康亞華 （華東交通大學經濟管理學院）

學習者特征是可以在學習過程中有效影響學習者來自心理、生理、情感等方面的特征。對學習者特征和學習效果進行研究時，通常將其分為一般特征和心理特征。一般特征通常包括性別、年齡等，而心理特征包括學習態(tài)度、學業(yè)自我效能感等。隨著線上線下混合翻轉教學模式成為教育改革的熱點，越來越多的學者對混合翻轉課堂教學模式的效果進行研究。大多數(shù)實踐研究表明翻轉課堂能夠提高學業(yè)成績和學習效果，但也有研究表明翻轉課堂不一定能提高學習效果。有學者探究翻轉課堂效果未能達到預期的原因，發(fā)現(xiàn)有平臺、教師、學習者等影響因素；[1]并有研究者從學習者特征方面對翻轉課堂的學習效果進行研究。[2]學習態(tài)度、學習動機、學業(yè)自我效能感和學業(yè)成就歸因方式是影響翻轉課堂教學模式效果的重要變量。因此，本文將主要從這四個方面來探討翻轉課堂模式下學習者特征對學業(yè)成就的影響及作用機理。

一、研究假設的提出

學業(yè)自我效能感高的個體往往有更高的自信、積極的學習態(tài)度，會調動一系列行動在學業(yè)上付出更多的努力，增加了獲得優(yōu)異學業(yè)成績的可能性。國內外都有研究表明，學業(yè)自我效能感和學業(yè)成就顯著正相關，學業(yè)自我效能感高的學生有較高的學業(yè)成績。劉慧娟等認為學業(yè)自我效能感能夠解釋12%的學習態(tài)度變化。[3]因此，提出研究假設：

H1：學業(yè)自我效能感能正向影響大學生的學習態(tài)度；H2:學業(yè)自我效能感能正向影響大學生的學習行為；H3：學業(yè)自我效能感能正向影響大學生的學業(yè)成就。

韋納的成敗歸因理論將歸因分為努力、能力、運氣和情境，其中能力、運氣和情境為不可控歸因。當個體把成敗歸因于不可控的外因時，往往會采取消極態(tài)度，降低了獲得優(yōu)異學業(yè)成績的概率。有研究表明，不同的歸因會影響學習者的情感、態(tài)度、學習成績；[4]廖鳳林的研究也發(fā)現(xiàn)，成就歸因對學業(yè)成就有顯著的影響。[5]因此，提出H4:不可控學業(yè)成就歸因能負向影響大學生的學習態(tài)度；H5：不可控學業(yè)成就歸因能負向影響大學生的學習行為；H6:不可控學業(yè)成就歸因能負向影響大學生的學業(yè)成就。

態(tài)度是一種心理傾向，包括認知、情感和意向三個維度，不同的態(tài)度會導致不同的行為。有研究發(fā)現(xiàn)學習態(tài)度對學習行為能產生積極的影響，并能正向影響學習效果。[6]鑒于此，提出假設H7：學習態(tài)度能正向影響大學生的學習行為；H8:學習態(tài)度能正向影響大學生的學業(yè)成就。

學習動機是推動個體進行學習的內部動力。因而，通常認為學習動機能影響學習態(tài)度和學習行為。有研究發(fā)現(xiàn)，學習動機能對學習行為、學習態(tài)度、學習效果產生很大影響；[7]也有研究表明學習動機、學業(yè)自我效能感和成就歸因均與學習行為呈顯著相關關系；[8]同時，中外均有研究表明，學習行為和學習效果、成績顯著相關。[9]因此，提出H9:學習動機能正向影響大學生的學習態(tài)度；H10：學習動機能正向影響大學生的學習行為；H11:學習動機能正向影響大學生的學業(yè)成就；H12：學習行為能正向影響大學生的學業(yè)成就。

綜上，學習者特征影響學習行為、并通過學習行為影響學業(yè)成就；同時，學習者特征能直接影響學業(yè)成就；學習者特征之間也相互影響。

二、研究設計

（一）研究對象和數(shù)據(jù)來源

采用網絡問卷的方式調查了華東交通大學會計專業(yè)實施翻轉課堂教學模式的班級。共發(fā)放學習者特征問卷152份，剔除無效問卷，獲得有效問卷136份，被試有女生87人，男生49人；學業(yè)成就數(shù)據(jù)來自期末考試成績和軟能力問卷，學習行為數(shù)據(jù)來自MOOC平臺、超星平臺、慕課堂和學習通。

（二）研究工具

學業(yè)自我效能感量表：該量表采用梁頌宇編制的學業(yè)自我效能感量表，包含學習行為和學習能力兩個維度，各11個題項。量表采用李克特5級記分制，得分越高表示自我效能感水平越高。對該問卷進行信度檢測，Cronbachalpha系數(shù)為0.911。說明該量表信度較高，具有較高的一致性。

學業(yè)成就歸因量表：采用Lefort編制的學業(yè)成就量表，共24個項目，有關成功和失敗的項目各12個。這些題項涉及運氣、情境、能力以及努力歸因。量表采用李克特5級計分制。對該問卷進行信度和效度檢測，Cronbachalpha系數(shù)和KMO值分別為0.832和0.759。說明該問卷信度良好、信息能被有效提取。

