海春生　彭藝博　張瑋瑋　朱莉琪

[摘? ?要] 青少年科學素質(zhì)提升行動是全民科學素質(zhì)建設的重要內(nèi)容。本研究采用學生能力國際評價項目的部分公開科學試題測量學生科學成績，并將其作為學生科學素質(zhì)指標，考察了 651名中學生（16.17±0.54歲）的科學認知信念和科學自我效能感在家庭社會經(jīng)濟地位影響學生科學成績中的鏈式中介作用。結果顯示：（1）家庭社會經(jīng)濟地位、科學認知信念、科學自我效能感、學生科學成績相互之間正相關； （2）家庭社會經(jīng)濟地位分別正向影響科學認知信念和科學自我效能感； （3）科學認知信念和科學自我效能感在家庭社會經(jīng)濟地位影響學生科學成績中具有鏈式中介作用。研究提示，可以通過提升科學認知信念和科學自我效能感促進社會經(jīng)濟狀況弱勢學生科學成績和科學素質(zhì)的提高。

[關鍵詞]家庭社會經(jīng)濟地位? ?科學成績? ?科學認知信念? ?科學自我效能感? ?鏈式中介效應

[中圖分類號] B844；N4 [文獻標識碼] A [ DOI ] 10.19293/j.cnki.1673-8357.2023.02.012

近年來，國家密集出臺有關科普和科學素質(zhì)建設的政策文件與規(guī)劃，顯示出國家在戰(zhàn)略層面更加重視全民科學素質(zhì)提升的頂層設計，彰顯了科學素質(zhì)提升對中國式現(xiàn)代化建設和創(chuàng)新驅動發(fā)展的重要性。《全民科學素質(zhì)行動規(guī)劃綱要（2021—2035年）》指出，提升科學素質(zhì)對于增強國家自主創(chuàng)新能力和文化軟實力、建設社會主義現(xiàn)代化強國，具有十分重要的意義?？茖W素質(zhì)，即解決科學相關問題和科學思維的能力，是可以通過學習獲得的一系列技能[1]。青少年時期是科學素質(zhì)提升的重要時期，青少年科學素質(zhì)提升行動是全民科學素質(zhì)建設的重要組成部分。如何有效提升青少年學生的科學素質(zhì)是當前國內(nèi)外教育研究的焦點之一，也是我國基礎教育課程和科學教學改革的重要內(nèi)容。

PISA測評是目前國際科學教育領域最具權威的學生科學素質(zhì)評測項目之一，學生在測評中取得的科學成績代表學生的科學素質(zhì)水平[2]1?？茖W教育是提升學生科學素質(zhì)的主要途徑[3]，科學素質(zhì)包括但不限于科學成績，出于實證研究需要，本文以學生的科學學科成績即科學成績作為學生科學素質(zhì)的操作定義，在本研究中一體考慮其影響因素。PISA的測評結果和測評理念對我國的科學教育具有重要的借鑒意義。目前，我國參與PISA測評項目的區(qū)域和學校分布并不廣泛，同時，我國組織的針對青少年學生科學素質(zhì)狀況的調(diào)查測評和相關實證研究也尚顯不足[4]，有必要對PISA等國際科學素質(zhì)測評項目及其結果進行更多探索，進而為我國青少年科學素質(zhì)的提升提供借鑒和參考。

