王 帥

(山東省青島第三中學(xué)，青島 266000)

1 引言

2020年1月，全國突發(fā)新冠肺炎疫情，為避免疫情擴(kuò)散，教育部緊急通知各級各類學(xué)校延期開學(xué)，并發(fā)布了“停課不停學(xué)”的通知，要求充分利用各類網(wǎng)絡(luò)平臺開展網(wǎng)絡(luò)教學(xué)，最大程度保證疫情防控期間的教學(xué)進(jìn)度和質(zhì)量。教學(xué)模式是指在一定教育思想、教育理論指導(dǎo)下，為完成一定教育目標(biāo)而在一定教學(xué)環(huán)境中開展相關(guān)教育活動的穩(wěn)定結(jié)構(gòu)框架(徐曉飛等, 2020)。教學(xué)模式包含課堂教學(xué)、網(wǎng)絡(luò)教學(xué)等。課堂教學(xué)是運用傳統(tǒng)手段教授教學(xué)內(nèi)容(李春紅, 張瑞華, 2017)。網(wǎng)絡(luò)教學(xué)是不同空間的教師和學(xué)生登錄相同的網(wǎng)絡(luò)平臺，教師授課，學(xué)生學(xué)習(xí)的在線教學(xué)活動(張炳林等, 2020)。網(wǎng)絡(luò)教學(xué)依托網(wǎng)絡(luò)傳播媒體和數(shù)字資源，突破了課堂教學(xué)在時間和空間上的局限，教學(xué)過程更加自由靈活(朱肖川, 2012)，一定程度上解決了因疫情無法按期開學(xué)的困境。但網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中學(xué)習(xí)環(huán)境開放自主，缺少有效監(jiān)督，缺乏自制力的學(xué)生很容易產(chǎn)生學(xué)習(xí)危機(jī)，例如，學(xué)習(xí)動力不足，難以自我調(diào)控，無法管理時間，學(xué)習(xí)自信心低等(黃慶雙等, 2019; 王改花, 傅鋼善, 2019)。因此，有必要深入探究學(xué)生在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)與課堂教學(xué)中的學(xué)習(xí)表現(xiàn)是否存在顯著差異。

學(xué)業(yè)自我效能感是影響學(xué)業(yè)成績的重要因素(Bhati et al, 2022)，同時與學(xué)習(xí)動機(jī)、學(xué)習(xí)策略、學(xué)業(yè)情緒等非智力因素緊密聯(lián)系(林杰等, 2020; Firouzeh, 2013)。“學(xué)業(yè)自我效能感”是“自我效能感”在學(xué)業(yè)領(lǐng)域的具體體現(xiàn)，Bandura(1986) 認(rèn)為它是一種學(xué)習(xí)之前的預(yù)期，是個體對自我是否擁有完成學(xué)業(yè)的學(xué)習(xí)能力的主觀判斷，包含學(xué)業(yè)能力自我效能感和學(xué)業(yè)行為自我效能感兩個方面。個體學(xué)業(yè)自我效能感水平越高，對自身學(xué)習(xí)能力越有信心，就越敢于挑戰(zhàn)和嘗試，即使遭遇失敗，也不會輕言放棄；個體學(xué)業(yè)自我效能感越低，對自身學(xué)習(xí)能力缺乏自信，面對困難很容易退縮，難以獲得成就感，會對學(xué)習(xí)成績造成不良影響(戚亞慧, 韋雪艷, 2016)。因此，本研究擬在新冠肺炎疫情背景下，比較學(xué)生在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)兩種模式中的學(xué)業(yè)自我效能感，以便為后續(xù)網(wǎng)絡(luò)教學(xué)的進(jìn)一步開展提供理論依據(jù)。

