王重光，張治勇

（阜陽師范大學 教育學院，安徽 阜陽236037）

一、研究背景與問題提出

近些年，國家對師范教育和師范生培養(yǎng)問題高度重視，出臺了一系列政策，投入了大量的財政經費支持，特別是2017 年教育部印發(fā)《普通高等學校師范類專業(yè)認證實施辦法（暫行）》（以下簡稱《辦法》），開啟了全面推進提高師范類人才素質培養(yǎng)體系建設的新嘗試，《辦法》中明確提出以“學生中心、產出導向、持續(xù)改進”為基本理念，進一步要求高校在遵循師范生成長成才規(guī)律的基礎上，強調以學習效果為導向，全方位、全過程評價師范類專業(yè)人才培養(yǎng)質量。早在1951 年，美國著名心理學家卡爾·羅杰斯（Carl Ransom Rogers）就提出了“以學生為中心”的教育觀點。［1］他認為學習評價是學習活動的重要組成部分，在評價過程中應重點關注學習者的主體性與潛能發(fā)揮。1998 年，聯合國教科文組織也指出21 世紀全球高等教育需要轉向“以學生為中心”的新視角和新模式，要求各國的高等教育決策者視學生為教育改革的主要參與者，重點關注學生的發(fā)展及需要，并預言“以學生為中心”的理念必將對未來全球高等教育產生深遠影響。［2］進入新世紀以來，教育界開始將高等教育質量保障向“學生本位”聚焦，以大學生學業(yè)收獲為標志的教育質量主題逐漸成為國際高等教育管理研究的新趨向。因此，在強調“新師范”的今天，重視師范生的培養(yǎng)與發(fā)展問題，既是時代之需，更是社會發(fā)展之必然，如何有效提升師范生的學業(yè)收獲水平成為當前學術界廣泛關注研究的問題。

院校環(huán)境對學生的學業(yè)收獲能夠產生顯著正向影響的觀點已經得到不少國內外學者的證明，但是在院校環(huán)境如何影響學生學業(yè)收獲這一問題上卻存在較大分歧。從已有文獻的研究范式看，目前大多數關于院校環(huán)境與學業(yè)收獲關系的研究，主要采用主效應模型的研究范式，即認為院校環(huán)境及其各維度因素直接作用于學業(yè)收獲。但是事實上，院校環(huán)境及其子因素也可能會通過諸多因素的影響間接地對學生的學業(yè)收獲產生作用，即中介效應模型可能會更好地揭示這一過程的作用機制。文獻研究還發(fā)現，大學生的學習性投入、學業(yè)收獲與其學業(yè)自我效能感有著密切的聯系，考慮到院校環(huán)境是影響大學生學業(yè)收獲的外部動因，在院校環(huán)境影響大學生學業(yè)收獲的過程中，學業(yè)自我效能感作為學生內在的心理資本，可能會發(fā)揮中介作用，也就是說院校環(huán)境極有可能是通過影響學生的學業(yè)自我效能感來間接作用于學業(yè)收獲。從已有文獻的研究對象選擇看，多以某一所院校或全國性普查的方式對大學生群體的學業(yè)收獲現狀進行實證分析，很少對某一區(qū)域內單一屬性院校學生的學業(yè)收獲情況進行分析。

鑒于此，本研究在研究范式上借鑒了國外院校影響模型，進一步論證院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感與大學生學業(yè)收獲的關系問題，在研究對象的選擇上，以安徽省4 所高水平師范大學1062 名在校師范生為樣本，采用實證分析方法來客觀反映該區(qū)域師范教育、師范生培養(yǎng)的整體發(fā)展水平及現狀，探尋影響師范生學業(yè)收獲的主要動因，進而把師范生學業(yè)發(fā)展問題引入到師范生人才培養(yǎng)的全過程，為解決師范教育發(fā)展難問題提供理論與實務方面的指導和建議。

