感知的父母及教師支持與學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機：學(xué)習(xí)興趣和自我效能感的多重中介作用 *

孫小堅 宋乃慶 梁學(xué)友

(1 西南大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，重慶 400715) (2 西南大學(xué)基礎(chǔ)教育研究中心，重慶 400715)

(3 中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心西南大學(xué)分中心，重慶 400715) (4 西南大學(xué)附屬中學(xué)，重慶 400715)

1 問題提出

近年來涵蓋了科學(xué)、技術(shù)、工程、藝術(shù)和數(shù)學(xué)的STEAM（science, technology, engineering, art,and mathematics）教育受到研究者的青睞。STEAM教育是任意兩門或多門學(xué)科間的有機整合（National Academy of Engineering and National Research Council,2014），有利于專業(yè)型和綜合型人才的培養(yǎng)，因而得到快速發(fā)展。在促進STEAM 教育的發(fā)展過程中，培養(yǎng)學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)動機是一種重要方法，STEAM 學(xué)習(xí)動機是誘發(fā)和維持個體STEAM 學(xué)習(xí)行為的內(nèi)在動力（Rosenzweig & Wigfield, 2016），推動個體的學(xué)習(xí)過程（Schunk, Meece, & Pintrich,2014），也是有效教學(xué)的重要組成部分（Christophel,1990）。

學(xué)習(xí)動機包括認知、情感和行為三個方面（Schunk et al., 2014），其中認知強調(diào)學(xué)生的目標(biāo)、計劃和期望等，情感強調(diào)學(xué)生的興趣和喜好等（Pintrich, Smith, Garcia, & McKeachie, 1991），行為則強調(diào)學(xué)生對學(xué)習(xí)活動的選擇和堅持性（Maehr,1976）。Maehr 使用持續(xù)性動機（continuing motivation）來表征該行為層面，持續(xù)性動機是指學(xué)生放學(xué)后繼續(xù)跟進其在課堂期間所接觸的任務(wù)或從事與課堂任務(wù)相關(guān)的課外活動的行為模式，該行為模式不受外界壓力和約束的影響。其表征的是學(xué)習(xí)經(jīng)歷在多大程度上可以培養(yǎng)學(xué)生學(xué)習(xí)的持續(xù)性意愿，而不只是在特定時間學(xué)習(xí)到的知識（Maehr, 1976）。持續(xù)性動機強調(diào)個體的行為不受外界壓力和約束的影響，這與內(nèi)部動機有相似之處，多數(shù)情況下的持續(xù)性動機屬于內(nèi)部動機（Fortus &Vedder-Weiss, 2014）。另外，持續(xù)性動機還強調(diào)個體的活動選擇和堅持性等行為，而非使個體產(chǎn)生某行為的念頭、態(tài)度或興趣，因此，持續(xù)性動機與其他動機構(gòu)念如內(nèi)部動機和興趣等存在不同之處（Fortus & Vedder-Weiss, 2014； Maehr, 1976）。動機的行為層面對培養(yǎng)學(xué)生綜合實踐能力、真實問題解決能力、以及對未來STEAM 職業(yè)和專業(yè)發(fā)展均有重要影響，因而有必要對其進行探討（Dou,Hazari, Dabney, Sonnert, & Sadler, 2019）。

以往研究表明，影響學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)動機的因素較多，其中父母和教師支持、學(xué)習(xí)興趣以及自我效能感等因素的影響較為明顯（Christensen,Knezek, & Tyler-Wood, 2015；Schunk et al., 2014；Vedder-Weiss & Fortus, 2013；Wentzel & Brophy,2014）。下面將具體闡述這些因素與STEAM 學(xué)習(xí)動機（特別是持續(xù)性動機）間的關(guān)系。