Cristine和Chandler(1987)發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)動機(jī)與自我效能感互相作用，學(xué)習(xí)動機(jī)越趨于內(nèi)部動機(jī)，自我效能感越高；越趨于外部動機(jī)，自我效能感越低，說明學(xué)習(xí)動機(jī)與自我效能感密切相關(guān)。而成就目標(biāo)理論是最廣為接受的學(xué)習(xí)動機(jī)理論(Maehr & Zusho, 2009)，它是個體成就行為的目的，整合了能力信念、成敗歸因和情感(Ames, 1992)。Elliot和Mc Gregor(2001)提出掌握趨近、掌握回避、成績趨近和成績回避的2*2四分結(jié)構(gòu)。其中，掌握趨近個體想掌握知識來獲得能力的提升，掌握回避個體為了避免喪失能力而不想不理解知識；成績趨近個體想表現(xiàn)地比他人好來獲得他人對自己的積極評價，成績回避個體為了回避他人對自己的消極評價而不想表現(xiàn)地比別人差。有研究發(fā)現(xiàn)，個體越趨于掌握趨近和成績趨近，其學(xué)業(yè)自我效能感越高；越趨于成績回避，其學(xué)業(yè)自我效能感越低(李向陽, 楊伊生, 2018; 王莉華, 高源月, 2021)。掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系有待考察，有研究認(rèn)為掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)(賈緒計等, 2020)，且可以直接正向預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感(邢俊利, 豆長江, 2021)；有研究認(rèn)為兩者之間顯著負(fù)相關(guān)(劉在花, 2021; 張靜等, 2012)?；诖?，提出假設(shè)1: 掌握趨近、掌握回避和成績趨近與學(xué)業(yè)自我效能感之間顯著正相關(guān)，成績回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間顯著負(fù)相關(guān)。

成就目標(biāo)是如何影響學(xué)業(yè)自我效能感的呢？時間管理傾向可能是一個重要的中介因素。黃希庭和張志杰(2001a)認(rèn)為時間管理傾向是個體在運用時間上所表現(xiàn)出來的心理和行為特征，它是人格在時間方面的差異，包含時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個維度。實證研究發(fā)現(xiàn)，掌握趨近、掌握回避和成績趨近可以及時有效地進(jìn)行自我調(diào)控, 以防出現(xiàn)拖延行為(Steel, 2007)，而成績回避由于害怕失敗，經(jīng)常出現(xiàn)拖延(Roebken, 2007)。員秀和賀雯(2018)指出，掌握趨近、掌握回避和成績趨近與時間管理傾向的三個維度均顯著正相關(guān)；黃海雁等人(2017)研究時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)習(xí)投入之間的中介作用時，也得出這一結(jié)論，還補充提出“成績回避與時間管理傾向相關(guān)不顯著”的結(jié)論。同時，成就目標(biāo)對時間管理傾向還具有預(yù)測作用(陳小普, 楊穎, 2020)。季丹陽(2021)以552名初中生為研究對象，考察時間管理傾向和主動性人格在成就目標(biāo)與學(xué)習(xí)投入之間的中介作用時發(fā)現(xiàn)，掌握趨近、掌握回避和成績趨近均能直接正向預(yù)測時間管理傾向。關(guān)于時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系，有研究顯示，時間管理傾向越強，學(xué)業(yè)自我效能感越高(Galindo-Domínguez & Bezanilla, 2021)。時間管理傾向不僅可以直接預(yù)測自我效能感(周永紅等, 2014)，還可以間接預(yù)測自我效能感(郭芳等, 2012)。同時，時間管理傾向也經(jīng)常作為學(xué)習(xí)心理變量與自我效能感之間的中介，王瀝瀅等人(2016)認(rèn)為時間管理傾向在心理素質(zhì)與自我效能感之間起部分中介作用；李巍等人(2021)發(fā)現(xiàn)抑郁情緒通過時間管理傾向間接影響學(xué)業(yè)自我效能感。據(jù)此提出假設(shè)2：時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間起中介作用。