二、文獻回顧與研究假設

（一）院校環(huán)境對學業(yè)收獲的影響

院校環(huán)境本身是一個內涵豐富且復雜的學術概念，目前學術界尚未形成一致共識。威爾遜（Wilson）從環(huán)境性質層面分析得出好的院校環(huán)境能夠為學習者提供相互支持與合作學習的機會與平臺，激發(fā)學生共享各種工具和信息資源，參與解決問題的各項活動，進而達成更高的學習目標。［3］何克抗、李文光則從環(huán)境內容層面提出院校環(huán)境由學習資源和人際關系兩部分構成，其中學習資源包含學習材料、認知工具、學習者的學習空間等；人際關系則包括學生之間、師生之間的人際交往。［4］綜合已有觀點，學者王云將院校環(huán)境定義為學習者在校期間的就讀經歷與體驗，其中包括來自教學課程、課堂、教師、專業(yè)、校園娛樂生活等方面的各種經驗或實踐。［5］盡管對院校環(huán)境內容維度的構成認識不盡一致，但大多數研究都認為院校所提供的課程教學、學習氛圍、人際互動、社會實踐等支持內容對學生的學業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響。阿斯廷（Astin）提出的I-E-O 模型，首次將院校環(huán)境作為影響學生產出的重要變量；［6］羅森夏恩（Rosenshine）的相關實證研究也表明了只有當院校環(huán)境支持學生積極參與到有效的教育實踐活動中去，學生的學習成果和學業(yè)收獲才能最大化；［7］于海琴等從課程學習、師生關系、同學關系、項目與實踐、學習氛圍和制度環(huán)境六個方面，實證分析了學校環(huán)境對大學生學習方式、學業(yè)收獲的影響；［8］何明炳從學業(yè)成功支持、人際情感支持、融入集體支持以及經濟問題支持四個方面探討了校園支持對師生互動、學業(yè)收獲的影響；［9］崔玉平等將院校環(huán)境定義為專業(yè)課程設置、任課教師與教學、校園管理與服務、人際與學習氛圍四個要素，實證分析出大學生對院校環(huán)境的評價態(tài)度正向影響學生的學業(yè)滿意度；［10］田甜則從人際關系營造、課程挑戰(zhàn)、課程認知期望、學習支持四個方面得出院校環(huán)境對大學生學業(yè)收獲的顯著影響。［11］從上述的研究成果可以發(fā)現，院校環(huán)境是影響大學生學業(yè)滿意度、學業(yè)收獲的重要變量?；诖?，本文將院校環(huán)境內容定義為課程與教學、人際互動、學習環(huán)境、服務與管理、項目實踐五個維度，并提出如下假設：