1.1 學(xué)習(xí)興趣與STEAM 持續(xù)性動機

學(xué)習(xí)興趣是使個體認識和研究某事物，從而獲得知識的心理特征，是推動人們進行求知的內(nèi)部力量，也是個體終身學(xué)習(xí)的重要支撐（李淼云,宋乃慶, 盛雅琦, 2019； 李淼云, 宋乃慶, 俞向軍,2019）。學(xué)習(xí)興趣會影響學(xué)生的STEAM 持續(xù)性動機（Herndon, 1987； Sha, Schunn, Bathgate, & Ben-Eliyahu, 2016； Shernof & Hoogstra, 2001； Story &Sullivan, 1986）。Herndon 的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)在教學(xué)中激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣時，其持續(xù)性動機的強度明顯高于未激發(fā)學(xué)習(xí)興趣的學(xué)生。另外Sha 等對6年級學(xué)生的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生的科學(xué)學(xué)習(xí)興趣對其科學(xué)活動的選擇（持續(xù)性動機）和參與情況具有顯著的正向預(yù)測作用。

1.2 自我效能感與STEAM 持續(xù)性動機

自我效能感是個體對自身能夠順利完成某任務(wù)以達到既定目標(biāo)的一種信念，是對自身能力水平的認識。Bandura（1997）發(fā)現(xiàn)自我效能感對學(xué)習(xí)動機的成分（如活動選擇、努力水平、毅力和情感反應(yīng)等）有顯著影響。自我效能感作為持續(xù)性動機的關(guān)鍵成分，其對學(xué)生的持續(xù)性動機同樣具有積極作用（Garcia & Pintrich, 1996）。Artino（2009）探討了大學(xué)生的動機信念（自我效能感等）對其選擇STEAM 相關(guān)課程的持續(xù)性動機的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我效能感對持續(xù)性動機具有顯著預(yù)測作用，自我效能感能夠正向預(yù)測學(xué)生選擇STEAM 課程的持續(xù)性動機。另外，Sha 等（2016）的研究發(fā)現(xiàn)學(xué)生的科學(xué)自我效能感對其在科學(xué)相關(guān)活動的選擇和參與情況均具有顯著的正向預(yù)測作用，并且自我效能感對活動選擇的預(yù)測作用要強于其對活動參與的預(yù)測作用。

1.3 父母支持與STEAM 持續(xù)性動機、學(xué)習(xí)興趣及自我效能感

父母是家庭教育中的主要執(zhí)行者，其言傳身教對子女學(xué)習(xí)習(xí)慣、學(xué)習(xí)品質(zhì)的養(yǎng)成有直接的作用。Vedder-Weiss 和Fortus（2013）探討了以色列五至八年級學(xué)生感知的社會支持（包括父母、同伴、教師及學(xué)校支持）和學(xué)生STEAM 投入程度及學(xué)習(xí)目標(biāo)間的關(guān)系，結(jié)果表明學(xué)生感知的父母和教師支持可以很好地預(yù)測學(xué)生參與STEAM 相關(guān)活動的動機。此外，Christensen 等（2015）的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，父母及家庭成員的支持可以顯著預(yù)測學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)興趣。與此同時，劉小先、龔少英、周治金、封曉偉和于全磊（2020）的研究發(fā)現(xiàn)，父母的自主性支持有利于提高子女在創(chuàng)造力方面的自我效能感。再者，Sha 等（2016）對學(xué)生感知的家長支持、科學(xué)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感的關(guān)系進行探討，結(jié)果發(fā)現(xiàn)感知的家長支持可以顯著正向預(yù)測學(xué)生的科學(xué)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感。

1.4 教師支持與STEAM 持續(xù)性動機、學(xué)習(xí)興趣及自我效能感

教師是課堂班級活動的組織者和管理者，也是教學(xué)活動的執(zhí)行者和直接參與者，其對學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)有重要影響。Pascarella，Walberg，Junker 和Haertel（1981）的研究發(fā)現(xiàn)教師的鼓勵和支持對青少年科學(xué)學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機具有顯著影響。教師提供的鼓勵和支持越多，則學(xué)生科學(xué)學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機越強。Wentzel 和Brophy（2014）也指出，當(dāng)同時考慮學(xué)生所感知到的源自父母、教師和同伴支持時，學(xué)生感知到的教師支持與其學(xué)習(xí)動機的直接聯(lián)系更加密切。而張佳佳、李紅霞、張明亮、趙曉萌和司繼偉（2019）則發(fā)現(xiàn)，兒童感知到的教師支持對其數(shù)學(xué)自我效能感具有顯著影響，教師支持水平越高，則數(shù)學(xué)自我效能感也越高。