雖然時間管理傾向可以直接或間接影響學(xué)業(yè)自我效能感(葉艷暉, 2014)，但這種影響并非一成不變，而是可能存在環(huán)境差異，一部分研究已經(jīng)證實環(huán)境因素(例如，社會比較、領(lǐng)悟社會支持、外部獎勵)對自我效能感具有調(diào)節(jié)作用(和愛林等, 2019; 劉曉晴等, 2021; Stirin Tzur et al., 2016)。教學(xué)模式是學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中最為重要的環(huán)境因素，目前對教學(xué)模式的研究，大多集中在對課堂教學(xué)和網(wǎng)絡(luò)教學(xué)的單獨研究，缺少對課堂教學(xué)和網(wǎng)絡(luò)教學(xué)的對比研究。而課堂教學(xué)和網(wǎng)絡(luò)教學(xué)的教學(xué)環(huán)境差異很大，這種變化必然會對學(xué)生的心理產(chǎn)生一定的影響(Scovel, 1978)，因此有必要探討教學(xué)模式能否調(diào)節(jié)高中生時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。對于網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)的差異，主要形成兩種觀點：一種認(rèn)為學(xué)生在課堂教學(xué)中的表現(xiàn)優(yōu)于網(wǎng)絡(luò)教學(xué)。研究發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)過程中，學(xué)生不需要和其他同學(xué)面對面一起學(xué)習(xí)，缺少緊張的競爭氛圍和友好的同伴互助，導(dǎo)致自主學(xué)習(xí)能力差的學(xué)生很難管理好學(xué)習(xí)時間(杜夢娜等, 2021)。再加上老師的監(jiān)督管理僅局限于線上，沒有課堂教學(xué)中來自學(xué)校及其他方面的監(jiān)督，學(xué)生很容易出現(xiàn)拖延的情況(祝智庭等, 2020)。同時，趙靜等人(2022)也發(fā)現(xiàn)疫情期間，學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感、自我控制能力和學(xué)習(xí)投入的得分低于非疫情時期。另一種觀點堅持學(xué)生在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中的表現(xiàn)優(yōu)于課堂教學(xué)。研究表明，學(xué)生的時間管理能力在網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)期間處于中等偏上水平(陳紅爽等, 2021)。此外，王丹丹等人(2021)認(rèn)為大學(xué)生能很快適應(yīng)新的教學(xué)環(huán)境，自我效能感甚至高于非疫情時期。據(jù)此，本研究擬探討高中生在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)兩種教學(xué)模式下時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系，進(jìn)一步判斷網(wǎng)絡(luò)教學(xué)是否存在不足，以期改善網(wǎng)絡(luò)教學(xué)的質(zhì)量，提升高中生的學(xué)業(yè)自我效能感。綜上，提出假設(shè)3：教學(xué)模式對成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間中介作用的后半條路徑有調(diào)節(jié)作用(假設(shè)模型如圖1所示)。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 研究對象

采用方便取樣，對山東省某高中912名學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查，剔除無效問卷，回收整理獲得有效問卷878份，有效回收率為96.27%。研究對象的基本情況如表1所示：

表1 研究對象的基本情況

2.2 研究工具

2.2.1 成就目標(biāo)問卷

采用劉惠軍(2003)編制的成就目標(biāo)問卷，該問卷五點計分，包括掌握趨近、掌握回避、成績趨近和成績回避四個維度，共29個項目。在本研究中，問卷總分及各維度的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.87、0.84、0.72、0.84、0.81。

2.2.2 時間管理傾向量表

采用黃希庭、張志杰(2001b)編制的時間管理傾向量表，該量表五點計分，包括時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個維度， 共44個項目。 在本研究中， 量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.93。

2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感問卷

采用梁宇頌(2000)編制的學(xué)業(yè)自我效能感問卷，該問卷五點計分，包括學(xué)業(yè)能力自我效能感和學(xué)業(yè)行為自我效能感兩個維度， 共22個項目。 在本研究中， 問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.86。