H1：院校環(huán)境及其各維度都對師范生學業(yè)收獲具有顯著正向影響。

（二）學業(yè)自我效能感的中介作用

自我效能感是由美國心理學家班杜拉（Bandura）最早提出來的一個概念，它是指人們對自己實現特定領域行為目標所需能力的信心或信念，該觀點已在諸多領域被證明能夠有效預測個體某種行為的實施。［12］學業(yè)自我效能感是自我效能感在學業(yè)領域中應用而衍生出來的概念，梁宇頌首次將學業(yè)自我效能感引入到實證研究中；［13］黃憶春在研究學業(yè)自我效能感與學業(yè)成就的關系、作用機制與影響因素的問題上，明確將學業(yè)自我效能感定義為與學生的學業(yè)學習有關的自我效能感，具體地說，就是學習者對自己能否利用所擁有的能力或技能去完成學習任務的自信程度的評價，是對控制自己學習行為和學習成績能力的一種主觀判斷。［14］學界一致認為，學業(yè)自我效能感主要由兩個維度構成，分別為學習能力自我效能感和學習行為自我效能感，前者是指個體對自己是否具有順利完成學業(yè)、取得良好成績和避免學業(yè)失敗的學習能力的判斷和自信；后者是指個體對自己能否采取一定的學習方法達到學習目標的判斷與自信。學業(yè)自我效能感在學情研究領域所起到的關鍵性作用在當下備受關注，一方面學業(yè)自我效能感是一個預測變量，它能夠影響學習動機、學業(yè)收獲等。例如，國內外學者對學業(yè)自我效能感在學業(yè)收獲上的研究結果基本一致，即學業(yè)自我效能感與學生的學業(yè)收獲存在顯著正相關性。舒克（Schunk）等人的研究表明學生的學業(yè)效能感水平可以正向預測學生的學業(yè)收獲，即具有高學業(yè)效能的學生會取得較高的學業(yè)收獲，具有低學業(yè)效能的學生會取得較低的學業(yè)收獲。［15］默頓（Multon）等人對學業(yè)自我效能感與學業(yè)收獲研究的有關文獻進行元研究，發(fā)現學業(yè)自我效能感正向影響學業(yè)收獲，其解釋度達14%；［16］王有智等對貧困地區(qū)學生自我效能、內部動機和學業(yè)成績的關系研究表明，學業(yè)自我效能感可以預測學業(yè)收獲的15.7%；［17］蔡文伯通過對新疆地區(qū)901 名少數民族大學生學習經歷的實際調查發(fā)現，大學生學業(yè)自我效能感對學習策略、學業(yè)收獲都具有顯著的正向作用。［18］另一方面，學業(yè)自我效能感又是一個結果變量，受到一系列因素影響。例如，馬偉娜和林飛的研究表明，大學生得到的社會支持越多，自我效能感越高，其心理健康水平就越高；反之，如果得到的社會支持越少，自我效能感就越低，其心理健康水平也就越低；［19］梁亞男以江西省某中職學校300 名學前教育專業(yè)學生為對象，實證分析了來自社會支持因素對學前專業(yè)學生自我效能感的影響，研究表明：來自同學、朋友以及家人等人際支持會對其自我效能感提升具有顯著正向作用，即人際關系支持水平高的學生，自我效能感相對較高，人際關系支持低的學生，自我效能感相對較低；［20］楊青華通過高中生物PBL 教學的實驗研究，探索PBL 教學對學生學業(yè)自我效能感的影響，研究表明：PBL 教學有助于學生獲得更多的成功體驗，提高學生學習的興趣和期望，引導學生科學看待失敗、比較和壓力，進而提高學業(yè)自我效能感水平。［21］此外，學者黎志華、尹云霞在分析社會支持與大學生希望的關系研究問題上，采用回歸分析的方法驗證了自我效能感在社會支持與大學生希望中的中介作用，其影響系數為0.28，說明了社會支持顯著正向影響大學生的自我效能感；［22］學者帕哈雷斯（Pa?jares）通過對329 名中學生的調查分析中得出先前就讀經歷會以學業(yè)自我效能感為中介，間接影響學生后來的學業(yè)表現。［23］

學業(yè)自我效能感具有預測變量和結果變量的雙重屬性。因此，將學業(yè)自我效能感作為院校環(huán)境和學業(yè)收獲之間的中介變量來考察其對學習過程的影響，對于更好地認識和理解學生學業(yè)發(fā)展有很大意義。因此，本研究分析院校環(huán)境與學業(yè)收獲關系的同時，進一步論證了學業(yè)自我效能感及其各維度在院校環(huán)境與學業(yè)收獲之間的中介作用。據此，提出如下假設：

H2：院校環(huán)境及其各維度都對師范生學業(yè)自我效能感具有顯著正向影響；

H3：師范生學業(yè)自我效能感及其各維度都對師范生學業(yè)收獲具有顯著正向影響；

H4：師范生學業(yè)自我效能感及其各維度在院校環(huán)境和學業(yè)收獲之間發(fā)揮中介作用。

三、研究設計與實證過程

（一）師范生學業(yè)收獲的理論模型建構

地方師范院校作為我國高等教育生態(tài)的子系統(tǒng)，既是全國600 多所地方普通本科高校的重要組成部分，更是全國180 多所師范院校的主力軍，關注師范生的學業(yè)發(fā)展及培養(yǎng)質量，并嘗試構建符合師范生人才培養(yǎng)模式的學業(yè)收獲影響因素模型意義重大。

因此，本研究選取安徽省域內4 所高水平地方師范大學為數據樣本，一方面，能較為客觀、全面地反映某一地區(qū)師范教育的整體發(fā)展水平及現狀，為地方師范院校提升師范教育質量及師范生人才培養(yǎng)提供可行方案；另一方面，能為后續(xù)研究提供較為科學的實證參考，為開展不同區(qū)域、不同層次師范教育質量評估及師范生發(fā)展水平的橫向、縱向比較提供現實可能。