1文獻回顧

1.1 影響學生科學成績的因素

影響學生學業(yè)成績的因素包括個人因素和社會環(huán)境因素[5]，這些因素構成一個包括個體、家庭、班級、學校和社會5個子系統(tǒng)的復雜大系統(tǒng)[6]。其中，家庭社會經(jīng)濟地位（Socioeconomic Status，SES）是家庭子系統(tǒng)中的一個重要因素，其對于學生學業(yè)成績的影響已經(jīng)得到了很多研究的證實[7-8]。瓦爾貝格（Walberg）通過大規(guī)模調(diào)查的元分析和計量分析，概括出影響學生學業(yè)成績的因素包括3組和9個維度內(nèi)容的研究模型，其中包括家庭SES、個人能力傾向等因素，提出了教育生產(chǎn)力心理學理論（A Psychological Theory of Educational Productivity），并用此理論來解釋學生的學業(yè)成績差異[9]。在科學教育和科學素質(zhì)領域，家庭SES較低的學生往往在經(jīng)濟狀況、社會地位、競爭能力、發(fā)展條件等方面處于弱勢[10]，此外，家庭SES較低的學生通常表現(xiàn)出更低的科學興趣，科學成績或科學素質(zhì)水平也更低[11]。以往研究也在個體層面探討了影響學生科學成績的因素，包括記憶、注意、推理能力等認知因素[12]，以及動機、興趣、意志、信念等非認知或非智力因素[13]。其中，科學認知信念和科學自我效能感對學生科學成績具有直接或間接作用[1-2]。

1.2 家庭SES與學生科學成績的關系

以往研究顯示，家庭對學生學業(yè)成績的影響可能比學校和社區(qū)更重要[7-8]。摩根（Morgan）等對美國7 757名兒童進行縱向抽樣分析的結果表明，低家庭SES的學生和高家庭SES的學生在其發(fā)展的較早階段就已表現(xiàn)出科學學業(yè)成績的差異，且這一差異持續(xù)存在[14]。張文宏和韓鈺分析了代表我國參加PISA 2015測評的中國四省（市）（北京、上海、江蘇、廣東）的學生數(shù)據(jù)，顯示家庭SES對學生科學成績具有直接正向影響，同時可以通過父母的學業(yè)支持、學校選擇、課外輔導、學習態(tài)度和習慣等中介影響學生科學成績[15]。由此可見，家庭因素對學生科學成績具有重要影響，家庭SES較低的學生在科學學業(yè)上面臨的挑戰(zhàn)值得重視。

PISA測評把家庭SES指標位于調(diào)查總人數(shù)的下四分位組（百分位≤25%）的學生稱為社會經(jīng)濟狀況弱勢學生（以下簡稱“弱勢學生”），把位于上四分位組的學生稱為社會經(jīng)濟狀況優(yōu)勢學生（以下簡稱“優(yōu)勢學生”）。PISA 2015報告顯示， 研究表明，相對于優(yōu)勢學生，弱勢學生的科學成績更可能達不到基線水平，具有較低的科學成績，學生個體心理與行為、家庭SES、教師教學、學校的條件和氛圍等因素可能在產(chǎn)生這些差異中起到作用[16]。弱勢學生也可以取得較高的科學成績，成為抗逆學生（resilient student）?？鼓鎸W生指的是弱勢學生中科學成績排名前25%的學生。一些研究者關注促進弱勢學生提升科學成績和轉化為抗逆學生的因素。PISA 2015結果表明，OECD國家平均有29.2%的弱勢學生取得好的科學成績，成為抗逆學生；而PISA 2015中國四?。ㄊ校W生中的該比例為45.3%，居于72個參測國家（地區(qū)）的第8位[17]。本研究關注家庭SES通過哪些學生本人的內(nèi)在、可控、可干預的心理因素影響其科學成績，從而為幫助更多的弱勢學生成為抗逆學生提出教育建議。

1.3 科學自我效能感的作用

學業(yè)自我效能感是影響學業(yè)成績的重要因素，與學業(yè)成績間存在正相關關系[18]?？茖W自我效能感是指學生對自己是否有能力運用科學知識解決實際問題的推測和判斷，既與學生科學成績相關，也會受到父母、教師、同學及重要他人評價和反饋的影響，是PISA 2015測評中一項重要的學生指標。PISA 2015結果表明，科學成績高的學生往往科學自我效能感也高，而具有低科學自我效能感的學生在取得科學成績方面存在高風險；對于同一個國家的學生，科學自我效能感與科學成績正相關[2]67。很多研究發(fā)現(xiàn)，科學自我效能感是影響學生科學成績的關鍵因素之一[19]。2011年的PISA報告也顯示，抗逆學生的科學自我效能感指數(shù)高于弱勢學生0.8標準差[16]，科學自我效能感可以正向預測抗逆學生的科學成績[20]。