2.2.4 教學(xué)模式

選取某高中2019級和2020級的學(xué)生作為研究對象，兩個年級在生源質(zhì)量、師資水平、教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)計劃和大綱要求方面完全相同，可以排除年級對變量間關(guān)系的影響。2020年初疫情初期，2019級在高一下學(xué)期采用網(wǎng)絡(luò)教學(xué)，通過“釘釘”線上直播授課。2021年初疫情得到控制，2020級在高一下學(xué)期采用課堂教學(xué)，教師在教室運用黑板、多媒體等教學(xué)工具線下授課。

2.3 研究程序與數(shù)據(jù)處理

2019級學(xué)生于2020年初通過在班級群發(fā)布問卷星的方式，線上收集網(wǎng)絡(luò)教學(xué)問卷數(shù)據(jù)。2020級學(xué)生于2021年初學(xué)習(xí)至相同內(nèi)容時，以班級為單位進(jìn)行團(tuán)體施測，要求學(xué)生在30分鐘時間內(nèi)獨立作答，線下收集課堂教學(xué)的問卷數(shù)據(jù)。

采用SPSS 26.0進(jìn)行描述統(tǒng)計、相關(guān)分析、信度分析、共同方法偏差檢驗，采用SPSS宏程序Process檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

所有變量均由同一個被試提供數(shù)據(jù)，可能造成共同方法偏差。采用Harman單因子分析進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示：有19個因子的特征根大于1，第一個因子的方差解釋率為19.71%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 主要變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

成就目標(biāo)、掌握趨近、掌握回避、成績趨近與時間管理傾向和學(xué)業(yè)自我效能感皆顯著正相關(guān)；成績回避與時間管理傾向相關(guān)不顯著，與學(xué)業(yè)自我效能感顯著負(fù)相關(guān)；時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)。

表2 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)矩陣

3.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

由于成績回避與時間管理傾向相關(guān)不顯著，所以成績回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間的有調(diào)節(jié)的中介模型不成立，因此，本研究只討論成就目標(biāo)、掌握趨近、掌握回避和成績趨近與學(xué)業(yè)自我效能感之間的有調(diào)節(jié)的中介模型。

3.3.1 時間管理傾向的中介作用檢驗

為考察時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間的中介作用，參考史滋福等人(2021)的檢驗步驟，將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，采用SPSS宏程序Process模塊的Model 4進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，控制年級、性別和是否獨生子女的影響后，以成就目標(biāo)、掌握趨近、掌握回避、成績趨近為預(yù)測變量，時間管理傾向為中介變量，學(xué)業(yè)自我效能感為結(jié)果變量，構(gòu)建中介模型。

以成就目標(biāo)為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。成就目標(biāo)對學(xué)業(yè)自我效能感的總效應(yīng)顯著(β=0.30，95%CI[0.23,0.36])，放入中介變量時間管理傾向后，成就目標(biāo)對學(xué)業(yè)自我效能感的直接效應(yīng)顯著(β=0.11，95%CI[0.05,0.17])，且成就目標(biāo)通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的間接效應(yīng)顯著(β=0.19，95%CI[0.15,0.23])，占總效應(yīng)的比例為63.33%，這說明時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間起部分中介作用。

以掌握趨近為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。掌握趨近對學(xué)業(yè)自我效能感的總效應(yīng)顯著(β=0.65，95%CI[0.59,0.71])，放入中介變量時間管理傾向后，掌握趨近對學(xué)業(yè)自我效能感的直接效應(yīng)顯著(β=0.47，95%CI[0.41,0.54])，且掌握趨近通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的間接效應(yīng)顯著(β=0.18，95%CI[0.13,0.22])，占總效應(yīng)的比例為27.69%，這說明時間管理傾向在掌握趨近與學(xué)業(yè)自我效能感之間起部分中介作用。