雖然以往研究在對學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)動機進行了較為豐富的探索，但這些研究多針對動機的認知和情感層面，只有少量研究對STEAM 學(xué)習(xí)動機的行為層面進行了探討（Luo, Wang, Liu, & Zhou,2019）；另外，以往研究雖然對家庭支持或教師支持、學(xué)習(xí)興趣、自我效能感和持續(xù)性動機之間的關(guān)系進行了初步探討，但一方面，研究多針對STEAM 學(xué)科中的單個學(xué)科（如科學(xué)或數(shù)學(xué)）進行研究；另一方面，多數(shù)研究對部分變量進行了研究，尚未對以上五個變量之間的作用機制進行系統(tǒng)性研究?；诖耍狙芯繉⑼瑫r研究以上變量對STEAM 學(xué)習(xí)動機行為層面的影響。

基于上文的文獻綜述，并考慮到家庭經(jīng)濟社會文化地位（ESCS）和性別可能會影響STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機。本文提出假設(shè)（見圖1）：（1）感知的父母和教師支持對學(xué)習(xí)興趣、自我效能感和STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機會產(chǎn)生影響；（2）學(xué)習(xí)興趣和自我效能感會影響STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機；（3）學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機間起多重中介的作用；（4）學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的教師支持和STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機間起多重中介的作用。

圖 1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

PISA2015 收集了北京、上海、江蘇和廣東四省市共9841 名學(xué)生的問卷作答數(shù)據(jù)，剔除存在缺失的數(shù)據(jù)后，最終保留7426 名學(xué)生。學(xué)生分別來自268 所學(xué)校，各學(xué)校人數(shù)在2 到40 人之間。學(xué)生年齡范圍為15～16 歲；其中女生3571 名（占比48.1%），男生3855 名（占比51.9%）；另外，學(xué)生依次分布在7 至12 年級，各年級的人數(shù)分別為46 人（0.6%）、415 人（5.6%）、3661 人（49.3%）、3172 人（42.7%）、128 人（1.7%）和4 人（0.1%）。

2.2 變量選取

2.2.1 STEAM 持續(xù)性動機

學(xué)生的STEAM 持續(xù)性動機由其在廣義科學(xué)活動中的參與情況給予表征，PISA 中的廣義科學(xué)包括物理、化學(xué)、植物生物學(xué)、人類生物學(xué)、天文、地理、實驗設(shè)計方法，以及科學(xué)解釋現(xiàn)象等主題（Bybee & McCrae, 2011）。問卷共有9 道題測量該變量，4 級計分。該子量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。

2.2.2 STEAM 學(xué)習(xí)興趣

PISA2015 使用5 道題測量STEAM 學(xué)習(xí)興趣，4級計分，從“強烈不同意”“不同意”“同意”到“強烈同意”分別計為1～4。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.95。

2.2.3 STEAM 自我效能感

PISA2015 使用8 道題測量STEAM 自我效能感，4 級計分，從“很容易解釋”“需花費一些精力解釋”“需較多精力解釋”到“無法解釋”分別計為1～4。該子量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89。

2.2.4 感知的父母支持

PISA2015 使用4 道題測量其感知的父母支持情況，4 級計分，從“強烈不同意”“不同意”“同意”到“強烈同意”分別計為1～4。該子量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

2.2.5 感知的教師支持

PISA2015 通過向?qū)W生咨詢教師在課堂教學(xué)中提供的支持性教學(xué)行為的發(fā)生頻率來測量其感知的教師支持，該變量由5 道題組成，每道題有4 個等級，分別為“每一節(jié)課”“絕大多數(shù)課”“一些課”和“從不或幾乎沒有”。該子量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

