中国文化背景下师生互动对学生学业自信心影响的研究

中国文化背景下师生互动对学生学业自信心影响的研究

奚红妹　左　鹏　吴志艳　李　莅

摘　要:本文采用问卷调查、数理统计等方法，研究中国文化背景下师生互动对学生学业自信心的影响。结果显示，教学内容再加工、对话式教学方法、学生作业反馈影响学生学业进步，进而影响学生学业自信心。教师语言和非语言亲近行为对学生自信心没有显著影响。

关键词:师生互动；学业进步；亲近行为

作者简介:奚红妹，女，经济学硕士，上海对外经贸大学工商管理学院教授。主要研究方向为营销管理，主讲课程为市场营销学、国际营销策略。左鹏，女，管理学博士，上海对外经贸大学工商管理学院副教授。主要研究方向为营销管理、文化产业，主讲课程为市场营销学、广告学。吴志艳，女，管理学博士，上海对外经贸大学工商管理学院讲师。主要研究方向为品牌管理，主讲课程为市场营销学、品牌管理。李莅，女，经济学博士，上海对外经贸大学工商管理学院副教授。主要研究方向为营销管理、渠道管理，主讲课程为市场营销学、渠道管理。

The Effect of Student-Faculty Interaction On Students’Academic Self-Confidence In Chinese Cultural Context

Abstract:This paper examines how student-faculty interaction affects students’academic self-confidence in Chinese cultural context based on questionnaire and mathematical statistics.The findings reveal that teaching content development，interactive teaching method and student assignment feedback affect students’academic achievement and self-confidence.However，no relation was found between teacher immediacy behavior and student self-confidence.

Key words:student-faculty interaction；academic achievement；immediacy behavior

一、问题的提出

已有大量研究表明师生互动与学生学业进步存在密切关系(Lam-port，1993；Pascarella，1980；Pascarella＆Terenzini，1976；Pascarella，Terenzini＆Hibel，1978)。廷度(Tinto，1987)认为，师生课内和课外互动影响学生学业进步和智力发展。人们一贯认为老师对学生的影响主要发生在课堂教学过程中，其实师生课外互动对学生发展具有显著作用(Anaya＆Cole，2001)。哈珀等人(Endo＆Harpel，1982)研究发现师生之间课外互动频率影响学生学业进步，也影响学生对学校的满意度。师生课外互动频率高的学生更注重课业学习(Thompson，2001)。他们与师生互动频率低的学生相比，学习成绩更好(Pascarella et al.，1978)。总而言之，师生互动对大学生的成长非常重要。

随着研究的深入，不少学者发现师生互动与学业自信心之间存在着一定的关系(Woodside，Wong＆Wiest，1990；Kul，1995；Astin，1993；Plecha，2002)。伍德赛德等人(Woodside，Wong＆Wiest，1990)研究表明，师生课堂互动影响学生自我概念。自我概念主要包括自信心等重要组成元素(Purkey，1970)。斯旺等人(Tafarodi and Swann，1995)解释道，自信心是个人对自己信念、能力和力量的正确认识和评估，相信自己有能力面对现实解决难题，获得成功。自我概念积极的学生，成就动机和学习投入及成绩明显优于自我概念消极的学生。

师生互动与学生的自信心之间存在着某些重要的联系，特别是对大学一年级新生而言，自信心的建立尤为重要。大学一年级学生与其他年级学生相比学业自信心不足(Barrow，1986；Parajes，1996；Zimmerman，1995)，因为他们离开父母，开始独立生活，面对新环境的挑战。这就需要学校建立良好的环境来培养学生的学业自信心。西方学术界就师生互动对学生学业自信心的影响做了大量研究。阿斯廷(Astin，1993)提出了“输入—环境—输出”(Input-Environment-Out)模型和智力自我评价的八点衡量法(eight-item of intellectual self-esteem)，为师生互动影响大学生学业自信心的研究提供了理论基础和衡量标准。