學習動機量表：采用黃希庭編制的學習動機量表，共26個題項，包含求知進取、社會取向、物質追求等6個方面。量表采用李克特6級計分制。對該問卷進行信度檢測，發(fā)現(xiàn)害怕失敗維度的CITC值為0.358，小于0.4，說明該維度和其他維度的相關性略低。故而刪除該維度。剔除后，量表信度系數(shù)提升到0.83。

學習態(tài)度問卷：基于認知、情感、行為意向三個維度編制學習態(tài)度問卷。情感、認知和行為意向的題項分別為10個、5個和5個。采用李克特5級計分制，反向描述題項采用反向計分，進行信度檢測，得到Cronbachalpha系數(shù)為0.752。說明該問卷信度良好，具有較高的內部一致性。

（三）數(shù)據(jù)的收集和處理

學業(yè)成就數(shù)據(jù)：翻轉課堂的效果體現(xiàn)在學生的學業(yè)成就上。從理論上說，翻轉課堂比傳統(tǒng)的課堂更有助于提升學生自主學習、溝通交流等軟能力，因此本研究中的學業(yè)成就包含考試成績和軟能力?？荚嚦煽?yōu)榻涍^標準化處理的期末成績。軟能力的確定基于自編的軟能力問卷，共10個題項，包含自主學習、自我管理等方面；采用李克特5級計分制?？荚嚦煽兒蛙浤芰嘀馗髡?0%，得到學業(yè)成就數(shù)據(jù)。

學習行為數(shù)據(jù)：本研究是針對線上線下混合翻轉課堂教學模式的學生，因此學習行為包括線上和線下學習行為。線上學習行為的數(shù)據(jù)來自MOOC平臺和超星平臺，線下學習行為的數(shù)據(jù)來自“慕課堂”“學習通”。研究把學習行為劃分為三類：任務學習、交互學習和參與學習行為。任務學習行為得分由視頻觀看等任務的完成度來確定；交互學習行為得分由作業(yè)互評完成度、課堂討論的參與度來確定；參與學習行為得分由作業(yè)提交的主動性和觀看視頻的時間長度來確定。統(tǒng)計三項相加的總分。

數(shù)據(jù)的處理：利用Excel和SPSS進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計處理，做信度分析、描述性分析、t檢驗分析、相關性分析、回歸分析和路徑分析。

三、結果分析與討論

（一）不同性別在學習者特征、學習行為和學業(yè)成就的差異分析

首先對總樣本進行描述性分析，發(fā)現(xiàn)被試在學習態(tài)度、學習動機、學業(yè)自我效能感、任務學習行為和交互學習行為方面的得分率均在70%左右。但不可控成就歸因的得分只有50%。另外，參與學習行為的得分也偏低，得分率約50%。其次對不同性別的被試就學習者特征、學習行為和學業(yè)成就進行t檢驗，發(fā)現(xiàn)：學習行為（t=-5.159，P＜0.01）和期末考試成績（t=-3.761，P＜0.01）存在顯著的性別差異，但學習者特征方面沒有顯著性別差異。

以上結果說明被試學習者態(tài)度端正、自信心較強、能較好地完成各項學習任務；能從自身的努力方面找原因；同學們在被動學習方面表現(xiàn)較好，但學習主動性不強、積極性不高，依然處于被動學習狀態(tài)。要提升翻轉課堂的教學效果，應注意在翻轉課堂教學中引發(fā)學生的學習積極性和主動性，使之進行主動學習。

（二）相關性分析

1.學習者特征與學習行為的相關性分析

就學習者的四個特征和學習行為進行相關性分析，結果見表1。從表1可知，學習態(tài)度和學習行為顯著正相關；研究假設H7有可能成立。學習動機和任務學習行為正相關，但和總的學習行為不相關；因此，研究假設H10不成立。學業(yè)自我效能感和學習行為不相關（系數(shù)=0.041，P＞0.05），研究假設H2未能證實。從表1可知，可控成就歸因和學習行為不相關，但不可控成就歸因以及成就歸因都和學習行為呈顯著負相關；假設H5有可能成立。

表1 學習者特征和學習行為的相關性分析

2.學習者特征、學習行為和學業(yè)成就的相關性分析

就學習者特征-學業(yè)成就以及學習行為-學業(yè)成就的相關性進行分析，發(fā)現(xiàn)：學習態(tài)度、學習動機以及學業(yè)自我效能感都和學業(yè)成就顯著正相關，這表明假設H8、H11、H3有可能成立；可控成就歸因、不可控成就歸因和成就歸因都和學業(yè)成就不相關，說明假設H6不成立；這和廖鳳林的研究結果不同，可能和研究的被試不同有關；學習行為和期末考試及學業(yè)成就顯著正相關，假設H12也有可能成立。

3.學習態(tài)度和其他三個學習者特征的相關性分析

從表2可知，學習態(tài)度均和學習動機以及學業(yè)自我效能感呈顯著正相關；不可控歸因和學習態(tài)度顯著負相關。因此，假設H1、H4、H9都有可能成立。