綜上所述，本文在院校影響模型基礎上，引入學業(yè)自我效能感變量，對院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感與學業(yè)收獲的關系問題進行實證研究，并構建了師范生學業(yè)收獲影響因素模型（見圖1）。

（二）數據收集和樣本說明

本文采用問卷調查的研究方法，以安徽省4 所省屬本科師范大學的在校師范生為對象。問卷中共涉及觀測指標項68 題，包含院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感、學業(yè)收獲三個測量維度，均采用Likert 五點量表測量法。此外，還對師范生的個人背景及就讀體驗進行調查，包括性別、年齡、年級、學科背景等14 項觀測選題，問卷總計82 題。

圖1 師范生學業(yè)收獲影響因素模型

調查過程分為預測試和正式測試兩個階段，在初步設計各測量指標的相應題項后，經由多名研究生對問卷題項的結構和句詞語義等問題審閱，進行篩選和修改形成預測問卷。通過隨機抽取234 名師范生進行預測試，利用統(tǒng)計軟件SPSS21.0 對問卷進行信度和效度檢驗，問卷總體信度良好，Cronbach’sα 系數值在0.95 以上，這說明該問卷所有題項一致性很好，具有很高的可信度。此外，問卷中的院校環(huán)境量表、學業(yè)自我效能感量表以及學業(yè)收獲量表的KMO 值均高于0.85 以上，說明各量表適合進行探索性因子分析，通過對預測試問卷進行因子降維處理，刪除各量表中因子載荷小于0.5 的題項，并形成最終的測試問卷，共計65 題。

基于此，本研究正式開展數據采集工作，自2020 年4 月初至5 月中旬，通過線上發(fā)放電子問卷鏈接的形式，來自安徽師范大學、安慶師范大學、淮北師范大學、阜陽師范大學等數十位高校教師、輔導員參與問卷發(fā)放工作，來自4 所高校的漢語言文學、教育學、思想政治教育、外語、數學、計算機、化學、物理學等師范專業(yè)學生參與調查，共回收有效問卷1062 份，通過對師范生樣本數據的整理，共有安徽師范大學問卷283 份，安慶師范大學問卷233 份，阜陽師范大學問卷342 份，淮北師范大學問卷204 份。其中，男生420 人，女生642 人，大一年級264 人，大二年級280 人，大三年級323 人，大四年級195 人，數據整體取樣較為合理。

（三）問卷設計

本次調查問卷包括三個部分。第一部分是控制變量，主要包括性別、政治身份、就讀院校、就讀經歷等人口統(tǒng)計學信息；第二部分是自變量，主要包括院校環(huán)境量表和學業(yè)自我效能感量表；第三部分是因變量，由學業(yè)收獲量表構成。

院校環(huán)境量表主要參考了王云、崔玉平、何明炳、于海琴、田甜等人觀點，將師范院校的院校環(huán)境支持要素概括為課程與教學、人際互動、學習環(huán)境、服務與管理、項目實踐五個維度，共編制19 個測量指標。回答選項從“非常不同意”到“非常同意”分為五個等級，分別賦值1～5 分。經SPSS21.0 效度檢驗發(fā)現，各維度調查問卷皆具有較高的信度，其Cronbach’s α值分別為0.85、0.91、0.87、0.92、0.91，這說明本研究中相關變量的問卷調查信度良好。通過對不同影響因素進行因子分析發(fā)現，院校環(huán)境因素的19 個題項，其因子載荷值均大于0.5，最高為0.92，最低為0.52，均通過檢驗，并提取課程與教學因子、人際互動因子、學習環(huán)境因子、管理與服務因子、項目實踐5 個公共因子，能夠解釋院校環(huán)境因素的78.86%，這說明這5個因子能夠較好地解釋原有變量包含的信息。

學業(yè)自我效能感量表借鑒參考了學者梁宇頌［13］的研究觀點，將其概括為學業(yè)能力自我效能感和學業(yè)行為自我效能感兩個維度，共自主編制11 個題項?；卮疬x項從“非常不同意”到“非常同意”分為五個等級，分別賦值1～5。學業(yè)自我效能感因素的11 個題項，其因子載荷值均大于0.5，最高為0.86，最低為0.51，均通過檢驗，并提取學習能力自我效能感因子、學習行為自我效能感因子作為2 個公共因子，能夠解釋大學生學業(yè)自我效能感的76.8%，這說明這兩個因子能夠較好地解釋原有變量包含的信息。

