的R2值均大于可接受值0.5，可見，除了X17以外，評價模型的單一可觀測變量都是可靠的。

(2)各個潛在變量的信度。計算各個潛在變量的建構(gòu)信度和平均方差抽取量，其結(jié)果為：潛在變量η1至η6的建構(gòu)信度分別為0.93、0.92、0.82、0.92、0.94、0.89，平均方差抽取量分別是0.74、0.74、0.54、0.69、0.76、0.67。在本研究中，各個潛在變量的建構(gòu)信度和平均方差抽取量均大于可接受值0.5。可見，評價模型的各個潛在變量的信度是可以接受的。

(三)二階因子分析

為了檢驗感知教師教學(xué)的價值認(rèn)知、情感表達(dá)、行為傾向和學(xué)生學(xué)習(xí)的價值認(rèn)知、情感表達(dá)、行為傾向等6個潛在變量是否分別屬于“思政課教師教學(xué)態(tài)度”“思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度”這兩個高階因子，使用LISREL 8.54統(tǒng)計軟件，以驗證性研究所得數(shù)據(jù)的協(xié)方差矩陣為輸入矩陣，對其進(jìn)行二階因子分析。分析結(jié)果顯示，二階因子模型擬合程度達(dá)到較為令人滿意的水平(擬合程度指標(biāo)：χ2=1421.76，df=398，p=0.000，RMSEA=0.070，NFI=0.97，NNFI=0.97，CFI=0.98，IFI=0.98，RFI=0.96，PNFI=0.88、PGFI=0.73)。η1至η6的γ值依次分別為0.74、0.81、0.86、0.83、0.86、0.83；t值分別為16.62、17.77、15.49、16.63、19.50、15.95，也是高度顯著的。檢驗結(jié)果表明，這6個潛在變量分別屬于“思政課教師教學(xué)態(tài)度”“思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度”這兩個二階因子。

(四)結(jié)構(gòu)方程模型分析

為了檢驗研究假設(shè)，對“思政課教師教學(xué)態(tài)度”和“思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度”之間的相互關(guān)系進(jìn)行了結(jié)構(gòu)方程模型分析。模型的擬合程度指標(biāo)如下：χ2=1195.83，df=317，P=0.00，RMSEA=0.0727，NFI=0.97，NNFI=0.97，CFI=0.986，IFI=0.98，RFI=0.96，PNFI=0.87，PGFI=0.72，表明結(jié)構(gòu)方程模型與數(shù)據(jù)的擬合程度是相當(dāng)令人接受的。各變量之間的關(guān)系如圖1所示。

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型分析，可得以下結(jié)果：(1)思政課教師教學(xué)態(tài)度對學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度具有強而正向的影響，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.62，R2=0.38；(2)教師對思政課“價值認(rèn)知”在一定程度上影響了學(xué)生對該課“價值認(rèn)知”，影響系數(shù)為0.36，R2=0.13；(3)教師對思政課“情感表達(dá)”在較大程度上影響了學(xué)生對該課“情感表達(dá)”，影響系數(shù)為0.53，R2=0.28；(4)教師在思政課上的“行為傾向”會在較大程度上影響學(xué)生在該課上的“行為傾向”，影響系數(shù)為0.51，R2=0.27。因此，本研究的假設(shè)得到驗證，即思政課教師教學(xué)態(tài)度對大學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度具有正向的顯著影響。

圖1 結(jié)構(gòu)方程模式分析結(jié)果

四、討論

(一)思政課教師教學(xué)態(tài)度和學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度狀況分析

描述性數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，思政課教師教學(xué)態(tài)度在總體上處于非常高的水平(平均值=4.59，標(biāo)準(zhǔn)差=0.46)，表明被試大學(xué)生所感知的思政課教師教學(xué)態(tài)度非常好。再分別從三個維度來看，“價值認(rèn)知”和“情感表達(dá)”均值都超過了4.7，表明在學(xué)生看來，思政課教師都非常強調(diào)思政課的價值，且上課時教師情感投入非常多，教學(xué)熱情很高。而教師“行為傾向”的均值(均值=4.26，標(biāo)準(zhǔn)差=0.25)相較于“價值認(rèn)知”和“情感表達(dá)”的均值略低，表明教師在課堂上與學(xué)生的互動以及與學(xué)生實際的結(jié)合度相較于教師對思政課的價值認(rèn)知和情感投入相對較差。這也許就是目前思政課提升所面臨的一個難題，即在思政課教學(xué)過程中，既要照顧到國家意識形態(tài)灌輸?shù)睦碚撔耘c系統(tǒng)性，又需要考慮到“00后”青年大學(xué)生精神成人的實際需求和學(xué)習(xí)期待，做到貼近實際、貼近生活、貼近學(xué)生，在教育者和教育對象之間建立良性的雙向互動關(guān)系。