1.4 科學認知信念的作用

認知信念是個體對知識的性質(zhì)、組織、來源及其證明標準的表征[21]，它可能直接影響學業(yè)成績，也可能通過作用于成就動機、學習方式等來影響學業(yè)成績[22]。研究表明，認知信念與自我效能感和學業(yè)成績呈正相關關系[23]，而且從小學一直到研究生教育，認知信念與學業(yè)成績都呈正相關關系[24]。

科學認知信念指學生對科學知識本質(zhì)的信念以及對科學探究方法作為一種認知來源的有效性的信念，也是PISA 2015測評中一項重要學生指標，與學生科學自我效能感一起構成學生的科學信念[2]67?？茖W認知信念已經(jīng)被證明與學生獲得新科學知識的能力以及他們的科學成績直接相關；發(fā)展學生的科學認知信念，可以產(chǎn)生高效的學習方法，促進學生成績目標的實現(xiàn)，從而能夠提升學生的科學成績[25]。PISA 2015結果顯示，不同國家學生的科學認知信念與科學素質(zhì)的相關程度有所不同但傾向基本一致，學生的科學認知信念指數(shù)越高，科學成績越高。

2問題提出

赫梅萊夫斯基（Chmielewski）考察了1964—2015年50多年間包括PISA測評在內(nèi)的30項國際大規(guī)模評估，樣本包含了100個國家約580萬名學生，計算學生的父母教育、父母職業(yè)和家庭藏書三個家庭SES指標的90%和10%之間的學生學業(yè)成績的差距，發(fā)現(xiàn)在所考察的三個家庭SES變量中，雖然在家庭SES影響學生學業(yè)成績的增長規(guī)模方面存在巨大的跨國差異，但大多數(shù)樣本國家不同家庭SES的學生成績差距都在增加，研究揭示了學生的認知技能是世界范圍內(nèi)教育分層的一個越來越重要的維度[26]。研究結果提示，在科學教育領域和推進科學素質(zhì)建設中，進一步探討科學認知信念、科學自我效能感等學生個人心理變量在影響學生科學成績中的作用以及在減小不同家庭SES學生科學成績差距中的作用，也顯得很有必要。

以往研究顯示，學生學業(yè)自我效能感受家庭SES的影響[27]，家庭SES也可以通過學業(yè)自我效能感直接或間接地影響學業(yè)成績[28]。有研究者發(fā)現(xiàn)，學業(yè)自我效能感在家庭SES與學業(yè)成績關系中存在中介效應[29]。然而，學業(yè)自我效能感具有學科領域特殊性，對不同學科成績有不同的影響[30]，而對于科學學科領域的學習，研究探討科學自我效能感在家庭SES和學生科學成績間的作用具有現(xiàn)實意義。因此，本文將探討在學生科學學科領域中科學自我效能感的獨特作用。

認知信念受家庭和教育背景的影響，與家庭SES有關[31]。研究發(fā)現(xiàn)，家庭SES較低的學生相比家庭SES較高的學生具有更低水平的認知信念[32]，科學認知信念與科學學習動機和科學成績都呈顯著正相關關系[33]。同時，科學認知信念還與科學自我效能感正相關，在內(nèi)隱科學能力對科學自我效能感和科學成績的影響中起中介作用[34]。然而國內(nèi)鮮有研究同時關注科學認知信念和科學自我效能感對科學成績或科學素質(zhì)的影響，以及這兩個因素在家庭SES影響學生科學成績中所起的作用。雖然我國參加PISA 2015測評學生的科學認知信念中，一些指標處于較高水平，但科學自我效能感較低等因素構成了我國學生存在的相對弱勢，需要受到高度重視和加強[2]67。已有研究發(fā)現(xiàn)，學生科學成績與家庭SES、科學認知信念和科學自我效能感有關，家庭SES對科學認知信念和科學自我效能感也可能存在影響關系，但尚未發(fā)現(xiàn)有研究探討后三者的一體關系及其與學生科學成績可能存在的共同影響的研究。