學業(yè)收獲量表借鑒了胡蕾［24］開發(fā)設計的大學生學業(yè)收獲調查問卷，將師范生的學業(yè)收獲這一因變量概括為知識與能力提升、認知發(fā)展與價值實現兩個維度，共編制18 個題項?；卮疬x項從“非常不同意”到“非常同意”分為五個等級，分別賦值1～5。經SPSS21.0 效度檢驗發(fā)現，其Cronbach’s α 值為0.93，說明問卷信度良好，通過對18 個潛在觀測變量采用最大方法因子分析，得出所有變量的因子載荷均大于0.5，進而提取知識與能力提升因子、認知發(fā)展與價值實現因子2 個公共因子，能夠解釋大學生學業(yè)收獲的79.89%，這說明這兩個因子能夠較好地解釋原有變量包含的信息。

（四）信度與效度檢驗

通過SPSS21.0 對正式測試的師范生學業(yè)收獲影響因素量表進行信度檢驗，結果顯示，本研究的總量表Cronbach’sα 信度系數為0.95，其中院校環(huán)境量表的Cronbach’sα 信度系數為0.96，學業(yè)自我效能感量表的Cronbach’sα 信度系數為0.93，學業(yè)收獲量表的Cronbach’sα 信度系數為0.94。采用KMO 和Bartlett 球形度檢驗，以確定正式問卷的數據是否適合進行因子分析。結果見表1，各維度量表的KMO 值均高于0.8 以上，提取各潛變量的觀測題項，其因子載荷均大于0.5 以上，累計解釋潛變量貢獻度均達到70%以上。通過進一步的AMOS 驗證性因子分析檢驗結果表明，院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感和學業(yè)收獲三個變量的的絕對匹配指標GFI、AGFI 值均大于0.9；RMSEA 值均小于0.08；增值匹配指標NFI、IFI、TLI、CFI 值均大于0.9。各測量模型擬合程度均符合標準，這說明三個量表收斂信度良好。

表1 師范生學業(yè)收獲問卷結構及測量檢驗（N=1062）

四、研究結果分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

從總體情況看，被調查的四所師范大學師范生的院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感、學業(yè)收獲的均值得分分別為2.24、2.42、2.35。其中，院校環(huán)境支持滿意度5 個因子得分從高到低依次是：學習環(huán)境（2.34）、項目實踐（2.27）、課程與教學（2.26）、服務與管理（2.25）和人際互動（2.08）；學業(yè)自我效能感評價滿意度2 個因子得分從高到低依次是學業(yè)行為自我效能感（2.45）、學業(yè)能力自我效能感（2.38）；學業(yè)收獲水平2 個因子得分從高到低依次是知識與能力提升（2.49）、認知發(fā)展與價值實現（2.21）。

表2 師范生學業(yè)收獲水平及影響因素的基本現狀（N=1062）

（二）直接效應的回歸分析假設檢驗

為明確各變量之間的相關關系，本研究對12 個變量做了Pearson 相關分析，各變量的均值、標準差和相關系數矩陣見表3。由表3 可知，院校環(huán)境的各維度變量與學業(yè)自我效能感、學業(yè)收獲的相關系數r 均達到0.5 水平之上（p＜0.01），這說明院校環(huán)境與學業(yè)自我效能感、院校環(huán)境與學業(yè)收獲都存在顯著相關性；與此同時，學業(yè)自我效能感的各維度變量與學業(yè)收獲的相關系數r 也普遍達到0.65 水平以上（p＜0.01），這說明學業(yè)自我效能感與學業(yè)收獲存在顯著相關，進而有助于將院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感、學業(yè)收獲兩兩對應變量進行回歸分析，以檢驗假設H1、H2、H3 是否成立。

