初三学生好奇心对主观学业负担的影响：有调节的中介模型

唐文君

一、前言

近年来，学业负担过重的现象依然存在，2018 年7 月，教育部基础教育质量监测中心发布我国首份《中国义务教育质量监测报告》，报告显示，“学生家庭作业时间过长，参加校外学业辅导班比例较高，学习压力较大，建议实施校内外综合治理，减轻学生过重课业负担”。过重学业负担不仅影响学生的学业状况，更会对学生身心造成不利影响。“减负”一直是政府、社会关注的热点难点问题，统计表明，1981 年至2013 年间，我国颁布的有关学业负担的政策文本高达80 余项[1]。2018 年12 月，教育部等九部门联合印发《中小学生减负措施（减负三十条）》，从学校、社会、家庭、政府角度制定减负措施[2]。与此同时，学术界也在积极探索影响学业负担的主要因素[3-5]。

学业负担是指“学生在承担学校教育的学习任务、达成学校教育目标过程中所承载的生命的消耗以及个体对这种消耗的认知和感受”[6]。学业负担既包括学生上课时间、作业时间、睡眠时间等客观层面，也包括学生的学业压力、对课业质量和难度的感受等主观体验[7]。但是不同学生的学业负担差异主要体现在对学业负担的主观感受上，对于同样时长的学习时间，因学生个体情况不同，有些学生认为是负担，有些学生则并不认为是负担，不能仅以作业时间等客观因素判断学业负担的轻重[8，9]。影响学生主观学业负担的因素复杂多样，学习时间、作业量、睡眠时间、体育锻炼时间、教师教学效能、学习兴趣、学习态度、学习焦虑、学习效能、认知负荷等都会在一定程度上影响学业负担[10-15]。值得注意的是，大部分研究者认为，学习时间、作业量、睡眠时间等客观因素并不是学生产生学业负担的根源因素，单纯降低学生学习时间、作业量仅能“治标”，并不能“治本”[16，17]。因此，在讨论如何减轻学生过重的学业负担时，不是简单的“减量”，而应是“提质”。这就需要深入分析影响学生主观学业负担的重要因素。

学习兴趣是个体以学习需要为基础探求知识的心理倾向，是个人活动的内在动力[18]。研究发现，学生学习兴趣与学业负担呈现显著相关性，学习兴趣高的学生学业负担感受相对偏低[19]。提升学生的学习兴趣对减轻学生主观学业负担具有积极作用。好奇心作为学习兴趣的重要表现[20]，是个体想对新事物进行探究的心理倾向，是个体重要的内在动机之一[21]，很可能是影响主观学业负担的重要内在因素。较高好奇心的学生会积极主动地探索知识，有较高的学习热情，能够主动且持久进行学习，学业负担主观感受可能较轻。

教师教学效能包括个人教学效能和一般教学效能两个维度，个人教学效能是教师对影响学生学习的个人能力的信念，一般教学效能是教师对教育是否能改变学生成绩的信念[22]。研究发现，教学效能可以有效减轻学生的主观学业负担感受[23]。罗生全等人发现处于较高层次教学效能的小学和初中教师所教授的学生体验到的学业负担更低[24]。学生的课堂满意度是学生对任课教师课堂教学满意的主观感受，是教师教学效能评价的重要指标，也可能是影响学业负担的重要内在因素，学生对教师课堂满意度越高，感知到的主观学业负担可能越轻。

根据生态系统理论，影响学生行为的各个系统之间不是独立起作用的，而是相互作用的[25，26]。施铁如从理论层面构建的学业负担模型提出，“学业负担是学生学习任务、学习时间、学生素质、教师授课质量等因素交互作用的结果，各因素不是孤立的直接对学业负担起作用，而是交互作用合力对学业负担产生影响。”[27]前人研究更多关注于学习兴趣、教师教学效能对学业负担的直接影响，或从理论层面探讨影响学业负担因素间的交互作用，关于好奇心和课堂满意度与学业负担的交互作用的实践研究较少。因此本研究提出假设一：好奇心和课堂满意度对主观学业负担存在直接影响，且课堂满意度在好奇心和主观学业负担之间起中介作用。