2.2.6 家庭經(jīng)濟社會文化地位和性別

本研究將ESCS 和學(xué)生性別作為控制變量。ESCS 平均得分為-0.82，標(biāo)準(zhǔn)差為1.11。

2.3 數(shù)據(jù)分析

先使用SPSS22.0 進行數(shù)據(jù)清理，之后計算各子量表的Cronbach’s α 系數(shù)和進行描述統(tǒng)計分析。然后使用Mplus6.12 進行共同方法偏差檢驗和結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差

PISA 對可能存在的共同方法偏差使用了程序控制方法，在進行數(shù)據(jù)收集時強調(diào)了作答無對錯之分，同時也明確了對學(xué)生的私密信息進行保密。本研究還采用基于驗證性因素分析（CFA）的標(biāo)簽變量法進行共同方法偏差的檢驗，根據(jù)湯丹丹和溫忠麟（2020）總結(jié)的檢驗思路，研究先尋找與感知的父母和教師支持、學(xué)習(xí)興趣、自我效能感和持續(xù)性動機五個實質(zhì)變量不相關(guān)的標(biāo)簽變量，考慮到實際中難以找到與實質(zhì)變量完全不相關(guān)的標(biāo)簽變量，對此，研究對PISA 中各變量進行相關(guān)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)學(xué)生對環(huán)境問題的關(guān)注度這一變量與五個實質(zhì)變量間的相關(guān)（0.07～0.15）整體較低，因此本研究將環(huán)境問題關(guān)注度作為標(biāo)簽變量。表1顯示了各檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合情況，其中，CFA 模型為含五個實質(zhì)變量和一個標(biāo)簽變量組成的一階驗證性因素分析模型；基線模型B 是在CFA 模型基礎(chǔ)上，將標(biāo)簽變量的因素載荷限定為CFA 模型中的非標(biāo)準(zhǔn)化載荷，且標(biāo)簽變量與實質(zhì)變量間的相關(guān)限定為0，各實質(zhì)變量的載荷和相關(guān)自由估計；模型U 是在基線模型B 的基礎(chǔ)上，增加標(biāo)簽變量對五個實質(zhì)變量所含題目的載荷并自由估計這些新增的載荷值；模型R 是在模型U的基礎(chǔ)上，限定各實質(zhì)變量在各自測驗題目上的載荷值為基線模型B 中的非標(biāo)準(zhǔn)化載荷（湯丹丹,溫忠麟, 2020）。由表1可知，基線模型和模型U之間的差異顯著，而模型U 和模型R 差異不顯著，說明測驗存在共同方法變異情況，但其共同方法偏差不嚴(yán)重。

表 1 各檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合結(jié)果及對比情況

3.2 描述統(tǒng)計

表2呈現(xiàn)了各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，男女生在感知的父母支持和教師支持、STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感上的均值差異比較小，而在持續(xù)性動機上的均值差異較其他變量稍大，男生的均值略高于女生。年齡在五個變量上的均值差異相對比較小，16 歲學(xué)生的均值稍微低于15 歲學(xué)生的均值。

表 2 各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果（M±SD）

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果

通過對假設(shè)模型進行SEM 分析，發(fā)現(xiàn)模型擬合結(jié)果相對較差，修證指標(biāo)顯示持續(xù)性動機中第7題和第8 題的誤差項之間可能存在較高的相關(guān)；在增加此誤差項的相關(guān)后，發(fā)現(xiàn)模型的擬合情況為：χ2=10638.20，p＜0.001，df=484，CFI=0.93，TLI=0.93，RMSEA=0.05，SRMR=0.07，模型可以較好地擬合數(shù)據(jù)（Ozel, Caglak, & Erdogan, 2013）。下面將呈現(xiàn)具體的參數(shù)估計結(jié)果（見圖2和圖3）。

3.3.1 因素載荷估計值

圖2呈現(xiàn)了SEM 中測量模型因素載荷的估計結(jié)果。各觀測指標(biāo)在感知的父母支持上的因素載荷在0.59 到0.83 之間；5 個觀測指標(biāo)在感知的教師支持上的因素載荷在0.77 到0.83 之間；在學(xué)習(xí)興趣上的因素載荷則均在0.83 以上；自我效能感變量的因素載荷在0.67 到0.76 之間；最后，各測量指標(biāo)在STEAM 持續(xù)性動機變量上的因素載荷則在0.65 到0.85 之間。所有載荷值均在0.001 的水平上達到顯著。說明這些測量指標(biāo)可以較好地表征研究所預(yù)測量的各個潛在特質(zhì)。