以掌握回避為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。掌握回避對學(xué)業(yè)自我效能感的總效應(yīng)不顯著(β=0.05，95%CI[-0.01,0.12])，放入中介變量時間管理傾向后，掌握回避對學(xué)業(yè)自我效能感的直接效應(yīng)顯著(β=-0.06，95%CI[-0.12,-0.01])，且掌握回避通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的間接效應(yīng)顯著(β=0.12，95%CI[0.08,0.16])。根據(jù)劉振亮等人(2021)提出的遮掩效應(yīng)統(tǒng)計分析框架可知，在本研究中掌握回避→學(xué)業(yè)自我效能感的直接效應(yīng)與掌握回避→時間管理傾向→學(xué)業(yè)自我效能感的間接效應(yīng)方向相反，這是一種遮掩效應(yīng)，因此時間管理傾向遮掩了掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。

表3 成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間的中介模型

(續(xù)表)

以成績趨近為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。成績趨近對學(xué)業(yè)自我效能感的總效應(yīng)顯著(β=0.26，95%CI[0.20,0.32])，放入中介變量時間管理傾向后，成績趨近對學(xué)業(yè)自我效能感的直接效應(yīng)顯著(β=0.12，95%CI[0.07,0.18])，且成績趨近通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的間接效應(yīng)顯著(β=0.14，95%CI[0.10,0.18])，占總效應(yīng)的比例為53.85%，這說明時間管理傾向在成績趨近與學(xué)業(yè)自我效能感之間起部分中介作用。

3.3.2 教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用檢驗

為考察時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間的中介作用后半條路徑是否受到教學(xué)模式的調(diào)節(jié)，參考史滋福等人(2021)的檢驗步驟，將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，采用SPSS宏程序Process模塊的Model 14進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗，控制性別和是否獨生子女的影響后，以成就目標(biāo)、掌握趨近、掌握回避、成績趨近為預(yù)測變量，時間管理傾向為中介變量，學(xué)業(yè)自我效能感為結(jié)果變量，教學(xué)模式為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型。

表4 成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間的有調(diào)節(jié)的中介模型

(續(xù)表)

以成就目標(biāo)為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學(xué)模式與時間管理傾向的交互項對學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測作用顯著，這說明教學(xué)模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為深入了解教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)進(jìn)行簡單斜率分析，結(jié)果如圖2所示。在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用顯著(B=0.32,t=7.30,p<0.001)；在課堂教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用增強(B=0.64,t=15.52,p<0.001)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，成就目標(biāo)通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.14；在課堂教學(xué)中，成就目標(biāo)通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.28，時間管理傾向的中介作用在課堂教學(xué)中更顯著。

圖2 教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用

圖3 教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用

以掌握趨近為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學(xué)模式與時間管理傾向的交互項對學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測作用顯著，這說明教學(xué)模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為深入了解教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)進(jìn)行簡單斜率分析，結(jié)果如圖3所示。在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用顯著(B=0.17,t=4.17,p<0.001)；在課堂教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用增強(B=0.42,t=10.50,p<0.001)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，掌握趨近通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.10；在課堂教學(xué)中，掌握趨近通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.25，時間管理傾向的中介作用在課堂教學(xué)中更顯著。

以掌握回避為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學(xué)模式與時間管理傾向的交互項對學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測作用顯著，這說明教學(xué)模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為了深入了解教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)進(jìn)行簡單斜率分析，結(jié)果如圖4所示。在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用顯著(B=0.34,t=7.94,p<0.001)；在課堂教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用增強(B=0.71,t=18.27,p<0.001)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，掌握回避通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.09；在課堂教學(xué)中，掌握回避通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.18，時間管理傾向的中介作用在課堂教學(xué)中更顯著。

圖4 教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用

以成績趨近為預(yù)測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學(xué)模式與時間管理傾向的交互項對學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測作用顯著，這說明教學(xué)模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為深入了解教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)進(jìn)行簡單斜率分析，結(jié)果如圖5所示。在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用顯著(B=0.32,t=7.36,p<0.001)；在課堂教學(xué)中，時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用增強(B=0.63,t=16.16,p<0.001)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)中，成績趨近通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.09；在課堂教學(xué)中，成績趨近通過時間管理傾向?qū)W(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)值為0.19，時間管理傾向的中介作用在課堂教學(xué)中更顯著。

