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卢忠耀 陈建文:大学生批判性思维倾向与学习投入:成就目标定向、学业自我效能的中介作用

2017/11/19 4:38:55 来源:现代教育科学高教研究 []

原标题:卢忠耀 陈建文:大学生批判性思维倾向与学习投入:成就目标定向、学业自我效能的中介作用

卢忠耀

作者简介:卢忠耀(1980—),男,湖北荆州人,华中科技大学教育科学研究院博士研究生,长江大学教育学院讲师,从事高等教育理论和学生发展研究;陈建文(1968—),男,湖南郴州人,华中科技大学教育科学研究院教授,教育学博士,从事教育心理学研究。推荐http://www.xbxysw.com/

来源: 《高等教育研究》2017年第07期

摘要:为探讨大学生批判性思维倾向与学习心理及行为的关系,采用问卷测量437名大学生的批判性思维倾向、成就目标定向、学业自我效能与学习投入,结果表明:(1)大学生批判性思维倾向整体良好,但思维的自信与成熟度水平不高;(2)批判性思维倾向可以显著预测大学生成就目标定向、学业自我效能及学习投入;(3)批判性思维倾向通过掌握趋近目标定向、学业自我效能形成链式中介作用影响学习投入,间接效应占总效应的74.19%。

关键词:批判性思维,成就目标定向,学业自我效能,学习投入

基金项目:中央高校基本科研业务费(2017WKZDJC015)

一、问题的提出

从《礼记·中庸》之为学要“博学之,审问之,慎思之,明辨之,笃行之”到胡适的治学应“大胆假设,小心求证”;从苏格拉底的“产婆术”到杜威的反思与质疑思想,有关批判性思维的理念存在已久。作为一种常规的人类思维,它与人的开放性、超越性联系在一起,是人类文明进步最为重要的主体性条件。[1]1998年,联合国教科文组织发布了《面向二十一世纪高等教育世界宣言:观念与行动》,其中第一条就把“培养批判性和独立态度”视为高等教育、培训和从事研究的使命之一。当下,国内外众多高水平大学均将培养学生的批判性思维作为人才培养的核心目标,一是因为其在促进大学生成为合格社会公民方面的作用不可替代,二是因为其对大学生学业和职业生涯发展具有积极作用,使学生将来能从容应对社会上的种种严峻挑战;更重要的是,批判性思维为创造性思维扫除了观念上的框框,是创造性的核心能力。[2]

然而,我国青少年学生的批判性思维水平却不容乐观。耶鲁大学校长理查德·莱文曾于2011年在南京直言:“跨学科知识的广度、批判性思维是中国学生缺乏的。网站xbxysw.com”[3]此外,2013年一项面向全球12所研究型大学的比较研究也发现,中国大学生在课堂讨论上较为保守,师生互动明显不足,批判性思维和推理的参与明显较弱。[4]在现阶段我国推进“大众创业、万众创新”的时代背景下,教育部部长陈宝生在2016年10月举行的第二届中国“互联网+”大学生创新创业大赛闭幕式上强调:“要改变灌输式教学方法,强化师生互动、因材施教、教学相长,注重培养学生批判性和创造性思维。”[5]这些情况充分说明了提高我国青少年学生批判性思维水平的必要性与紧迫性。

批判性思维是“关于做什么和相信什么的合情理的和反思的思维”[6]、“能够依靠标准来评价的思维”[7],它分为思维技能与思维倾向两大部分,不同于阐释、分析、评估、推理、解释和元认知监控等几种批判性思维的认知技能,批判性思维倾向是指批判性思维者应具有的求真、公正、反思、开放的习性和态度,他们习惯于探究、求证,相信理性,坦诚面对个人偏见,审慎做出判断,愿意重新考虑、有序处理复杂事物,坚持不懈地追求尽可能准确的结论。[8]理论上讲,批判性思维倾向高的个体更有可能获得高的批判性认知技能,也更有可能在现实生活中践行批判精神,真正具有批判性思维的人必定是具有这种批判性思维态度和习惯的人。杜威曾强调指出:“如果非要在个人的思考态度和与熟练运用某种程度的逻辑推理技能结合在一起的原则性知识之间选择其一,我们将选择前者。”[9]