自信心这一概念深受文化因素影响，不同文化背景下的学生对自信心的理解存在差异(Lundeberg，2000)。在东方文化背景下，自信心强弱和学生学业成绩之间并非正相关。据2003年国际数学与科学的研究趋势(TIMSS)的研究数据显示，虽然新加坡的学生是全球41个受调研的国家中数学和科学成绩排名第一的学生，但是他们学习数学和科学的自信心却排倒数第六，远远低于平均水平(Wilkins，2004)。新加坡国内的另一项大型调研显示，在新加坡，自我概念越积极的学生，他们的学习成绩反而越差；而自我概念不太积极的学生，他们的学习成绩反而越好。这些研究证明西方的自我概念对学业成就有正面影响的论证在对有儒家文化传统的国家并不适用。这就唤起本课题的研究:在中国这个有儒家文化传统的国家，师生互动是否对大学生的学业自信心产生积极的影响？

二、文献回顾

(一)师生互动研究

师生互动研究已有30多年的历史，侧重探讨师生互动的本质、频率、方式和目的等。课堂上教师语言和非语言亲近行为影响着学生的互动方式。教师在课堂上的授课方式预示着师生在课外互动方式和频率的不同(Wilson et al.，1974)，教师在课堂上的亲近行为促进学生学习动机的形成(Christophel，1990)。在课堂上教师的行为越亲近，学生的学习动机就越积极，课外的正式或非正式的师生互动就越多(Jaasma and Koper，1999)。

根据师生的互动方式、目的、频率的不同，师生的互动形式还包括正式与非正式、社交型与学业型、功能型、私人型、偶尔型及极少型(Cox＆Orehovec，2007)。功能型互动方式是指师生间的与学业有关的课堂内外的互动，如课外辅导活动。不同的互动形式对学生也产生不同的影响。师生在课堂上的正式互动与课外的非正式互动都影响着学生的学业持久性和智力开发及学业的满意度，师生互动缺乏是师生间产生摩擦的主要原因(Tinto，1987)。哈珀等人(Endo＆Harpel，1982)的研究显示，师生非正式接触频率与师生自己的个人成果、社交能力、知识结构及学生满意度有关，师生间非正式接触比正式接触对学生的影响大。在大学里，学生与老师的非正式接触的程度越深，学生就越重视学业，他们投入学业学习的努力程度也就越高(Thompson，2001)。

(二)大学生的自我概念与自信心研究

师生非正式互动影响着学生自我概念的形成，对学生自学能力、自我价值、自信心的培养起着积极的作用(Kuh，1995)。自我概念是指一个人怎样看待他自己在某些领域中的能力。因此，学业自我概念是指学生对他们自己的学业能力的评价。老师的行为直接影响学生的价值观、态度、信仰及行为方式(Astin，1993；Pascarella＆Terenzini，1991)。学业自信心指学生的学业与智力能力，也就是指学生在学业具体方面的能力，包括数学能力、学术能力、公共演讲能力、写作能力、智力、领导能力和解决问题的能力。

大学生的学业自信心随着参与大学活动的广泛而逐步增强。大学活动包括课堂活动、课外活动、师生互动及学生间的互动。学生越多地参与不同文化成员间的社交活动或者参加非正式的学生间的互动活动，学生的学业自信心就越强(Plecha，2002；Gurin et al.，2002)。阿斯廷(Astin，1993)通过控制大学新生入学前的状态，使用知识能力的自我评价衡量法，测量学生们在四年大学生活后与四年前的学业自信心的不同。研究结果表明学生与教师互动的次数越多，学生的学业自信心就越高。