圖5 教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 成就目標(biāo)對學(xué)業(yè)自我效能感的影響

首先，掌握趨近、掌握回避和成績趨近不僅與學(xué)業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)，還能顯著正向預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感，而成績回避與學(xué)業(yè)自我效能感顯著負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果與前人研究一致(李斑斑, 徐錦芬, 2014)，證實了不同成就目標(biāo)的個體對自身能力水平的知覺存在差異(Dweck, 1986)，且支持了本研究的假設(shè)1。學(xué)習(xí)動機(jī)像“催化劑”一樣，可以喚起學(xué)習(xí)行為，學(xué)習(xí)動機(jī)越強，學(xué)習(xí)行為越積極，學(xué)習(xí)表現(xiàn)越好(龍成志等, 2017)。掌握目標(biāo)個體持能力增長觀，為了發(fā)展能力而學(xué)習(xí)，即使在學(xué)習(xí)過程中面臨失敗，也只會將其歸因于不努力，而不會質(zhì)疑自身能力，所以學(xué)業(yè)自我效能感高；相反，成績目標(biāo)個體持能力實體觀，認(rèn)為能力不可改變，當(dāng)他們在學(xué)習(xí)過程中遇到失敗，就會將其歸因于能力不足，這往往會讓其對自身能力產(chǎn)生懷疑，學(xué)業(yè)自我效能感自然就會受到影響(Magno, 2012)。但是，成績趨近個體為了獲得他人對自己的積極評價，往往會積極展示能力，這對學(xué)業(yè)自我效能感有一定積極作用(陳曉新, 梁劍玲, 2019)；成績回避個體只為了逃避他人的消極評價，學(xué)習(xí)態(tài)度悲觀，會對學(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生消極影響(石雷山等, 2012)。所以，成就目標(biāo)的不同維度會產(chǎn)生高低不同的學(xué)業(yè)自我效能感，這符合目標(biāo)作用模型中“不同目標(biāo)產(chǎn)生不同情感”的觀念(Linnenbrink, Pintrich, 2002)。

4.2 時間管理傾向的中介作用

時間管理傾向在成就目標(biāo)、掌握趨近和成績趨近與學(xué)業(yè)自我效能感之間起部分中介作用，這一結(jié)果與時間管理傾向受成就動機(jī)的影響(O’Reilly, 2018)，且可以預(yù)測自我效能感的研究一致(Yuangga & Sunarsi, 2018)，同時證實了假設(shè)2。Biggs(2003)認(rèn)為學(xué)習(xí)動機(jī)與學(xué)習(xí)策略相結(jié)合將決定個體的學(xué)習(xí)表現(xiàn)，成就目標(biāo)是最為重要的學(xué)習(xí)動機(jī)，時間管理策略是學(xué)習(xí)策略中的一種，學(xué)業(yè)自我效能感是衡量學(xué)生學(xué)習(xí)表現(xiàn)的綜合指標(biāo)，所以成就目標(biāo)和時間管理傾向共同決定學(xué)業(yè)自我效能感的水平。另外，Linnenbrink 和 Pintrich(2000)提出的成就目標(biāo)的動機(jī)-認(rèn)知-情感-行為模型認(rèn)為：不同目標(biāo)會產(chǎn)生不同情感，目標(biāo)可以影響情感的產(chǎn)生及過程，如目標(biāo)會對自我效能、任務(wù)價值判斷有影響，這說明成就目標(biāo)會影響學(xué)業(yè)自我效能感；同時，認(rèn)知與行為過程又連接著目標(biāo)和情感之間的關(guān)系，認(rèn)知包括注意、記憶及各種學(xué)習(xí)策略，行為包括如何選擇任務(wù)，付出了多少努力，堅持程度如何，而時間管理是學(xué)習(xí)策略中的資源管理策略，所以時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間起中介作用。