本研究旨在通過實證研究，考察科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES影響學生科學成績中的作用，期望通過可控、可干預的內(nèi)在心理因素的研究，發(fā)現(xiàn)能激發(fā)學生提升科學成績的內(nèi)在動力和內(nèi)生力量，為提升青少年學生科學成績和科學素質(zhì)的教育實踐提供科學依據(jù)。

3研究設計

依據(jù)前文文獻，本研究參考PISA 2006和PISA 2015的公開試題及PISA 2015學生調(diào)查問卷編制《學生調(diào)查問卷和科學題答卷》，在被試所在學校的支持下，采用以班級為單位集體施測的方式收集數(shù)據(jù)。由經(jīng)過培訓的班主任、科學老師或心理老師向學生講解指導語，發(fā)放調(diào)查問卷和科學題答卷。學生完成后，由負責老師統(tǒng)一收取并交回研究者，研究者據(jù)實錄入系統(tǒng)后使用SPSS 23.0軟件進行統(tǒng)計分析。

3.1 數(shù)據(jù)和變量

本研究選取來自廣東省中山市不同類型的6所學校中的部分高中學生作為被試，共有675名學生參加測試，獲得651份有效數(shù)據(jù)樣本（N=651，平均年齡為16.17±0.54歲），問卷有效率96.44%。其中男生301人，占比46.24%（2人未報性別）。樣本包括1所國家級示范性高中（109人）、3所普通高中（295人）、1所職業(yè)中學和1所中等職業(yè)技術學校（247人），占比分別為16.75%、45.31%和37.94%。調(diào)查問卷中學生父母職業(yè)、父母最高受教育程度、家庭財產(chǎn)3項數(shù)據(jù)中有2項以上（含2項）缺失，科學題答卷中反應項低于6項（含6項），在錄入數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)明顯是隨意或有規(guī)律填寫的視為無效樣本。有效樣本中的缺失值按照本項所有被試平均值或中數(shù)插補[35-36]。

3.1.1 學生科學成績測量

本研究從PISA 2006和PISA 2015的公開試題中選取的科學題包含了9個場景、24道科學題目小題，題目在科學情境、科學知識和科學能力方面的結構和類型基本與PISA 2015測試題的構成比例一致，每小題計6分、全卷總分為144分。對照標準答案由科學老師協(xié)助評分，用以考查學生的科學成績。學生的科學題答卷的克隆巴赫系數(shù)（Cronbachs alpha）為0.86。

3.1.2 家庭SES評定

通過學生調(diào)查問卷收集學生參與者的父母受教育程度、父母職業(yè)、家庭財產(chǎn)等信息[2， 37]。

參考以往文獻中的方法，將父母的最高受教育程度、父母職業(yè)的最高地位、家庭財產(chǎn)這三項指標數(shù)值標準化并進行主成分分析

（principal component analysis，PCA），獲取每個指標的因素負荷，按以下公式計算每個學生的家庭SES變量值（β₁、β₂、β₃為因素負荷，εf 為第一個因子的特征值）：家庭SES=（β₁×Z_{最高受教育程度}+β₂×Z_{職業(yè)最高地位}+β₃×Z_{家庭財產(chǎn)}）/εf。

本研究中的家庭SES得分范圍在：-2.71～2.67，得分越高表示家庭SES越高。

3.1.3? 科學自我效能感測量

采用PISA 2015的科學自我效能感量表測量學生的科學自我效能感[2]67。問卷共有8個題目，每個問題的回答按利克特量表4 級標準計分，有“可以容易做到”“可以花一點力氣做到”“自己很難做到”“自己做不到”4個選項，分別賦值4分、3分、2分、1分。將學生對8個題目的得分相加并將數(shù)據(jù)標準化，創(chuàng)建學生科學自我效能感變量值，得分越高表明學生科學自我效能感越高，對科學的學習更有信心。本研究中科學自我效能感問卷的克隆巴赫系數(shù)為0.87。