尽管如此,截至目前针对批判性思维倾向的研究与实践却相当匮乏。说明http://www.xbxysw.com/相较于日益增长的关于批判性思维认知技能培养的实践与研究,只有极少的研究将重点放在批判性思维倾向上。在中国知网分别以“批判性思维能力”、“批判性思维倾向”为关键词进行搜索,前者为2069篇,且近年来增长趋势明显,后者仅有21篇。此外,另一个突出现象是,关于批判性思维倾向的实证研究极少,由此更加使人难以清晰地认识批判性思维倾向对个体发展的重大作用。不同于不受环境或文化因素影响的“大五”人格等根源性特质,批判性思维倾向作为适应性特质是个体在与环境相互作用的过程中习得的习惯、态度,具有相当的可塑性。[10]因此,利用实证方法对批判性思维倾向加以研究,系统、深入地分析批判性思维倾向与学生心理和行为等后置变量之间的关系,无疑将有利于推进与深化我国有关批判性思维的研究与教育实践。

已有的研究发现,批判性思维是影响学生学习过程的一个关键前因变量。[11]一项纵向研究结果也显示,批判性思维与学生的掌握成就目标、自我效能及认知深加工过程互为影响。推荐xbxysw.com[12]那么,批判性思维倾向作为批判性思维的必要组成部分,作为一种存在个体差异的人格特质,对大学生的核心发展任务——学习会不会产生影响?如果有影响,其作用有多大?作用机理是怎样的呢?成就目标定向、学业自我效能、学习投入是学生学习心理与行为的核心变量[13],本研究将以这三个变量作为批判性思维倾向的后置变量,并探索批判性思维倾向与成就目标定向、学业自我效能及学习投入的关系,以及批判性思维倾向与后几者之间关系的作用机理。

二、理论综述与研究假设

1.批判性思维倾向与学业自我效能、学习投入

自我效能感是个体对未来行为感知到的自我所能控制程度的信念。[14]学业自我效能是自我效能概念在学业领域的运用和表现,是指个人对自己组织和执行行为的能力在多大程度上能达成期望学业水平的估计与判断。[15]学习投入是指学生开始和执行学习活动时卷入的强度和情感的质量,它包含认知投入、情感投入和行为投入三个维度,高投入的个体在学习活动中精力充沛,不易疲倦,且在困难面前能够坚持不懈,更容易体验到学习过程中忘我的境界。同时,高投入的学生学习专注度高,积极参与课堂讨论,并表现出学习的兴趣和动机。[16]学业自我效能与积极的学习行为高度相关[17],积极的学习行为是学习投入的正向行为表现。思维的系统性与分析性是批判性思维倾向的重要特征,它们有助于个体对知识进行深加工,有助于个体对新知识的理解与内化,这可能会提升个体对学习过程中执行与控制能力的感知,更容易体验到学习过程本身所带来的愉快感、自豪感等内部激励,也可以帮助个体在面对困难时保持积极的心态,并减少因低控制感可能带来的焦虑等不良情绪对学习过程造成的干扰。来自xbxysw.com因此,批判性思维倾向可能对学业自我效能具有预测作用。此外,批判性思维倾向水平高的个体,其较强的认知需求将对个体探究和求证的行为产生驱力,且求知欲在很大程度上是出于个体的内在动机,内在动机能提升个体的认知投入、情绪投入和行为投入,更可能使个体在学习过程中产生沉浸状态,体现出较高的学习投入度。因此,批判性思维倾向也可能对学习投入具有预测作用。

2.批判性思维倾向与成就目标定向

目标定向理论是成就动机的社会认知理论,研究者最先将成就目标分为掌握目标和成绩目标两类,两者的差异在于个体追求的是内部还是外部目标。持掌握目标的人关心的是过程,他们拥有自我提升与发展的兴趣,将成就情境看成是提高自身能力的机会,其行为主要出于内在动机,他们也就是德韦克能力发展理论[18]中持能力增长内隐态度的人;而持成绩目标的人更关心结果,倾向于设立表现目标,他们将成功的标准指向外部,以他人为比较对象,将成就情境看成是对自身能力的一种检验,而非自我是否得到提高,具有德韦克所谓持能力实体内隐态度者的鲜明特征。之后,成就目标又被研究者区分为趋近和回避两种行为方向,前者的行为呈主动积极状态,后者的行为呈被动消极状态。[19]将目标和行为方向交叉,由此形成掌握趋近、掌握回避、成绩趋近、成绩回避四种成就目标定向。推荐http://www.xbxysw.com/