(三)儒家文化影响下的中国高校师生互动

儒家思想的价值观深深地影响了中国人的教育观念。根据儒家思想，学生的卓越成绩并不来自学生的高智商，而是来自学生超级勤奋的学习方式(Chen，Lee＆Stevenson，1996)。家庭成员的高度参与对学生的学业成就感产生重要的影响，父母花费大量的时间监督孩子的学校作业，他们对孩子的学业有着很高的期望与标准。父母的严要求、高标准导致孩子自信心不足，就像TIMSS研究数据显示的一样，受儒家文化熏陶很深的新加坡学生们的学业自信心排倒数第六。

学生通常会把学业成就看作获得好工作、赚大钱、买奢侈品以及实现令人仰视的社会地位的必备条件(Lau，Nicholls，Thorkildsen＆Patashnick，2000)。在儒家思想的指引下，中国学生在孩童时代就有追求学业成就感的动机。中国家庭的面子工程使得父母经常拿孩子们的学业成就进行比较，导致学生的自信心不足。受儒家“谦虚”思想的教育，学生养成了自我评价低的习惯，表现出自信心不足的倾向。

儒家历来尊师重道，这可以上溯到儒家学派形成的先秦时期。先秦儒家在政治活动与治学过程中深刻认识到尊师重道对于治国平天下的重要性，而孔子、孟子、荀子作为先秦儒家的代表人物，本身就是一代宗师，设教授徒又是他们的主要工作之一。因此，尊师重道就自然而然地贯穿于儒家学派的学说之中。然而，一些研究认为，尊师重道的师道品德制约了中国大学生的师生互动。清华大学教育研究院发布报告称，我国高校在师生互动方面与美国研究型大学相比，存在较大差距(李斌，2012)。此研究结果显示，在中国的高校内，75%的学生从未与任课老师讨论分数和作业，50%的学生从未与老师讨论自己的职业计划和想法，35.6%的中国学生的学习表现从未得到老师及时的反馈。而在美国同类高校内，只有7%的学生从未与任课老师讨论分数和作业，21%的学生从未与老师讨论自己的职业计划和想法，7%的学生的学生学习表现从未得到老师及时的反馈。此研究数据还显示在美国同类院校，只有3%的学生从未上课提问或参与讨论，但有63%的美国大学生经常或很频繁地在课堂上提问或参与讨论。在中国的高校中，有超过20%的大学生从未课上提问或参与讨论，只有10%的学生经常或很频繁地课上提问或参与讨论。这些数据反映了中国大学里的师生互动严重缺乏，在很大程度上与中国传统的师道尊严观念有关。

中外大学生在师生互动方面的差异与其文化背景有关。清华大学教育研究院对全国40余所大学就师生互动情况进行了调查，结果表明，“要不要和老师讨论成绩”这一问题是中美大学生在师生互动方面的最大差距(中新社，2012)。在尊师重道思想的熏陶下，学生若对老师所打的分数有异议就被认为不尊重老师，挑战老师的权威。而国外大学生认为成绩是自己努力的成果，应该大胆地与老师讨论成绩。其实儒家思想中的尊重老师是指学生应感谢老师教导，而不是指学生不发表自己的意见。儒家学派创始人孔子就鼓励学生各抒己见。他认为“三人行必有我师”，每个人都有长处与短处，要谦虚，要相互学习。在这种良好的师生互动的过程中，师生都可能产生新的思想火花，激发创造力，这就是所谓的“教学相长”，即“学”因“教”而日进，“教”因“学”而益深。

三、研究方法

(一)研究对象

本研究以上海对外经贸大学本科生以及研究生为调查对象，调查师生互动对他们学业自信心的影响。发放问卷290份，收回问卷280份，有效问卷275份。调查对象中男性71位，女性204位。调查者的年龄从17岁到27岁不等，其中17—22岁学生占比80.0%，22—27岁学生占比18.9%。在年级的分布上，二年级学生占67.5%，三年级学生占16.8%，研究生占15.7%。就专业背景而言，管理类的学生占45.4%，信息应用类的学生占23.9%，经贸类的学生占17.9%，其他专业学生占12.8%。就期望获得的学位而言，有49.3%的学生希望获得本科学位，46.1%的学生希望获得硕士学位。