3.3.2 路徑分析結(jié)果

圖3呈現(xiàn)了SEM 中結(jié)構(gòu)模型的估計結(jié)果?？梢?，在控制ESCS 和性別的條件下，得到以下結(jié)果：（1）學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感均能夠顯著地正向預(yù)測持續(xù)性動機；（2）感知的教師支持顯著地正向預(yù)測學(xué)習(xí)興趣、自我效能感以及持續(xù)性動機；（3）感知的父母支持可顯著預(yù)測學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣和自我效能感；（4）感知的父母支持對其持續(xù)性動機的直接預(yù)測作用不顯著。綜合結(jié)果（1）和（2）可知，學(xué)習(xí)興趣和自我效能感可能在感知的教師支持和持續(xù)性動機間起部分中介作用。而綜合結(jié)果（1）、（3）和（4）可知，學(xué)習(xí)興趣和自我效能感可能在感知的父母支持和持續(xù)性動機間起完全中介作用。此外，感知的父母支持、感知的教師支持、STEAM 學(xué)習(xí)興趣、自我效能感、E S C S 和性別可解釋學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)持續(xù)性動機26%[（1-0.74）×100%]的方差變異。

圖 2 測量模型中因子載荷估計值

圖 3 結(jié)構(gòu)模型中路徑系數(shù)估計值

3.3.3 中介效應(yīng)檢驗

圖3發(fā)現(xiàn)STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和持續(xù)性動機中可能起中介作用。對此，使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 方法重復(fù)抽樣1000 次進行中介效應(yīng)檢驗（溫忠麟, 葉寶娟, 2014）。在此之前，研究檢查了在排除自我效能感和學(xué)習(xí)興趣二者之后，感知的父母和教師支持對持續(xù)性動機的影響，發(fā)現(xiàn)模型可以較好地擬合數(shù)據(jù)（χ2=7034.41,df=165, CFI=0.92, TLI=0.91,RMSEA=0.05, SRMR=0.08），且感知的父母和教師支持均能顯著預(yù)測學(xué)生的持續(xù)性動機，二者的預(yù)測系數(shù)分別為0.08 和0.19。中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果如表3所示，各中介路徑的估計值在0.05 水平上均達到顯著。由表3可知，首先感知的父母支持對其持續(xù)性動機的預(yù)測作用將完全由學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者實現(xiàn)，即此二者在感知的父母支持和持續(xù)性動機二者間起著完全中介作用。其次，學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者在感知的教師支持和持續(xù)性動機之間還起著部分中介作用，即感知的教師支持對STEAM 持續(xù)性動機的一部分影響會經(jīng)由學(xué)習(xí)興趣和自我效能感給予實現(xiàn)。最后，學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和持續(xù)性動機之間（對比中介效應(yīng)A）、以及感知的教師支持和持續(xù)性動機之間（對比中介效應(yīng)B）的中介效應(yīng)大體相當(dāng)。

表 3 中介效應(yīng)估計值及其95%置信區(qū)間

4 討論

鑒于STEAM 持續(xù)性動機在培養(yǎng)學(xué)生綜合實踐能力、真實問題解決能力方面起到重要作用，因此分析影響學(xué)生STEAM 持續(xù)性動機的因素對于教育工作者有針對性地培養(yǎng)和維持學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的相關(guān)動機具有重要的意義。