批判性思维倾向可能会影响个体对能力发展的内隐态度与成就目标定向。具体来说,批判性思维倾向水平高的个体敢于质疑,能独立思考,有反思和系统分析的习惯,对知识具有相当的包容性和开放性,此类行为特征得以产生的重要前提是,个体已经认识到知识具有相对性并处在不断发展的过程中,因而更可能形成能力增长的内隐态度,进而倾向于形成掌握目标,反之,批判性思维倾向水平低的个体则更可能形成能力实体的内隐态度并倾向于形成成绩目标。此外,批判性思维倾向水平高的个体具有强烈的好奇心与求知欲,其学习行为来自内部动机并有自主性特征,因而更容易积极主动地进行学习,更可能形成趋近目标定向。综上所述,能力发展内隐态度是影响成就目标定向的重要因素,批判性思维倾向作为一种人格特质,具有持能力增长内隐态度者的特征,可能影响到成就目标定向。

3.成就目标定向、学业自我效能与学习投入

已有的大量研究发现,掌握趋近与成绩趋近目标定向能正向预测自我效能,掌握回避与成绩回避目标定向负向预测自我效能[20],成绩回避目标定向对自我效能产生显著负向影响[21]。成绩回避目标定向与低学习投入和自我妨碍相关[22],掌握目标和成绩趋近目标定向与学习倦怠具有负相关,而成绩回避目标定向与学习倦怠具有正相关;学业自我效能在成就目标定向与学习倦怠的关系中起部分中介作用。[23]张守臣等人以初中生为对象进行的研究表明:初中生成就目标定向与学业求助的关系比较密切;初中生成就目标对求助行为的影响部分是以自我效能为中介变量进行传递的。[24]同时,沃格尔(F. R. Vogel)等人以材料学科的学生为对象的研究显示,学业自我效能是学习投入的显著预测因素。[25]石雷山等人的一项研究也显示,学业自我效能通过学习的付出与努力以及在遭遇挫败时的坚持程度等因素影响学生对学习的投入水平(β=0.77,P<0.001)。[26]此外,学业自我效能感对学业拖延有直接负向效应。[27]

基于以上分析,结合温忠麟等人对中介效应检验的建议[28],本研究提出以下两个假设:

假设1:批判性思维倾向、成就目标定向、学业自我效能、学习投入四者之间显著相关,且前者对后三者有预测作用;

假设2:成就目标定向、学业自我效能在批判性思维倾向与学习投入之间起链式中介作用。

三、研究方法

1.研究对象

本研究采取整群取样方法,湖北、河南、江苏三省的6所普通本科院校的大学生参与了问卷调查,共发放问卷470份,回收460份,问卷回收率为97.8%,根据测谎题及经验剔除法剔除23份无效问卷,共获得有效问卷437份,问卷有效回收率为92.9%。其中,男生170人,占38.9%,女生267人,占61.1%,独生子女占比为35.9%;一至四年级学生占比分别为32.7%、24.0%、31.4%、11.9%;人文社会科学学生263人,占60.2%,自然科学学生174人,占39.8%;父母文化水平为大学及以上的83人,占19.0%,为高中、中专的140人,占32.0%,为初中及以下的214人,占49.0%。