(二)研究工具

本研究采用问卷法。

首先，采用阿斯廷(1993)的大学生学业自信心的衡量法测查学生学业自信心。学业自信心维度包括六个项目，分别为学业能力、公共演讲能力、写作能力、数学能力、智力以及解决问题的能力。采用从“最低”到“最高”的5分制评分方法，即“1”表示没有自信心，“5”表示非常有自信心。问卷信度达到0.71。

其次，采用克里斯多弗(Christophel，1990)的34项课堂内亲近行为衡量法以及佩尔查(Plecha，2002)的师生课外互动29项衡量法测查师生课内课外互动频率。亲近行为由34项指标构成，包括课堂上教师使用语言型亲近行为和非语言型亲近行为与学生进行互动；课外互动由29项指标构成。采用“从来不”和“总是”5分制评分方法，即“1”代表从来不，“5”代表总是。问卷信度达到0.80—0.89。

四、结果与分析

(一)因子分析

本量表中，样本量与课内互动的相关变量数、课外互动的相关变量数的比例分别为8.26∶1、9.69∶1，KMO值分别为0.832、0.915，均大于0.8，表示题项变量间的关系是良好的，适宜对数据进行因子分析(见表1和表2)。

表1　KMO和Bartlett的检验(课内互动变量)

本研究利用主成分分析法、最大方差法进行因子分析，以“Kaiser的特征值大于1”、“因子累计解释变异量能达到50%以上”和“变量因子载荷系数大于0.45”为标准进行因子筛选。基于变量因子载荷在不同题项中具有明显较差或者变量因子载荷小于0.45的原因，“课堂变量”中剔除5个变量，即题项16、24、25、35、42；“课外变量”中剔除5个变量，即题项52、66、67、68、69。因子分析结果如表3和表4所示。

表3　“课堂变量”因子分析结果

(续表)

表4　“课外变量”因子分析结果

(续表)

因子分析结果表明，“课堂变量”、“课外变量”的因子载荷系数均在0.45以上，累积解释变量均超过60%，符合检验要求，数据具有很高的效度，可以继续进行检验。对因子分析结果进行命名，结果如表5所示。

表5　因子命名

(续表)

注:IC表示课内；OC表示课外。

本研究为探索性研究，选择回归分析中的逐步多元回归法进行回归分析，从数个变量中找出对因变量最具预测力的自变量以建构一个最佳的回归分析模型。利用逐步多元回归法，可以同时使用前进选取法和后退删除法，运用计算机特性筛选出一个最佳的复回归分析模型。在采用该方法时，被选取进入回归模型的自变量对因变量的预测力均会达到显著性，个别回归系数显著性检验的t值或增加的解释变异量的F值的显著性p值均会小于0.05，而没有进入回归模型的自变量对因变量均没有显著的预测力。

(二)回归分析模型

1.“学业能力(V10)”回归分析模型

表6为“学业能力(V10)”变量的逐步多元回归模型，回归模型根据各自变量对因变量的预测能力高低而逐一进入回归模型中，回归系数没有达到显著的自变量则被排除于回归模型之外，进入各回归模型中的自变量的回归系数均达到了显著水平，回归模型的整体检验结果也达到显著。

在多元回归分析中，投入的19个变量，即年龄、性别、期望学位、高考总成绩与各科成绩，以及八个课内互动因子、四个课外互动因子，对“学业能力(V10)”变量具有显著预测能力的变量依其解释变量的大小依序是“课外作业反馈因子(OC1)”、“内容加工因子(IC5)”、“年龄(V2)”、“性别(V1)”，显著性改变的F值分别为17.814、6.831、4.067、4.359，均达到0.05的显著性水平，每个自变量进入回归模型后所增加的个别解释量均达到显著水平。