3.1.4? 科學認知信念測量

采用PISA 2015的科學認知信念量表測量學生的科學認知信念[2]69。問卷要求學生回答6個問題，每個問題有“非常同意” “同意”“不同意” “非常不同意”4個回答，按利克特量表4級標準分別賦值4分、3分、2分、1分。將學生回答6個問題的得分相加并標準化，得到學生的科學認知信念變量值，得分越高表明學生有更高的科學認知信念，對科學本質(zhì)和科學的來源認識越積極，科學思維能力水平越高。本研究中，科學認知信念問卷的克隆巴赫系數(shù)為0.88。

3.2? 研究方法和模型

本研究按前文所述數(shù)據(jù)處理規(guī)則，依據(jù)實證評定和測量的家庭SES、科學認知信念、科學自我效能感和學生科學成績變量指標，使用SPSS 23.0軟件進行描述和相關、單因子方差、獨立樣本t檢驗及Process v2.16.3鏈式中介效應等統(tǒng)計分析。

依據(jù)前人文獻，本研究基于變量類型和問卷統(tǒng)計分析實務，分析研究變量間的影響關系，提出如下假設和研究模型（見圖1）。

假設1：學生科學成績與家庭SES、科學認知信念、科學自我效能感之間兩兩正相關。

假設2：科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES影響學生科學成績間具有鏈式中介作用。

4實證分析結果

4.1 共同方法偏差檢驗

使用哈曼（Harman）單因子模型檢驗數(shù)據(jù)中單個因子對方差的貢獻程度，結果表明，在把所有變量輸入程序后，按主成分分析法提取出24個特征值大于1的因子，第1個因子解釋的方差為10.56%，遠小于臨界值40%，說明各個變量不存在嚴重的同源偏差[38]。

4.2 各變量的描述性統(tǒng)計分析

4.2.1 社會經(jīng)濟狀況弱勢學生和優(yōu)勢學生

本研究參考PISA測評方法，按家庭SES值劃分弱勢學生和優(yōu)勢學生。把被試的科學題答卷得分標準化，得分位于最高四分之一標準，也就是得分在75%以上的學生為科學成績高水平學生；得分位于最低四分之一標準，也就是得分在25%以下的學生為科學成績低水平學生。能夠克服自身所處的不利成長環(huán)境，具有較高科學成績，也就是科學題答卷得分能夠達到高水平學生標準的弱勢學生，被稱為抗逆學生；得分位于低水平學生標準的弱勢學生被稱為弱勢低成績學生[2]15。

獨立樣本t檢驗的分析表明，弱勢學生的科學成績（M=80.67±24.03）顯著低于優(yōu)勢學生（M=91.56±28.50），t_（315）=-3.72，p<0.001。同時，弱勢學生的科學自我效能感［t_（323）=-4.24，p<0.001］和科學認知信念［t_（320）=-3.64，p<0.001］均顯著低于優(yōu)勢學生。

4.2.2 性別差異比較

采用獨立樣本t檢驗法對學生在各變量上的性別差異進行分析。女生、男生在家庭SES［t_（647）=0.35，p=0.73］和科學認知信念［t（_647）=0.07，p=0.94］指標上的性別差異不顯著；但在科學自我效能感［t_（647）=-2.41，p=0.02，Cohens d=0.01］、科學成績［t_（647）=-3.96，p<0.001，Cohens d=0.02］兩個變量上存在顯著性別差異，女生在科學自我效能感和科學成績指標上低于男生。

4.3 主要研究變量均值、標準差和相關系數(shù)

對主要研究變量及家庭SES組成因素進行描述分析，并檢驗變量間的相關關系，結果見表1，4個變量間呈現(xiàn)兩兩顯著正相關。

此外，家庭SES、科學認知信念、科學自我效能感三個預測變量間的關系沒有高度相關（相關系數(shù)小于0.70），不形成多元共線性關系，說明具備下一步進行影響因素回歸分析和中介分析的前提[36]。