2.研究工具

(1)批判性思维倾向量表。CCTDI(California Critical Thinking Disposition Inventory)原表由费希万(P. A. Facione)等人开发[29],国内学者已证实CCTDI可以作为中文背景人群批判性思维倾向的测量工具[30]。香港理工大学的彭美慈等人联合我国港、澳、台地区及内地多所大学,从概念等值的层面,通过本土化的诠释和翻译制定了批判性思维能力(中文版)测量表(CTDI—CV)。[31]本研究在预研究中以大样本(N—1156)对彭美慈七因素结构的量表进行检验,因子分析没有复制七个因素的原始因素结构,但支持四因素的结构,四因子累计解释总方差的49.38%。这与国外多项对CCTDI原表结构效度验证的研究[32-34]结果一致,体现出四因素结构在多项研究中的稳定性。在本研究中,批判性思维倾向总量表共17个项目,采用李克特6点计分,四维度命名及含义分别为,求真求知度:拥有好奇心与学习的愿望,努力探寻知识,题项如“我喜欢找出事物是如何运作的”;思维的自信与成熟度:能利用推断解决问题和做决定,相信自身的推理能力,题项如“我不知道运用什么标准来衡量绝大部分问题”;系统分析度:能聚焦于问题,有利用证据推理和分析问题的习惯,题项如“我善于有条理地去处理问题”;客观与开放度:对他人观点持客观态度,对自己的偏见保持警觉,题项如“各人有权利发表他们的意见,但我不会理会他们”。总量表和四个维度的Cronbach a系数依次为0.79、0.70、0.67、0.74、0.52,验证性因素分析各项拟合指标为:x2/df=1.994,RMSEA=0.048,GFI=0.942,IFI=0.918,TLI=0.902,CFI=0.917,SRMR=0.055,较好的测量学指标表明可以用它来进行团体测验。

(2)成就目标定向问卷。采用刘惠军、郭德俊编制的《成就目标定向量表》[35],该量表共29个项目,分为掌握趋近目标、掌握回避目标、成绩趋近目标、成绩回避目标四个维度,采用李克特5点计分,维度总得分为各维度内所有项目的平均分。本研究中,总量表的Cronbach a系数为0.88,掌握趋近、掌握回避、成绩趋近和成绩回避的分别为0.77、0.76、0.85、0.82。

(3)学业自我效能感问卷。采用梁宇颂、周宗奎编制的《学业自我效能感问卷》。[36]该问卷把学业自我效能分为学习能力自我效能感与学习行为自我效能感两个维度,分别有11个项目,共22个项目,采用李克特5点计分。本研究中,总量表的Cronbach a系数为0.86,能力效能和行为效能维度分别为0.84、0.62。

(4)学习投入问卷。采用李西营于2010年翻译并修订的学习投入量表。[37]原量表有动机、精力与专注三个子量表,本研究将研究重点放在精力的投入与投入的专注程度,即投入的量与质两方面,故选取精力与专注两个分量表作为学习投入的测量指标,其中精力量表有6题,专注量表5题,问卷采用李克特7点计分法。本研究中,总量表的Cronbach a系数为0.90,精力投入和投入专注度维度分别为0.86、0.85。

3.程序及数据处理

以班级为单位,由心理学、教育学研究生使用标准化的指导语进行整体测试,当场回收和核对问卷。使用SPSS21.0和AMOS21.0统计软件来整理和分析数据。

4.共同方法偏差控制

由于本研究均采用自我报告收集数据,可能会导致共同方法偏差效应。本研究采用如下程序和方法进行控制:在问卷中设置测谎题;所有问卷采用匿名;部分项目使用反向计分;被试来自多省份的多所学校,来源空间具有差异;采用抽奖或赠送签字笔的方式吸引学生认真作答。采用周浩、龙立荣等人的意见[38],使用Harman单因子检验对共同方法偏差进行分析,结果发现,未旋转情况下共有20个因子的特征值大于1,并且第一个因子解释的变异量为17.73%,小于40%的临界标准,表明该研究共同方法偏差问题不明显。

四、研究结果

1.各考察变量的描述统计与相关分析

由表1可知,思维的自信与成熟度维度得分较低(M=3.75,SD=0.85),批判性思维倾向总得分和其余维度得分均高于4.2分(中值为3.5),思维的自信与成熟度、系统分析度的标准差高于另外两个维度(SD=0.85,0.81)。批判性思维总分与其四个维度得分相关介于0.59—0.77之间,且四个维度之间均显著相关,反映出由四维度构成的批判性思维总量表具有较好的内部一致性。尽管客观与开放度同学业自我效能及学习投入的关联度不高,但批判性思维倾向总得分及其余三个分维度均与二者显著正相关。批判性思维总得分与掌握趋近、成绩趋近呈正相关,与掌握回避与成绩回避呈负相关,其中与掌握趋近的关联性最强(r=0.44,P<0.01),且掌握趋近目标定向与学业自我效能及学习投入的关联性较其他三类目标定向最强。根据本研究的研究目标,选取掌握趋近目标定向作为批判性思维倾向与学业自我效能及学习投入之间的中介变量加以研究。各变量之间的关联度符合理论预期,为研究假设提供了初步支持。