表6　“学业能力(V10)”逐步多元回归模型摘要

注:a.预测变量:(常量)，OC1；b.预测变量:(常量)，OC1，IC5；c.预测变量:(常量)，OC1，IC5，V2；d.预测变量:(常量)，OC1，IC5，V2，V1。

表7为“学业能力(V10)”变量的回归模型的整体显著性检验，每个模型整体检验的F统计值均达到0.05显著水平，即在每个回归模型中，进入回归方程式的自变量对“学业能力(V10)”变量的解释能力全部达到显著，所有自变量的回归系数不为0。

表7　“学业能力(V10)”逐步多元回归模型方差分析

注:a.预测变量:(常量)，OC1；b.预测变量:(常量)，OC1，IC5；c.预测变量:(常量)，OC1，IC5，V2；d.预测变量:(常量)，OC1，IC5，V2，V1。

表8为四个回归模型的回归系数及回归系数的显著性检验。

表8　逐步多元回归模型系数

综上所述，对“学业能力(V10)”最具预测力的是“课外作业反馈因子(OC1)”、“内容加工因子(IC5)”、“年龄(V2)”、“性别(V1)”。从标准化的回归系数看，回归模型中的四个变量的β值分别为0.228、0.133、0.127、0.120，均为正数，表示其对“学业能力(V10)”变量的影响均为正向。

标准化回归方程如下:

学业能力(V10)＝0.228×课外作业反馈因子(OC1)＋0.133

　　　　　　　×内容加工因子(IC5)＋0.127

　　　　　　　×年龄(V2)＋0.120×性别(V1)

2.“公共演讲能力(V11)”回归分析模型

表9为“公共演讲能力(V11)”变量的逐步多元回归模型。在多元回归分析中，投入的19个变量，对“公共演讲能力(V11)”变量具有显著预测能力的变量依其解释变量的大小依序是“课外作业反馈因子(OC1)”、“内容加工因子(IC5)”，显著性改变的F值分别为26.865、16.806，均达到0.05的显著性水平，每个自变量进入回归模型后所增加的个别解释量均达到显著水平。

表9　逐步多元回归模型摘要

注:a.预测变量:(常量)，OC1；b.预测变量:(常量)，OC1，IC5。

表10为“公共演讲能力(V11)”变量的回归模型的整体显著性检验，每个模型整体检验的F统计值均达到0.05显著水平，即在每个回归模型中，进入回归方程式的自变量对“公共演讲能力(V11)”变量的解释能力全部达到显著，所有自变量的回归系数不为0。

表10　逐步多元回归模型方差分析

注:a.预测变量:(常量)，OC1；b.预测变量:(常量)，OC1，IC5。

表11为四个回归模型的回归系数及回归系数的显著性检验。

表11　逐步多元回归模型系数

综上所述，对“公共演讲能力(V11)”最具预测力的是“课外作业反馈因子(OC1)”、“内容加工因子(IC5)”。从标准化的回归系数看，回归模型中的两个变量的β值分别为0.264、0.231，均为正数，表示其对“公共演讲能力(V11)”变量的影响均为正向。

标准化回归方程如下:

公共演讲能力(V11)＝0.264×课外作业反馈因子(OC1)＋0.231×内容加工因子(IC5)

3.“写作能力(V12)”回归分析模型

表12为“写作能力(V12)”变量的逐步多元回归模型。在多元回归分析中，投入的19个变量，对“写作能力(V12)”变量具有显著预测能力的变量依其解释变量的大小依序是“课外作业反馈因子(OC1)”、“各科平均成绩(V6)”、“课外情绪与态度控制因子(OC4)”，显著性改变的F值分别为16.155、6.549、4.350，均达到0.05的显著性水平，每个自变量进入回归模型后所增加的个别解释量均达到显著水平。