相對于思政課教師教學(xué)態(tài)度而言，學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度在總體上不夠理想(平均值=3.85，標(biāo)準(zhǔn)差=0.82)?！皟r值認(rèn)知”、“情感表達(dá)”和“行為傾向”維度均值分別為：4.02、3.98和3.55。相比較而言，“價值認(rèn)知”維度比較理想，表明學(xué)生能夠認(rèn)識到思政課的重要性；“情感表達(dá)”次之，表明大學(xué)生對思政課喜愛程度不高；“行為傾向”最低，表明大學(xué)生在課堂上參與的積極性不高，不夠活躍。這一情況表明，縱使大學(xué)生意識到思政課是比較重要的，但是在實際上課過程中的情感性和行為性投入意愿并不高，課堂氛圍顯得比較平淡。這與李芳“大學(xué)生對思政課的態(tài)度總體上是消極的”的研究結(jié)論〔20〕不甚相同，這可能既有測量方法不同的緣故，也可能有時代因素的原因。可見，思政課教學(xué)應(yīng)當(dāng)遵循學(xué)生的認(rèn)知規(guī)律和接受特點，并進(jìn)一步提高學(xué)生的情感性和行為性參與度，這也是今后思政課改革創(chuàng)新的重要方向。

綜合來看，思政課教師教學(xué)態(tài)度和學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度兩方面確實存在著不甚協(xié)調(diào)、不甚和諧的現(xiàn)象，即一方面是教師“言之諄諄”，另一方面是學(xué)生“聽之藐藐”?！疤爝叢蝗缟磉叄览聿蝗绻适隆?，教師要著力提升思政課的親和力和針對性，使之滿足“00后”大學(xué)生成長與發(fā)展的需求和期待，以引導(dǎo)學(xué)生的積極投入。

(二)思政課教師教學(xué)態(tài)度與學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的關(guān)系分析

驗證性因子分析和二階因子分析結(jié)果表明，思政課教師教學(xué)態(tài)度與學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的測量模型具有較高的效度和信度，也就是說將兩變量分為價值認(rèn)知、情感表達(dá)和行為傾向等三個維度是可以接受的。

結(jié)構(gòu)方程模型分析表明，思政課教師教學(xué)態(tài)度對學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度具有強烈地正向影響(影響系數(shù)=0.62，t值=10.50，R2=0.38)。從這一結(jié)果可知，教師教學(xué)態(tài)度與學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度之間確實具有強相關(guān)關(guān)系，也就是教師對思政課的“教態(tài)”會影響學(xué)生對思政課的“學(xué)態(tài)”。更進(jìn)一步來講，教師對思政課的價值認(rèn)知、情感表達(dá)和行為傾向分別對學(xué)生的價值認(rèn)知、情感表達(dá)和行為傾向具有較強烈的正向影響。從前述分析可知，在價值認(rèn)知和情感表達(dá)方面，思政課教師可謂“言之諄諄”，但是在“行為傾向”方面仍有較大的提升空間。這表明，在思政課上思政課教師應(yīng)加強同學(xué)生的互動，因事因時因勢施教，因人因地因材施教，增強與學(xué)生的互動性和學(xué)生的參與性，提升思政課的親和力和針對性，這是提升思政課教學(xué)質(zhì)量的主導(dǎo)因素。此外，思政課教學(xué)效果在很大程度上取決于學(xué)生投入和環(huán)境影響，尤其學(xué)生主體性的發(fā)揮將是思政課質(zhì)量保證的關(guān)鍵性因素。正如趙建平所指出的，態(tài)度這一心理現(xiàn)象與高校思想政治教育在人類心理的最深層次意識層面找到了最佳的切合點〔21〕。確實，推進(jìn)思政課教學(xué)改革創(chuàng)新，要堅持價值性和知識性相統(tǒng)一，因為以態(tài)度為契合點的文化傳承和知識轉(zhuǎn)移將會更有親和力和實效性。

五、結(jié)論與研究不足之處

(一)結(jié)論

基于數(shù)據(jù)分析和結(jié)果討論，本研究得出以下結(jié)論：第一，思政課教師教學(xué)態(tài)度和學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度評價模型均包括價值認(rèn)知、情感表達(dá)和行為傾向等3個維度，其信度和效度檢驗均達(dá)到了令人較為滿意的水平。第二，大學(xué)生所感知的思政課教師教學(xué)態(tài)度處于較高的水平，尤其是價值認(rèn)知和情感表達(dá)的均值都很高。但是與此形成對照的是，思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度卻并不理想，確實存在“言者諄諄、聽者藐藐”的不良現(xiàn)象。第三，思政課教師教學(xué)態(tài)度對學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度具有強烈的正向影響。因此，要提升思政課的教學(xué)效果，一方面要進(jìn)一步改進(jìn)思政課教師教學(xué)態(tài)度，另一方面要加深對于學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的研究，著力提升大學(xué)生思政課學(xué)習(xí)主體性，這是提升高校思政課教學(xué)質(zhì)量的重要渠道之一。

(二)研究的不足之處

本研究檢驗了思政課教師教學(xué)態(tài)度對學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的正向影響，提出了一些學(xué)術(shù)觀點，但是尚存在一些不足，以待進(jìn)一步的研究：其一，本研究的測量模型尚有待進(jìn)一步改進(jìn)。在思政課教師教學(xué)態(tài)度評價模型中，還有一個指標(biāo)(X17)的測量誤差過大；在思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度評價模型中，價值認(rèn)知和行為傾向兩個潛在變量之間的區(qū)分效度也不是非常理想。其二，本研究在成都三所院校，采用判斷樣本進(jìn)行問卷調(diào)查，故樣本只具有一定程度上的代表性。其三，本研究只考慮了思政課教師教學(xué)態(tài)度對學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的影響，但是這一關(guān)系只解釋了一部分方差，尚有大部分的方差需要做進(jìn)一步解釋，因此應(yīng)從更多的視角加強對思政課學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度影響因素的研究。