表1 各研究变量的描述统计与相关分析

CTD1

CTD2

CTD3

CTD4

ZWQJ

ZWHB

CJQJ

CJHB

TRJL

TRZZ

NLXN

XWXN

CTD

1

CTD1

.74**

1

CTD2

.77**

.28**

1

.

CTD3

.68**

.53**

.34**

1

CTD4

.59**

.22**

.42**

.17**

1

ZWQJ

.44**

.49**

.22**

.39**

.14**

1

ZWHB

-.14**

.05

-.30**

-.07

-.03

.26**

1

CJQJ

.12*

.27**

-.06

.20**

-.08

.40**

.41**

1

CJHB

-.30**

-.10

-.36**

-.16**

-.29**

.08

.46**

.37**

1

TRJL

.33**

.29**

.22**

.34**

.06

.49**

.03

.20**

-.01*

1

TRZZ

.36**

.31**

.26**

.33**

.10*

.43**

.03

.15**

-.11*

.67**

1

NLXN

.51**

.55**

.29**

.49**

.70

.59**

-.02

.33**

-.14**

.49**

.48**

1

XWXN

.39**

.46**

.16**

.39**

.10*

.53**

.13**

.24**

-.09

.30**

.35**

.58**

1

M

4.24

4.55

3.75

4.21

4.42

3.39

3.48

3.48

2.37

4.19

4.19

3.60

3.67

SD

0.54

0.64

0.85

0.81

0.76

0.57

0.80

0.73

0.82

0.94

1.02

0.58

0.60

注:N=437;CTD代表批判性思维倾向,CTD1、CTD2、CTD3、CTD4分别代表求真求知度、思维的自信与成熟度、系统分析度及客观与开放度,ZWQJ、ZWHB、CJQJ、CJHB分别代表掌握趋近、掌握回避、成绩趋近、成绩回避,TRJL、TRZZ、NLXN、XWXN分别代表投入精力、投入专注、能力效能、行为效能;*表示P<0.05,**表示P<0.01,***表示P<0.001,下同。

2.中介效应检验

根据研究假设,建立一个整体模型进行考察。以批判性思维倾向为自变量,学习投入为因变量,掌握趋近目标定向和学业自我效能为中介变量,考察假设2的链式中介作用是否成立。

采用普里奇(K. J. Preacher)和海耶斯(A. F. Hayes)开发的PROCESS macro程序[39]检验链式中介模型,采用偏差校正的百分位Bootstrap法进行中介效应检验,Bootstrap法是目前最理想的中介效应检验方法[40],统计功效高[41]。将重复取样设定为5000,中介效应量的置信区间为95%,如果各路径系数的95%置信区间没有包括0,表明中介效应显著。由表2可知,在控制了性别和学科后,批判性思维倾向对学习投入的直接效应显著(β=0.16,P<0.05),总效应达0.62(P<0.001),间接效应合计占总效应的74.19%,说明此模型为部分中介效应模型(见图1)。此外,批判性思维倾向正向影响掌握趋近目标(β=0.48,P<0.001),直接并通过掌握趋近间接正向影响学业自我效能(β=0.53,P<0.001)。