表12　逐步多元回归模型摘要

注:a.预测变量:(常量)，OC1；b.预测变量:(常量)，OC1，V6；c.预测变量:(常量)，OC1，V6，OC4。

表13为“写作能力(V12)”变量的回归模型的整体显著性检验，每个模型整体检验的F统计值均达到0.05显著水平，即在每个回归模型中，进入回归方程式的自变量对“写作能力(V12)”变量的解释能力全部达到显著，所有自变量的回归系数不为0。

表14为四个回归模型的回归系数及回归系数的显著性检验。

表13　逐步多元回归模型方差分析

注:a.预测变量:(常量)，OC1；b.预测变量:(常量)，OC1，V6；c.预测变量:(常量)，OC1，V6，OC4。

表14　逐步多元回归模型系数

综上所述，对“写作能力(V12)”最具预测力的是“课外作业反馈因子(OC1)”、“各科平均成绩(V6)”、“课外情绪与态度控制因子(OC4)”。从标准化的回归系数看，回归模型中的三个变量的β值分别为0.241、0.152、0.120，均为正数，表示其对“写作能力(V12)”变量的影响均为正向。

标准化回归方程如下:

写作能力(V12)＝0.241×课外作业反馈因子(OC1)＋0.152×各科平均成绩(V6)＋0.120×课外情绪与态度控制因子(OC4)

4.“数学能力(V13)”回归分析模型

表15为“数学能力(V13)”变量的逐步多元回归模型。在多元回归分析中，投入的19个变量，对“数学能力(V13)”变量具有显著预测能力的变量依其解释变量的大小依序是“内容加工因子(IC5)”、“各科平均成绩(V6)”、“交互问答因子(IC4)”，显著性改变的F值分别为16.042、7.017、4.910，均达到0.05的显著性水平，每个自变量进入回归模型后所增加的个别解释量均达到显著水平。

表15　逐步多元回归模型摘要

注:a.预测变量:(常量)，IC5；b.预测变量:(常量)，IC5，V6；c.预测变量:(常量)，IC5，V6，IC4。

表16为“数学能力(V13)”变量的回归模型的整体显著性检验，每个模型整体检验的F统计值均达到0.05显著水平，即在每个回归模型中，进入回归方程式的自变量对“数学能力(V13)”变量的解释能力全部达到显著，所有自变量的回归系数不为0。

表16　逐步多元回归模型方差分析

(续表)

注:a.预测变量:(常量)，IC5；b.预测变量:(常量)，IC5，V6；c.预测变量:(常量)，IC5，V6，IC4。

表17为三个回归模型的回归系数及回归系数的显著性检验。

表17　逐步多元回归模型系数

综上所述，对“数学能力(V13)”最具预测力的是“内容加工因子(IC5)”、“各科平均成绩(V6)”、“交互问答因子(IC4)”。从标准化的回归系数看，回归模型中的三个变量的β值分别为0.215、0.146、0.127，均为正数，表示其对“数学能力(V13)”变量的影响均为正向。

标准化回归方程如下:

数学能力(V13)＝0.215×内容加工因子(IC5)＋0.146×各科平均成绩(V6)＋0.127×交互问答因子(IC4)

5.“智力(V14)”回归分析模型

表18为“智力(V14)”变量的逐步多元回归模型。在多元回归分析中，投入的19个变量，对“智力(V14)”变量具有显著预测能力的变量依其解释变量的大小依序是“内容加工因子(IC5)”、“交互问答因子(IC4)”，显著性改变的F值分别为11.268、4.001，均达到0.05的显著性水平，每个自变量进入回归模型后所增加的个别解释量均达到显著水平。

表18　逐步多元回归模型摘要

注:a.预测变量:(常量)，IC5；b.预测变量:(常量)，IC5，IC4。

表19为“智力(V14)”变量的回归模型的整体显著性检验，每个模型整体检验的F统计值均达到0.05显著水平，即在每个回归模型中，进入回归方程式的自变量对“智力(V14)”变量的解释能力全部达到显著，所有自变量的回归系数不为0。