表2 學習態(tài)度和學習動機、學業(yè)自我效能感以及歸因的相關性

（三）回歸分析

1.學習者特征對學習行為的回歸分析

就學習者特征是否對學習行為存在影響關系進行回歸分析。把學習者特征——學習態(tài)度、學習動機、學業(yè)自我效能感、不可控成就歸因和可控成就歸因作為變量納入分析。結果表明學習態(tài)度、學習動機、學業(yè)自我效能感都對學習行為沒有影響（P＞0.05）;不可控成就歸因對學習行為產生顯著的負向影響。這些變量能夠解釋學習行為18.8%的變化。學習動機對學習行為沒有影響關系這個發(fā)現(xiàn)和李昆的研究結果不同，這可能是因為李昆只針對自主學習行為來研究。

2.學習者特征對學業(yè)成就的回歸分析

就學習者特征對學業(yè)成就是否具有影響關系進行回歸分析，結果表明：學習態(tài)度和學業(yè)自我效能感均能對學業(yè)成就產生顯著的正向影響，而可控歸因對學業(yè)成就有負向影響。這些變量能夠解釋學業(yè)成就28.7%的變化。

3.學習行為對學業(yè)成就的回歸分析

就學習行為對學業(yè)成就是否存在影響關系進行回歸分析，得到：F=22.294（P=0.000），說明模型通過檢驗；常數(shù)為14.261，B值=0.173，P=0.000，說明學習行為對學業(yè)成就存在顯著的正向影響關系；學習行為能夠解釋學業(yè)成就14.3%的變化。模型公式如下：Y（學業(yè)成就）=14.261+0.173X（學習行為）。

4.學習者特征之間的回歸分析

就學習動機、學業(yè)自我效能感和成就歸因對學習態(tài)度進行回歸分析，結果發(fā)現(xiàn)：學習動機、自我效能感和不可控成就歸因均對學習態(tài)度產生顯著的影響，其中不可控成就歸因對學習態(tài)度有顯著負向影響。這三個變量能夠解釋學習態(tài)度50.8%的變化。得到模型公式：Y=33.386+0.276X1+0.327X2-0.303X3（Y=學習態(tài)度，X1、X2、X3分別代表學習動機、學業(yè)自我效能感和不可控成就歸因）。

（四）學習者特征、學習行為及學業(yè)成就之間的路徑分析

為進一步探究學習者特征對翻轉課堂模式下學業(yè)成就的影響及作用機理，基于以上回歸分析得到的8組影響關系進行路徑分析。盡管回歸分析顯示可控成就歸因和學業(yè)成就有影響關系，但由于相關分析顯示這兩者沒有相關關系，因此在路徑分析時剔除該組。學習態(tài)度-學習行為有相關關系，而回歸分析顯示無影響關系，考慮到不可控歸因對學習態(tài)度的影響關系、不可控歸因對行為的影響關系，在路徑分析中加入了學習態(tài)度影響學習行為的假設。因此，路徑分析中共有8組假設，學業(yè)成就是終端因變量，學習行為和學習態(tài)度既是因變量又是自變量。得到模型擬合指標和路徑圖1。根據(jù)模型擬合的標準，卡方自由度=0.615，（＜3）；P=0.652，（＞0.05）；RMSEA=0.000，（＜0.10）；NFI、IFI、TLI、CFI、GFI、ACFI和NNFI均大于0.9，說明該模型擬合良好。

由路徑圖可知：學習動機和學業(yè)自我效能感對學習態(tài)度產生正向影響，路徑系數(shù)分別為0.411和0.412，影響程度較大，研究假設H1和H9得到證實；而不可控歸因對學習態(tài)度產生顯著負向影響，路徑系數(shù)為-0.295，研究假設H4得到證實。學習態(tài)度對學習行為產生顯著正向影響，路徑系數(shù)為0.215；不可控成就歸因對學習行為有負向影響，路徑系數(shù)為-0.317，研究假設H7和H5得到證實。在學業(yè)成就方面，學業(yè)自我效能感、學習態(tài)度和學習行為均會對學業(yè)成就有顯著的正向影響，這說明研究假設H3、H8和H12成立。

從分析結果可知，學習者特征之間能互相產生影響，學習者特征對學業(yè)成就產生直接影響、也通過影響學習行為繼而對學業(yè)成就產生影響。本文的基本假設得到驗證。

綜上，積極健康的心理、自信樂觀的心態(tài)能促進翻轉課堂教學效果（即學業(yè)成就）的提升。這給教學帶來兩點啟示：第一，在翻轉課堂教學中應進行課程思政。教學中不僅要傳授知識，更要“育人”。要留意學生情感和心理的健康和變化；引導學生樹立正確的價值觀和人生觀、端正學習動機和態(tài)度，促進學生形成自信、樂觀的心態(tài)。這不僅能促進學業(yè)成就的提升，同時也使學生的人格得到健全。第二，在翻轉課堂教學中，采取多樣化的教學方式和方法，調動學生的積極性和主動性，讓學生成為主動學習者、學習熱愛者，從而最終促進翻轉課堂教學模式效果的提升。