表2 模型中变量关系的回归分析

回归方程

整体拟合指数

回归系数显著性

结果变量

预测变量

R

R2

F

β

SE

t

95%置信

区间

掌握趋近

性别a

0.46

0.21

38.81***

-0.15

0.05

-2.89

-0.25

-0.05

学科b

-0.07

0.05

-1.32

-0.17

0.03

CTD

0.48

0.05

10.62

0.39

0.57

学业效能

性别

0.69

0.48

100.55***

0.08

0.04

1.89

0

0.16

学科

0.02

0.04

0.41

-0.06

0.1

CTD

0.29

0.04

7.29

0.21

0.37

掌握趋近

0.5

0.04

13.23

0.43

0.58

学习投入

性别

0.58

0.34

44.23***

-0.01

0.08

-0.07

-0.16

0.14

学科

-0.17

0.07

-2.25

-0.31

-0.02

CTD

0.16

0.08

2.09

0.01

0.31

掌握趋近

0.43

0.08

5.31

0.27

0.59

学习效能

0.46

0.09

5.32

0.29

0.64

注:a1代表男,a0代表女;b1代表人文社会科学,b0代表自然科学(理、工、农、医)

图1 掌握趋近目标定向、学业自我效能起链式中介效应的路径图

在批判性思维倾向可能影响学习投入的三条间接路径(见表3)中,各路径的95%置信区间都没有包括0,表明三条间接路径均有效,间接效应值分别为0.21、0.14、0.11,分别占总效应的33.87%、22.58%、17.74%,验证了掌握趋近目标定向、学业自我效能在批判性思维倾向与学习投入之间的链式中介作用成立。

表3 链式中介模型效应分解图

路径

估计值

标准误

95%置信区间

占总效应比

上限

下限

CTD→学习投入(直接效应)

0.16

0.08

0.01

0.31

25.81%

路径1:CTD→掌握趋近→学习投入

0.21

0.05

0.11

0.32

33.87%

路径2:CTD→学业效能→学习投入

0.14

0.03

0.08

0.21

22.58%

路径3:CTD→掌握趋近→学业效能→学习投入

0.11

0.03

0.07

0.17

17.74%

总间接效应

0.46

0.07

0.33

0.59

74.19%

五、结论与讨论

本研究探讨了批判性思维倾向与成就目标定向、学业自我效能、学习投入三者间的关系及其作用机制。研究发现,批判性思维倾向与三者均显著相关,且批判性思维倾向对本研究选取的掌握趋近目标定向和学业自我效能、学习投入三者均有显著(P<0.001)正向影响,影响作用分别达到0.48、0.53、0.62,研究假设1得到了验证;成就目标定向、学业自我效能在批判性思维倾向与学习投入之间链式中介模型的三条间接路径均显著,中介效应占总效应的74.19%,链式中介模型成立,研究假设2也得到了验证。

1.大学生批判性思维倾向整体水平良好,但思维的自信与成熟度水平不高

描述性结果显示,大学生批判性思维倾向得分为4.24分(中值为3.5分),各维度中,求真求知度得分最高(M=4.55,SD=0.64),思维的自信与成熟度得分最低且标准差最大(M=3.75,SD=0.85),系统分析度的标准差也较大(SD=0.81)。这反映出学生批判性思维倾向整体处于中等偏上水平,学生的好奇心与追寻知识、愿意学习的倾向水平较高。思维的自信与成熟度是多数学生批判性思维倾向水平的短板,且在思维自信与成熟度和系统分析度方面个体差异较大。这说明大学生在相信自己所做出的理性判断、引导他人合理解决问题的自信、利用证据和推理来分析和解决问题等方面的倾向性水平还有较大提升空间。这一结果与国内部分学者得出的大学生批判性思维自信度与成熟度在所有维度中得分最高或较高的结果并不一致,可能是因为样本差异或这些研究均没有对批判性思维倾向总量表的结构效度进行验证所致。[42][43]

2.批判性思维倾向可以显著预测大学生成就目标定向

相关分析结果显示,批判性思维倾向与趋近目标定向呈显著正相关,与回避目标定向呈显著负相关。在批判性思维子维度与四类成就目标之间的关系中,掌握趋近目标定向与求真求知度、系统分析度的正向关联性最强(r=0.49,0.39,P<0.01),而成绩回避目标定向则同思维的自信与成熟度以及客观与开放度的负向关联最强(r=-0.36,-0.29,P<0.01),意味着掌握趋近目标定向得分高的学生优势在于其求真求知性高、系统分析度强,而成绩回避目标定向得分高的学生劣势在于其思维的开放、自信、成熟度弱。