表19　逐步多元回归模型方差分析

注:a.预测变量:(常量)，IC5；b.预测变量:(常量)，IC5，IC4；c.因变量:V14。

表20为两个回归模型的回归系数及回归系数的显著性检验。

综上所述，对“智力(V14)”最具预测力的是“内容加工因子(IC5)”、“交互问答因子(IC4)”。从标准化的回归系数看，回归模型中的两个变量的β值分别为0.197、0.117，均为正数，表示其对“智力(V14)”变量的影响均为正向。

表20　逐步多元回归模型系数

标准化回归方程如下:智力(V14)＝0.197×内容加工因子(IC5)＋0.117×交互问答因子(IC4)

6.“解决问题的能力(V15)”回归分析模型

表21为“解决问题的能力(V15)”变量的逐步多元回归模型。在多元回归分析中，投入的19个变量，对“解决问题的能力(V15)”变量具有显著预测能力的变量依其解释变量的大小依序是“内容加工因子(IC5)”、“情绪与态度控制因子(IC8)”、“讨论因子(IC7)”，显著性改变的F值分别为6.842、4.668、4.410，均达到0.05的显著性水平，每个自变量进入回归模型后所增加的个别解释量均达到显著水平。

表21　逐步多元回归模型摘要

注:a.预测变量:(常量)，IC5；b.预测变量:(常量)，IC5，IC8；c.预测变量:(常量)，IC5，IC8，IC7。

表22为“解决问题的能力(V15)”变量的回归模型的整体显著性检验，每个模型整体检验的F统计值均达到0.05显著水平，即在每个回归模型中，进入回归方程式的自变量对“解决问题的能力(V15)”变量的解释能力全部达到显著，所有自变量的回归系数不为0。

表22　逐步多元回归模型方差分析

注:a.预测变量:(常量)，IC5；b.预测变量:(常量)，IC5，IC8；c.预测变量:(常量)，IC5，IC8，IC7。

表23为两个回归模型的回归系数及回归系数的显著性检验。

表23　逐步多元回归模型系数

综上所述，对“解决问题的能力(V15)”最具预测力的是“内容加工因子(IC5)”、“情绪与态度控制因子(IC8)”、“讨论因子(IC7)”。从标准化的回归系数看，回归模型中的三个变量的β值分别为0.155、0.127、0.123，均为正数，表示其对“解决问题的能力(V15)”变量的影响均为正向。

标准化回归方程如下:

解决问题的能力(V15)＝0.155×内容加工因子(IC5)＋0.127×情绪与态度控制因子(IC8)＋0.123×讨论因子(IC7)

(三)数据分析

依据研究设计，本研究的数据分析包括四个阶段，即人口统计变量与各个公共因子关系分析，人口统计变量与自信心组成变量关系分析，人口统计变量与自信心关系分析，自信心组成变量之间相关性分析。

1.人口统计变量、各个公共因子与自信心关系分析

数据分析结果显示，并非所有人口统计变量以及课堂内外的互动活动对学生自信心的提高都有影响。学生学业能力的提高与课外作业反馈因子、内容加工因子以及学生的年龄、性别有关系。年龄越大的学生以及女生的学业能力提高优于年纪较小的学生以及男生，同时课外作业反馈是否及时、教师备课是否认真有效，对学业能力的提高有比较大的影响。学生公共演讲能力与课外作业反馈因子、内容加工因子有关系，即课外作业反馈是否及时、教师备课是否认真有效，对学生公共演讲能力的提高有比较大的影响。学生写作能力与课外作业反馈因子、课外情绪与态度控制因子以及高考成绩有关。高考成绩较好的学生，写作能力的提高优于高考成绩较差的学生，同时，课外作业反馈是否及时、课外教师对待学生的态度是否亲切、诚恳，对学生写作能力的提高也有比较大的影响。