時間管理傾向在掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間起遮掩作用。當(dāng)不考慮時間管理傾向時，掌握回避→學(xué)習(xí)自我效能感的總效應(yīng)不顯著；當(dāng)加入時間管理傾向后，掌握回避→時間管理傾向→學(xué)業(yè)自我效能感的間接效應(yīng)顯著，且與掌握回避→學(xué)業(yè)自我效能感的直接效應(yīng)的方向相反，這表明掌握回避的高中生在使用時間管理策略時，會一定程度抵消掌握回避對學(xué)業(yè)自我效能感的正向作用，轉(zhuǎn)而對學(xué)業(yè)自我效能感發(fā)揮一定的負(fù)向作用，因此時間管理傾向遮掩了掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。根據(jù)傳統(tǒng)研究邏輯，當(dāng)掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間無關(guān)時，通常會放棄探索兩者無關(guān)的原因，這很容易忽視掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間可能存在的額外關(guān)系，而本研究提出的遮掩效應(yīng)則更好地回答了為什么掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感關(guān)系不顯著，并不是因為兩者沒有關(guān)系，只是掌握回避無法直接影響學(xué)業(yè)自我效能感，需要通過遮掩變量時間管理傾向間接影響學(xué)業(yè)自我效能感。

時間管理傾向在掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間起遮掩作用的原因，主要有以下兩個方面：第一，掌握回避對學(xué)業(yè)自我效能感的影響并不穩(wěn)定。Cellar等人(2011)對102篇論文的研究結(jié)果進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn)，掌握趨近、成績趨近和成績回避的區(qū)分效度較高，而掌握回避區(qū)分效度較低。朱曉斌等人(2011)認(rèn)為掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)，而白學(xué)軍等人(2013)的研究證實掌握回避負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感。同時，掌握回避對學(xué)業(yè)自我效能感兩維度的影響也不一致，掌握回避正向預(yù)測學(xué)業(yè)行為自我效能感，負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)能力自我效能感(張芮菁, 2016)。第二，相比于掌握趨近和成績趨近，掌握回避對時間管理傾向的預(yù)測力較低。有研究表明，掌握趨近、掌握回避和成績趨近對時間管理傾向的影響存在差異：掌握趨近大于成績趨近，成績趨近大于掌握回避(呂催芳, 周永紅, 2017)。同時，張麗娟和魯忠義(2006)指出掌握回避與時間價值感顯著正相關(guān)，與時間監(jiān)控感和時間效能感相關(guān)不顯著。由此可以看出，掌握回避個體雖能認(rèn)識到管理時間對學(xué)習(xí)的重要性，但由于其具有回避特質(zhì)，導(dǎo)致其不相信自己能發(fā)揮主觀能動性管理好時間，并對自己管理時間的能力持消極評判，會對學(xué)業(yè)自我效能感造成消極影響。因此，時間管理傾向在掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間起遮掩作用。

4.3 教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用

教學(xué)模式對成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間中介作用的后半條路徑有調(diào)節(jié)作用，即相對于網(wǎng)絡(luò)教學(xué)，高中生在課堂教學(xué)中會有更強的時間管理傾向，進(jìn)而獲得更高的學(xué)業(yè)自我效能感，支持了假設(shè)3。張輝蓉等人(2020)在研究新冠疫情背景下的中小學(xué)網(wǎng)絡(luò)教學(xué)時指出，網(wǎng)絡(luò)教學(xué)在積極響應(yīng)“停課不停學(xué)”，為教師和同學(xué)帶來便利的同時，也面臨一系列挑戰(zhàn)，例如，自我管理能力較低的學(xué)生學(xué)習(xí)效果不佳，會出現(xiàn)學(xué)習(xí)動機(jī)不足、 注意力分散、 被動完成學(xué)習(xí)任務(wù)等情況。Terry和Doolittle(2008)在網(wǎng)絡(luò)背景下利用一種網(wǎng)絡(luò)時間管理工具，幫助學(xué)生監(jiān)控自己的時間管理行為來更好地調(diào)節(jié)自身學(xué)習(xí)，從而提高自我效能感，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)生的自我效能感并未受到網(wǎng)絡(luò)時間管理的影響。由此可以看出，教學(xué)模式的改變會影響時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系，即相比于網(wǎng)絡(luò)教學(xué)，學(xué)生在課堂教學(xué)中的學(xué)習(xí)表現(xiàn)更好。雖然本結(jié)果和我們的共識沒有差異，課堂教學(xué)有更好的效果，但本研究發(fā)現(xiàn)了網(wǎng)絡(luò)教學(xué)問題癥結(jié)所在，可以為接下來網(wǎng)絡(luò)教學(xué)的改善提供依據(jù)。