研究发现,批判性思维倾向正向预测掌握趋近目标定向。除前文所提及的德韦克的理论外,近期研究者提出的目标追求的行动阶段模型和目标自动激活模型理论有助于我们理解批判性思维倾向与掌握趋近目标定向之间的关系。目标追求的行动阶段模型认为,目标追求过程由前决策阶段、前执行阶段、行动阶段与后行动阶段四个不同但连贯的阶段构成,各阶段任务分别是设定目标、执行目标、实现目标和评价目标。在前决策阶段,个体依据渴望性及可得性的评价标准对各种欲求进行评价,以决定是否将某个欲求确定为目标,即形成目标意向,做出目标承认。[44]巴奇(J. A. Bargh)提出的目标自动激活模型理论认为,个体可以自动、无意识地采纳和追求目标,目标在个体头脑中是具有表征的,在个体意识不到的情况下指导目标导向行为,认知规范是目标的支配性因素之一。[45]无意识的目标激活与追求效应获得了大量实证研究的支持。[46]

据此,批判性思维倾向会影响个体的目标定向,作为一种认知惯性与规范,它对个体成就目标的影响可能是无意识的。具体来说,第一,持掌握目标者渴望自身内在得到发展,持成绩目标者渴望得到外部的认可,好奇心与求真、求知欲是批判性思维倾向的重要特征,这些指向内在的渴望将使得个体在形成掌握目标方面占到优势;第二,目标的自动激活模型认为,认知规范影响目标设定,目标设定是自动、快速的无意识过程,作为一种求真求知与理性的思维惯性与认知规范,批判性思维倾向影响成就目标的选择可能是在无意识过程中完成的,并且此种寻求理由支持和探索的倾向将影响大学生的行为方向,有利于大学生产生趋近或积极而非回避或消极的目标定向。

3.批判性思维倾向正向影响大学生学业自我效能,且经由学业自我效能影响学习投入

研究发现,批判性思维倾向正向影响学生学业自我效能,且通过学业自我效能影响学习投入。有研究显示,体现出趋近目标定向的主动性人格能显著预测学业自我效能。[47]此外,自我决定理论认为,自主需求、胜任需求的满足有助于个体适应。[48]一方面,批判性思维倾向作为稳定的思维方式和思维习惯在很大程度上决定了大学生独立思考、推理、决策的水平或层次,有利于大学生实现认知自主,充分满足了大学生的自主需求,使其能体验到更多的自主掌控感,随之体验到更多的学业自我效能,进而维持并增加学习投入。另一方面,批判性思维倾向水平高的学生更有可能持掌握目标,重视个人成长和自我发展,也更有可能从事能够满足自己基本心理需求的活动,更能体验到参与、选择、进步等内心感受,随之能体验到成就感、胜任感和自我效能感。李燕平等人采用实验室实验的方法部分支持了这一观点,即掌握目标组在实验过程中对实验任务的内在兴趣高,也更多地体验到愉悦感。[49]

研究结果也发现,批判性思维倾向直接影响大学生的学习投入。根据行为的驱力理论,驱力激发或驱动个体行为以满足需要,消除紧张。批判性思维倾向水平高的个体,其好奇心与求知欲也高,由二者所形成的认知驱力正向影响大学生的学习投入水平。

4.批判性思维倾向通过掌握趋近目标定向、学业自我效能形成链式中介作用影响学习投入

假设2的链式中介作用成立,意味着由本研究中分属人格特质、动机、情感自我与行为层面的四个变量形成的整体模型得到验证。人格的认知—情感加工系统理论认为,个人行为是由大量的个人变量相互作用塑造的,认知—情感单元是所有的心理表征,主要由编码、预期和信念、情感、目标和价值、能力和自我调节的计划5种类型组成;人格特质与个人的认知—情感单元相互作用,产生了行为。[50]具体到本研究中,几者的作用模式为,批判性思维倾向作为有鲜明认知特征的倾向,在编码策略上更易采取整体、分析与客观的编码策略,此种建构和解码的过程会影响大学生的学习动力与情感过程;而成就目标定向、学业自我效能则分属于预期、目标与情感系统,进而对学习投入行为产生影响。本研究所验证的链式中介效应深入地解释了批判性思维倾向对学习投入行为的影响机制,也深化了人格特质与学习行为关系的研究。

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