4.1 STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感起中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和其STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機之間起著完全中介作用。換言之，當(dāng)不考慮STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感兩個變量時，感知的父母支持可以顯著預(yù)測學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機，該結(jié)果與以往研究一致（Christensen et al., 2015； Vedder-Weiss & Fortus, 2013）；而當(dāng)考慮二者時，感知的父母支持的直接預(yù)測作用將不再顯著，而是通過學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者對持續(xù)性動機起間接預(yù)測作用，該結(jié)果與Sha 等（2016）的研究結(jié)果一致。說明感知的父母支持對學(xué)生STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機的預(yù)測作用經(jīng)由學(xué)習(xí)興趣和自我效能感二者來實現(xiàn)，其本身對持續(xù)性動機將不再起直接作用。此外，學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的教師支持和其STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機之間起著部分中介的作用，即感知的教師支持對持續(xù)性動機的影響既會通過自身直接起預(yù)測作用，還會經(jīng)由STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感間接地起預(yù)測作用，該結(jié)果與前人研究結(jié)果一致（Cox & Williams, 2008）。

4.2 教師支持比父母支持重要，但自身特質(zhì)更加重要

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是否包含學(xué)習(xí)興趣和自我效能感，感知的教師支持對學(xué)生持續(xù)性動機的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測系數(shù)均要高于感知的父母支持對持續(xù)性動機的標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測系數(shù)，說明教師支持對持續(xù)性動機的貢獻可能要大于父母支持對持續(xù)性動機的貢獻度，前人研究也得到相似結(jié)果（唐芹等, 2013）。雖然感知的教師支持對學(xué)生持續(xù)性動機的作用較父母支持貢獻度更大，但學(xué)生的STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感對其STEAM 持續(xù)性動機的預(yù)測作用比感知的教師支持更加顯著，說明學(xué)生自身因素對其STEAM學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機來說更加重要?，F(xiàn)代動機理論（如自我決定理論）可用于解釋該結(jié)果（Schunk et al., 2014）。自我決定理論指出外部刺激（如父母和教師支持）若要對個體的最終行為產(chǎn)生影響，都需要經(jīng)過個體內(nèi)部的認知加工，通過認知加工形成對外部刺激的認識，個體基于這些認識來做出是否產(chǎn)生某行為的決定（Ryan &Deci, 2000）。此外，初中階段的學(xué)生處于自我意識快速成長期，其思維或行為上的主體性日漸發(fā)展，使學(xué)生更愿意按照自己的想法去判斷和控制自己的行為，而非外在刺激（林崇德, 2009）?？梢姡鄬τ谄渌麃碓吹闹С?，個體自身的心理特質(zhì)和想法對其學(xué)習(xí)行為有著更加重要的作用。

4.3 研究展望

本研究探討了感知的父母和教師支持、STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感對STEAM 學(xué)習(xí)的持續(xù)性動機的影響，有利于加深人們對STEAM 理念的認識和了解。當(dāng)然，研究還存在進一步探索的地方：（1）本研究選取的預(yù)測變量只能解釋持續(xù)性動機的部分變異，未來研究可考慮其他變量對持續(xù)性動機的影響，以進一步明晰持續(xù)性動機的影響因素，為后續(xù)的動機提升策略提供參考。（2）本研究使用了北京、上海、江蘇和廣東的學(xué)生數(shù)據(jù)，其結(jié)果僅適用于經(jīng)濟較為發(fā)達地區(qū)的學(xué)生；未來研究可選取更具代表性的學(xué)生樣本以得出更具普適性的結(jié)果。（3）本測驗數(shù)據(jù)為自我報告數(shù)據(jù)，如此，作答結(jié)果可能受社會贊許效應(yīng)的影響，導(dǎo)致可能出現(xiàn)較大的共同方法偏差。本研究使用基于CFA 的標(biāo)簽變量法檢驗共同方法偏差，并選擇了學(xué)生對環(huán)境問題的關(guān)注度作為標(biāo)簽變量，但該變量是否為理想的標(biāo)簽變量還需要進一步驗證。

5 結(jié)論

（1）學(xué)生感知的父母和教師支持對STEAM學(xué)習(xí)興趣和自我效能感具有正向預(yù)測作用；（2）STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的父母支持和STEAM 持續(xù)性動機間起完全中介作用；（3）STEAM 學(xué)習(xí)興趣和自我效能感在感知的教師支持和STEAM 持續(xù)性動機間起部分中介作用。