4.4 研究意義與展望

本研究將成就目標(biāo)分為四個維度，分別探討不同維度成就目標(biāo)對高中生學(xué)業(yè)自我效能感的影響，驗證了時間管理傾向在成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間的中介作用，以及教學(xué)模式的調(diào)節(jié)作用。不僅加深了對成就目標(biāo)四維度的理解，拓展了時間管理傾向的實證研究，還全面系統(tǒng)地揭示了成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間的作用機(jī)制，這對高中生學(xué)業(yè)自我效能感的提升，以及教育教學(xué)的開展具有指導(dǎo)意義。另外，本研究花費兩年時間收取兩屆高一學(xué)生的相關(guān)數(shù)據(jù)，來對比在網(wǎng)絡(luò)教學(xué)和課堂教學(xué)中時間管理傾向與學(xué)業(yè)自我效能感之間的關(guān)系，能更加深入地了解不同教學(xué)模式對學(xué)業(yè)自我效能感的影響。

本研究仍存在一定局限，需要在以后的研究中加以改進(jìn)和完善。首先，所有數(shù)據(jù)都是通過問卷收集，盡管通過Harman單因素檢驗法發(fā)現(xiàn)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，但如果能將問卷收集與訪談和觀察學(xué)生結(jié)合，會增加結(jié)論的可靠性。其次，由于經(jīng)費和人力限制，采用方便取樣，選取某一所高中的學(xué)生作為研究對象，樣本缺少豐富性和代表性，研究結(jié)果難以推廣到全體高中生，若能從不同地區(qū)、不同水平的高中隨機(jī)抽取學(xué)生收集數(shù)據(jù)，研究結(jié)果的適用范圍將進(jìn)一步擴(kuò)大。最后，本研究發(fā)現(xiàn)相比于網(wǎng)絡(luò)教學(xué)，高中生在課堂教學(xué)中會有更強的時間管理傾向，進(jìn)而獲得更高的學(xué)業(yè)自我效能感，說明缺少時間管理技能的學(xué)生在進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)時，學(xué)業(yè)自我效能感更容易受到影響。但網(wǎng)絡(luò)教學(xué)能否給高中生的其他學(xué)習(xí)品質(zhì)造成消極影響還未曾可知，同時如何幫助缺乏時間管理技能的學(xué)生克服網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)的消極影響，盡可能達(dá)到課堂學(xué)習(xí)的效果，這有待于設(shè)計具體的干預(yù)方案來進(jìn)一步驗證。

5 結(jié)論

(1)成就目標(biāo)及其三個維度(掌握趨近、掌握回避和成績趨近)與學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)，成就目標(biāo)的成績回避維度與學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著負(fù)相關(guān)。

(2)時間管理傾向在成就目標(biāo)、掌握趨近和成績趨近與學(xué)業(yè)自我效能感之間起部分中介作用，在掌握回避與學(xué)業(yè)自我效能感之間起遮掩作用。

(3)教學(xué)模式對成就目標(biāo)與學(xué)業(yè)自我效能感之間中介作用的后半條路徑有調(diào)節(jié)作用。