本研究中院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感以及學業(yè)收獲等變量都并非單維度結構。基于研究目的，在探究直接效應時深入分析了院校環(huán)境各維度對學業(yè)收獲的影響以及學業(yè)自我效能感各維度對學業(yè)收獲的影響。具體回歸分析結果如表4 所示，院校環(huán)境對師范生學業(yè)自我效能感存在顯著的正向影響（β=0.657＊＊＊），其中項目與實踐（β=0.290＊＊＊）、學習環(huán)境（β=0.187＊＊＊＊）、課程與教學（β=0.081＊＊＊）、人際互動（0.057＊＊）依次對師范生學業(yè)自我效能感提升產生不同的作用效果；院校環(huán)境對師范生學業(yè)收獲同樣具有顯著的正向影響（β=0.672＊＊＊），其中項目與實踐（β=0.329＊＊＊）、學習環(huán)境（β=0.115＊＊＊）、人際互動（0.090＊＊＊）依次對師范生學業(yè)收獲提升產生不同的作用效果；學業(yè)自我效能感對師范生學業(yè)收獲存在顯著的正向影響（β=0.857＊＊＊），其中學業(yè)能力自我效能感、學業(yè)行為自我效能感依次會對師范生學業(yè)收獲提升產生不同的作用效果。綜上，假設H1、H2、H3 得到驗證。

表3 各變量描述性統(tǒng)計及相關系數矩陣（N=1062）

表4 回歸分析驗證假設的結果分析（N=1062）

（三）學業(yè)自我效能感的中介效應假設檢驗

在控制人口統(tǒng)計學變量影響的基礎上，探究學業(yè)自我效能感在院校環(huán)境對學業(yè)收獲影響過程中有無中介作用，層次回歸分析結果如表5 所示，可知學業(yè)自我效能感在院校環(huán)境與學業(yè)收獲之間起到部分中介作用。鑒于本研究中學業(yè)自我效能感是多維變量，包括學業(yè)能力自我效能感、學業(yè)行為自我效能感兩個維度，為了深入探究各維度在院校環(huán)境與學業(yè)收獲之間的影響，分別對兩個維度與院校環(huán)境、學業(yè)收獲進行回歸分析，具體分析結果如表6、表7 所示。

表6 結果表明，學業(yè)能力自我效能感在院校環(huán)境與學業(yè)收獲的關系上起到部分中介作用。通過sobel 中介效應檢驗得出，學業(yè)能力自我效能感在院校環(huán)境、知識與能力提升中發(fā)揮明顯的部分中介效應，其間接效應系數為0.4083（P＜0.01），總效應值為0.6718，中介效應占比為60.78%；學業(yè)能力自我效能感在院校環(huán)境、認知發(fā)展與價值實現中也發(fā)揮明顯的部分中介效應，其間接效應系數為0.3454，總效應為0.6924，中介效應占比為49.88%，這說明學業(yè)能力自我效能感對師范生知識與能力提升的中介效應更為顯著。

表5 學業(yè)自我效能感中介效應的回歸分析（N=1062）

表6 學業(yè)能力自我效能感中介效應分析（N=1062）

表7 學業(yè)行為自我效能感中介效應分析（N=1062）

表7 結果表明，學業(yè)行為自我效能感同樣在院校環(huán)境、學業(yè)收獲的關系上起到部分中介作用。通過sobel 中介效應檢驗得出，學業(yè)行為自我效能感在院校環(huán)境、知識與能力提升中發(fā)揮明顯的部分中介效應，其間接效應系數為0.3468（P＜0.01），總效應值為0.6717，中介效應占比為51.63%；學業(yè)行為自我效能感在院校環(huán)境、認知發(fā)展與價值實現中也發(fā)揮明顯的部分中介效應，其間接效應系數為0.2726，總效應為0.6724，中介效應占比為40.54%，這說明學業(yè)行為自我效能感對師范生知識與能力提升的中介效應更為顯著。

基于上述分析可知師范生學業(yè)自我效能感及其各維度在院校環(huán)境、學業(yè)收獲關系中起到部分中介效應，原假設H4 得到完全驗證。

五、研究結論及啟示

（一）數據分析結論

本文探究了院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感對師范生學業(yè)收獲的影響及作用。主要得出以下三點結論：

一是從安徽省高等師范院校師范生培養(yǎng)的整體狀況看，四所師范大學師范生對其學業(yè)收獲水平、院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感滿意度評價處于中等偏下水平，且院校之間不存在顯著差異。