4.4 科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES與學生科學成績間的鏈式中介效應

檢驗科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES影響學生科學成績中的鏈式中介效應?？刂茖W生性別、年齡和就讀學校，把變量分別帶入Process v2.16.3插件模型6，結果顯示：家庭SES直接顯著正向預測科學認知信念［R²=0.03，F(xiàn)_{（4 636）}=4.94***；β=0.15，t=3.82***］，95%CI均不包含0。

家庭SES和科學認知信念共同顯著正向預測科學自我效能感。其中，家庭SES對科學自我效能感顯著正向影響（β=0.14，t=3.61***）；科學認知信念對科學自我效能感正向影響（β=0.09，t=2.37*）。而此時R²=0.05，F(xiàn)_{（5 635）}=6.14***，表明科學自我效能感的5.00%可以被家庭SES和科學認知信念共同解釋。

家庭SES、科學認知信念和科學自我效能感可以共同正向顯著影響科學成績［R²=0.27，F(xiàn)_{（6 634）}=39.03***］，說明科學成績的27.00%可以被家庭SES（β=0.04，t=1.00+）、科學認知信念（β=0.19，t=5.40***）和科學自我效能感（β=0.13，t=3.80***）解釋，表明科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES影響學生科學成績中具有鏈式中介效應，鏈式中介作用成立。

分析數(shù)據(jù)表明，家庭SES與學生科學成績間總效應顯著，β=0.09，p<0.05；但由于控制性別、年齡、就讀學校等變量，直接效應不顯著，β=0.04，p>0.05，說明在家庭SES與學生科學成績間，科學認知信念和科學自我效能感起完全中介作用。

家庭SES通過科學認知信念、科學自我效能感影響學生科學成績有三條路徑。表2顯示了各路徑系數(shù)，三條路徑的95%置信區(qū)間（95%CI）均不包含0，表明模型中的各路徑系數(shù)都是顯著的。同時計算各路徑間接效應占總效應比例的95%CI，也都不包含0，結果顯著。

對以上三條路徑的中介效應進行差異顯著性檢驗。C1（lnd1～lnd2）為路徑一和路徑二的差值，C3（lnd2～lnd3）為路徑二和路徑三的差值，95%CI均不包含0，差異顯著；而C2（lnd1～lnd3）為路徑一與路徑三的差值，95%CI包含0，差異不顯著。分析結果顯示出不同路徑的中介作用不同。

綜上，假設1和假設2均得到驗證?？茖W認知信念和科學自我效能感在家庭SES與學生科學成績間的鏈式中介作用模型見圖2。

5研究結論和討論

本研究考察了科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES與學生科學成績關系中的作用，研究得到如下結論：（1）家庭SES、科學認知信念、科學自我效能感和學生科學成績相互之間正相關；社會經(jīng)濟狀況弱勢學生的科學認知信念、科學自我效能感和科學成績顯著低于優(yōu)勢學生；（2）家庭SES分別正向影響科學認知信念和科學自我效能感，女生的科學自我效能感和科學素質(zhì)低于男生；（3）科學認知信念和科學自我效能感在家庭SES影響學生科學成績中具有鏈式中介作用。

本研究中得出家庭SES與學生科學成績正相關的結論與以往的研究文獻結論基本一致。家庭SES影響學生的教育機會，包括學校的選擇、學生在家中的學習環(huán)境、學生參與各種課外科學學習的條件等；影響學生家長對科學教育的參與態(tài)度和行為，包括家長對學生的支持與鼓勵；影響學生自身科學學習習慣的養(yǎng)成、科學興趣的培養(yǎng)、對科學的態(tài)度等，最終影響學生科學成績，造成社會經(jīng)濟狀況弱勢學生的科學成績低于優(yōu)勢學生。本研究在控制了性別、年齡和學校類別后回歸分析，科學認知信念、科學自我效能感分別在家庭SES與學生科學成績間起完全中介作用；同時，科學認知信念和科學自我效能感一起在家庭SES與學生科學成績間也起完全鏈式中介作用，這可能是由于不同類學校一般是按學業(yè)成績標準招收學生的，而學生科學成績和學業(yè)成績一樣受家庭SES影響。