社会角色理论认为，不同性别的个体可能因为社会对个体的角色期望和个体对自身的信念导致社会行为存在差异[28]。已有研究发现，男生的主观课业负担显著高于女生[29，30]。男女生在面对学业负担时，可能采取不同的应对方式，导致影响学业负担的内在机制存在差异。因此，本研究提出假设二：性别对“好奇心-课堂满意度-主观学业负担”的中介效应可能存在调节作用，并探究具体的调节作用模式。

本研究在上述文献分析基础上，基于社会角色理论，构建一个有调节的中介模型，探讨初三学生好奇心对学生主观学业负担的影响，重点探索课堂满意度在好奇心与学生主观学业负担之间的中介效应，以及性别对中介效应的调节机制。以助于寻找减轻学生过重课业负担的关键因素，促进学生身心健康发展。

图1 本研究的假设模型

二、方法

1.被试

2018 年初， 从C 市随机抽取181 所初中，共8427 名初三学生， 按照问卷填写选项相同数高于90%的标准剔除被试，最后得到有效被试7728 名，其中男生3990 名（51.63%），女生3738 名（48.37%）。

2.研究工具

（1）《学生主观学业负担问卷》

采用自编问卷，包含学生对课业质量的感受与看法、学生对课业难度的感受与看法和学生的学习压力三个维度，共18 个项目。问卷采用李克特五点计分方式，问卷得分越高表明学生主观学业负担感受越低。该问卷的Cronbach α 系数为0.876。

（2）《初中生好奇心问卷》

采用自编问卷，共6 个项目。问卷采用李克特五点计分方式，问卷得分越高表明学生好奇心越高。该问卷的Cronbach α 系数为0.704。

（3）《课堂满意度问卷》

采用自编问卷，共7 个项目。问卷采用李克特五点计分方式，问卷得分越高表明学生课堂满意度越高。该问卷的Cronbach α 系数为0.872。

3.数据统计

采用spss20.0 进行数据统计和分析。

三、结果

1.共同方法偏差检验

由于使用同类测量工具易产生的共同方法偏差，为了检验该种偏差是否会对本研究产生显著的影响，采用Harman 单因素法加以检验。其原理是，对所有涉及的变量进行因素分析，如果所用变量能够析出一个因子，或者单个因子可以解释大部分变异，则说明共同方法偏差较为严重[31]。本研究对所有问卷项目进行因素分析，发现第一个因子的解释变异量为30.86%，低于经验值40%，说明本研究并未出现共同方法偏差现象。

2.好奇心、课堂满意度、主观学业负担基本情况

对好奇心、课堂满意度、主观学业负担进行相关分析，结果显示，三者呈显著正相关。对男女生主观学业负担进行独立样本T 检验，结果显示，男女生主观学业负担均值存在显著差异（t=8.45，df=7725.98，p<0.001），因主观学业负担值越高，表示学生主观学业负担感受越轻，因此，男生的主观学业负担感受显著高于女生。

表1 好奇心、课堂满意度、主观学业负担相关分析

表2 男女生主观学业负担状况

3.中介效应检验

为检验课堂满意度的中介作用，对好奇心、课堂满意度和主观学业负担进行标准化处理， 采用Hayes 开发的PROCESS V3.3 Model 4 进行中介作用分析[32]。结果显示，好奇心对主观学业负担的直接效应显著且通过课堂满意度对主观学业负担的间接效应显著，课堂满意度在好奇心与主观学业负担间具有部分中介作用。Bootstrap 检验显示中介效应显著，95%置信区间为[0.31，0.34]，中介效应为0.32，占总效应的71.06%。

表3 课堂满意度的中介效应检验

4.有调节的中介模型检验

为检验性别（女生0，男生1）的调节作用，采用Process V3.3 Model 59 进行分析。结果显示，好奇心*性别对课堂满意度的负向预测作用显著，课堂满意度*性别对主观学业负担的负向预测作用显著，但是好奇心*性别对主观学业负担的预测作用不显著。即性别在“好奇心-课堂满意度-主观学业负担”中介过程的前半条和后半条路径上起调节作用。对有调节的中介效应进行检验，结果如表5 所示，男生和女生的中介效应均显著，但女生的中介效应值显著大于男生。