学生数学能力与内容加工因子、交互问答能力以及高考成绩有关。高考成绩较好的学生，数学能力的提高优于高考成绩较差的学生，同时，教师备课是否认真有效，课题的问答是否充分，对学生数学能力的提高有比较大的影响。学生智力与内容加工因子、交互问答因子有关，即教师备课是否认真有效，课题的问答是否充分，对学生智力的提高有比较大的影响。学生解决问题的能力与内容加工因子、情绪与态度控制因子和讨论因子有关，即教师备课是否认真有效，教师课堂情绪是否积极热情，课堂讨论是否充分，对学生解决问题能力的提高有较大影响。

综上所述，在互动因子中，内容加工因子、课外作业反馈因子对学生自信心的影响最为重要，同时，课外情绪与态度控制因子、交互问答因子、情绪与态度控制因子、讨论因子对学生的自信心也有影响。

2.自信心组成变量相关性分析

通过对自信心组成变量的相关性分析发现，大学生的学业能力与其数学能力的发展密切相关，而大学生数学能力的高低与其智力水平密切相关；大学生的演讲能力与写作能力的提高与其解决问题的能力密切相关。

该分析结果表明，对于学生某方面自信心的提高，可以通过相关能力的提高进行促动。例如，课堂互动中的内容加工因子、情绪与态度控制因子以及讨论因子在提高学生解决问题能力的同时，能够促进学生演讲能力和写作能力的提高。

3.人口统计变量与自信心组成变量关系分析

数据分析结果显示，期望获得硕士学位的学生比其他学生更加渴望学业能力的提高。而高考成绩较差的学生，在数学能力、智力方面存在显著差异，但是相关分析表明，高考成绩好的学生，并不说明数学能力与智力就高。学生自信心的提高主要依靠大学教育，与高考成绩关系并不密切。

4.人口统计变量与互动公共因子关系分析

数据分析结果表明，男生比女生更加注重语言亲近因子；期望获得硕士学位的学生比其他学生更加注重讨论因子和课外作业反馈因子。而高考数学成绩较差的学生更加注重教师课堂中的防御/攻击因子，即教师授课的动作方式，以及课外情绪与态度控制因子，即教师与学生沟通时的情绪与态度表现。

五、结论与建议

(一)内容加工因子影响学生学业自信心

教师在教学过程中应对教材进行二次开发，树立“用”教材而不是“教”教材的理念，注重理论与现实的联系、知识与相关学科的联系，教学内容在走进学科世界的同时还要走进学生生活世界。让学生和教材作者对话、学生和自己对话，在此基础上构建新的知识。

(二)课外作业反馈因子影响学生学业自信心

学生学业能力、公共演讲能力、学生写作能力与课外作业反馈，以及课外作业反馈速度相关。教师应该通过作业批改和作业点评建立课程反馈系统，及时地向学生反馈作业结果。学校在考核教师课时工作量时，应该考虑不同课程类型，以及班级规模而产生的作业批阅量。为了鼓励教师及时向学生反馈作业质量，学校应该给教师配备助教，助教由研究生担任，负责批阅学生作业，让教师腾出更多的时间投入到课程内容的加工和发挥上。

(三)交互问答因子影响学生学业自信心

学生学业自信心的提高不仅在于教师教什么，而且在于教师如何教。教学过程中应该注重师生互动和生生互动，通过案例教学、专题研讨、学生演讲等方式激发学生思考、质疑和辩论，在思想碰撞和观点交锋中增长知识、掌握方法、明晰真假、感悟道理，获得学业进步，从而增强自信心。

(四)亲近因子对学生学业自信心没有显著影响

研究没有发现语言和非语言亲近行为对学生的学习自信心产生显著影响，说明在中国文化背景下，教师比较注重自己在学生面前的“长者”形象，在言语和行为上有意识地保持与学生的距离，学生对此并不介意，反而认为这样做才符合教师的身份。这也说明在西方文化背景下行之有效的互动措施并不适合中国学生，因此我们在借鉴国外经验的同时，还要考虑本土文化的适应性。

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