本研究中被試的科學自我效能感指標與PISA 2015測評中中國四?。ㄊ校W生的數(shù)據(jù)基本一致；而女生的科學自我效能感又低于男生，科學素質(zhì)也比男生低。這表明我國學生科學自我效能感還有很大的提升空間，需要得到重視，同時要更加重視女生在科學學習方面自我效能感和科學成績的提升。值得注意的是，有研究也發(fā)現(xiàn)了女生比男生的科學自我效能感更強，這一結果與本研究有所差異[39]，這可能由不同文化背景或環(huán)境導致，未來的研究可以進一步比較不同文化背景下科學自我效能感的性別差異。對于科學認知信念，本研究中學生科學認知信念水平普遍較高，且性別差異不顯著，與PISA 2015的結論一致[2]69。研究結果顯示，弱勢學生的科學自我效能感和科學認知信念水平與優(yōu)勢學生差異顯著，反映了家庭SES對學生科學自我效能感和科學認知信念的預測作用。

科學認知信念和科學自我效能感是重要的心理因素，相對于外部因素，屬于可以控制并干預的主觀因素。已有研究表明，科學認知信念和科學自我效能感可以通過教育而改變[31， 39]，本研究也發(fā)現(xiàn)家庭SES對科學認知信念和科學自我效能感的正向影響，科學認知信念和科學自我效能感對學生科學成績的正向影響以及二者在家庭SES影響學生科學成績中具有鏈式中介作用。因此，在實踐層面，可從科學認知信念與科學自我效能感兩個維度提升學生科學成績，尤其關注社會經(jīng)濟狀況弱勢學生科學成績的提升。

由于研究條件和調(diào)查研究期間新冠疫情等的影響，本研究樣本具有一定局限性。未來研究可進一步擴大研究樣本，進一步驗證本研究結果，并納入更多變量，全面考察影響學生科學成績提升的因素，探討更多提升學生科學素質(zhì)的路徑。

6結語

近年來，我國在促進教育公平均衡、推動城鄉(xiāng)教育一體化等方面做了很多努力，科學館等公眾科普教育平臺和設施持續(xù)更新，科普教育產(chǎn)品不斷豐富，學校科普活動室和科學專職教師配置不斷完善，在很大程度上為家庭SES較低學生的科學成績提升創(chuàng)造了一些必要條件。政府和社會還要進一步營造科學教育的氛圍，更加重視科普場館和科普陣地建設，尤其是兼顧不同經(jīng)濟發(fā)展條件地區(qū)的均衡，特別要關注家庭SES弱勢學生的需求，通過各種形式加強科普宣傳，為學生科學知識水平和科學實踐能力的提高打下基礎。學校和教育者要更加關注家庭SES較低學生的科學成績狀況，在科學課程學習、參加科學實踐活動等方面給予他們更多的引導，激發(fā)他們科學學習的信念和效能感，并通過家長學校課堂等方式引導家長支持和鼓勵學生的科學學習，并認可學生的努力，從小保護和激發(fā)學生的科學探究精神。學生要主動從科學的本質(zhì)出發(fā)去理解科學知識及其來源，主動樹立正確的科學認知信念；同時充分發(fā)揮學生自身學習科學的主觀能動性，端正科學態(tài)度，培養(yǎng)科學興趣，認識學習科學的重要性，找到適合自己的學習方法并增加科學學習時間的投入，從逐步取得的成績中提升自己對學習科學知識和提升科學能力的自信心，提升科學自我效能感。通過國家、社會、學校、家庭和學生本人的共同努力，讓外因通過內(nèi)因起作用，使更多的弱勢學生有機會成為抗逆學生，并實現(xiàn)學生科學成績的均衡提升，為我國全民科學素質(zhì)提升目標的實現(xiàn)貢獻力量。

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（編輯 顏燕 袁博）