表4 有调节的中介模型检验

表5 有调节的中介效应的Bootstrap 检验

为进一步分析性别的调节效应，进行简单斜率检验。首先分析性别在好奇心与课堂满意度之间的调节作用。结果显示，在好奇心对课堂满意度的影响上，随着好奇心的提高，女生课堂满意度的得分显著增加（simple slope=0.603，t=40.962，p<0.001，95%CI=[0.575，0.632]），男生的课堂满意度也显著增加（simple slope =0.554，t =45.529，p <0.001，95% CI =[0.530，0.577]），但与女生相比，男生增加的幅度相对偏小。

其次，分析性别在课堂满意度与主观学业负担之间的调节作用。结果显示，在课堂满意度对主观学业负担的影响上，随着满意度的提高，女生主观学业负担的得分显著增加（simple slope=0.612，t=38.100，p<0.001，95%CI=[0.580，0.643]），男生的主观学业负担得分也显著增加（simple slope=0.525，t=37.483，p<0.001，95%CI=[0.498，0.553]），但与女生相比，男生增加的幅度相对偏小。

图2 好奇心-课堂满意度简单斜率图

图3 课堂满意度-主观学业负担简单斜率图

图4 有调节的中介模型

四、讨论

1.课堂满意度的中介效应

本研究发现，初三学生的好奇心既可以直接对主观学业负担产生影响，也可以通过课堂满意度对主观学业负担产生间接影响，课堂满意度在好奇心与主观学业负担之间起部分中介作用。一方面，好奇心直接正向预测主观学业负担，好奇心越高，主观学业负担越轻，这与以往众多研究结果一致[33，34]。好奇心高的学生，学习主动性高，能够积极投入到学习中，体验到学习的乐趣，感受到的主观学业负担较轻。

另一方面，好奇心除了直接影响主观学业负担外，还可以通过课堂满意度间接影响主观学业负担。生态系统理论认为，影响学生行为的各个系统之间不是独立起作用的，而是相互作用的[35，36]。根据心理弹性理论，保护性因素在个体遭遇压力逆境时，起到一定的调节作用，保护性因素既可以是外部因素，也可以是个体自身的特点[37]。好奇心高的学生，学习主动性高，更容易对课堂教学内容产生兴趣，提高专注力，从而提高学生学习效率，带来较高的课堂满意度，进而减轻学生感受到的主观学业负担。根据奥苏伯尔有意义学习理论，教师在课堂上可以创设一定的问题情境，激发学生的好奇心，提高学生课堂满意度，减轻学生主观学习负担[38]。

2.性别的调节作用

本研究进一步探讨了性别在“好奇心-课堂满意度-主观学业负担”的中介效应中是否起到调节作用。结果发现，性别因素调节了“好奇心-课堂满意度-主观学业负担”中介效应的前半路径和后半路径，进一步验证了社会角色理论[39]。好奇心可以通过课堂满意度间接影响主观学业负担，且该中介效应在女生中更为强大。也就是说，与初三男生相比，初三女生课堂满意度受到好奇心的影响更大，且主观学业负担受到课堂满意度的影响更大。这可能与男女生人格特质、认知方式、社会对男女性别角色要求等有关[40]。受到遗传和后期教育的影响，相对于男生群体，女生群体更加感性，更容易受到主客观环境的影响，在知觉教师评价和成就动机上优于男生群体[41]，更容易受到好奇心和课堂满意度的影响。

3.研究展望

本研究为横断研究，未能考察在不同时期学生的好奇心、 课堂满意度和主观学业负担之间的关系，而青春期不同时期学生的学业负担感受存在差异[42-44]，因此，好奇心对主观学业负担的影响是否会在不同时期存在差异不得而知。后续研究需要通过纵向追踪研究进一步探讨在不同时期上述变量之间的关系是否会发生变化。其次，本研究是通过问卷法收集数据，虽然采用的问卷具有较好的信效度，但可能仍会存在社会赞许效应，后续研究可以结合观察法等多种方法收集数据，进一步增加数据的可靠性。

五、结论

研究结果表明，上述两个假设成立，即：⑴好奇心对主观学业负担的直接效应显著且通过课堂满意度对主观学业负担的间接效应显著，课堂满意度在好奇心与主观学业负担间具有部分中介作用。⑵好奇心影响主观学业负担的有调节的中介模型成立，性别可以调节“好奇心-课堂满意度-主观学业负担”的前半路径和后半路径。