二是院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感與學業(yè)收獲之間，以及三者各維度之間都存在顯著相關性?；貧w分析顯示，彼此間的直接效應顯著，其中，院校環(huán)境中的人際互動、學習環(huán)境、項目實踐對師范生學業(yè)能力自我效能感、學業(yè)行為自我效能感均有顯著正向作用，課程與教學、服務與管理作用不顯著；學業(yè)能力自我效能感、學業(yè)行為自我效能感對師范生的知識與能力提升、認知發(fā)展與價值實現均有顯著正向作用，其學習行為自我效能感作用效果更明顯；院校環(huán)境中的項目實踐、學習環(huán)境對師范生的知識與能力提升具有顯著正向作用，人際互動、項目實踐對師范生的認知發(fā)展與價值實現具有顯著正向作用，而課程與教學、服務與管理均不具有顯著性。

三是學業(yè)自我效能感及其各維度在院校環(huán)境與師范生學業(yè)收獲關系中具有顯著的中介效應。學業(yè)自我效能感在院校環(huán)境與師范生知識與能力提升的關系中起到部分中介作用；學業(yè)自我效能感在院校環(huán)境與師范生認知發(fā)展與價值實現的關系中也起到部分中介作用。學業(yè)能力自我效能感、學業(yè)行為自我效能感均在院校環(huán)境與師范生知識與能力提升的關系中起到部分中介作用，其中介效應占比分別為60.78%、51.63%；學業(yè)能力自我效能感、學業(yè)行為自我效能感均在院校環(huán)境與師范生認知發(fā)展與價值實現的關系中起到部分中介作用，其中介效應占比分別為49.88%、40.54%，這說明學業(yè)能力自我效能感在師范生知識與能力提升、認知發(fā)展與價值實現中的作用效果更加顯著。

（二）研究啟示

1.以“教學學術”理念進一步鞏固和提升地方師范院校課程教學質量

在課程建設方面。師范院校應更多地考慮如何去體現師范教育的培養(yǎng)目標和發(fā)展特色。事實上，師范生重視或不重視某類課程主要取決于該類課程對其自身未來發(fā)展有多大實用價值以及該類課程在學校的評價系統(tǒng)中占有怎樣的地位。調查發(fā)現，師范生在“學校開設的專業(yè)課程對我未來的職業(yè)發(fā)展具有重要意義”“每學期我都有繁重的專業(yè)課程學習任務”等問題上得分偏低，這說明師范生對學校課程建設的實用性和重要性不盡滿意。因此，師范院校需進一步加強師范教育類課程的實用價值，切實解決師范院校對于師范教育類課程的“事實上的”不重視現象，促使師范院校在培養(yǎng)未來教師中獨具價值的教育類課程受到應有的強調和尊重。

在課堂教學質量提升方面。針對師范生在“課堂上老師善于結合專業(yè)領域內的熱點問題進行教學”“課堂上同學們能夠積極討論并回答老師提出的專業(yè)問題”“課后我與任課教師進行充分的學習交流與合作”等問題上滿意度低問題，師范院校應將“教學學術”理念引入師范教育的課堂教學改革中去?！敖虒W學術”概念最早由博耶提出，后經舒爾曼等人發(fā)展，“教學學術”成為“教與學的學術”，該觀點強調教與學的互動，既要求教師從教學實踐中發(fā)現問題并研究解決問題，也要求學生積極參與教學，并成為意見的表達者，使教學不再是單純的知識傳授和知識學習，而成為一種學術，一種教與學的學術，在這一過程中，教師與學生相互促進，教師在培養(yǎng)人的過程中提升了學術的豐富性，學生在學習過程中進一步激發(fā)出自身的內驅力。［25］正如洪堡在論述高等學術機構中的師生關系中談道，教師的工作有賴于學生的參與，否則難以順利進行，學生即使不主動求教于教師，教師也會去尋找學生；教師雖然訓練有素，但因此而易于失之偏頗與活力，而學生固然不甚成熟，但較之成見，勇于探索。兩者的結合，利于教師實現其目標，這其中也折射出“學術”在教學中的重要意義。［26］因此，從教師的角度立場看，需要轉變教師對教學學術的觀念認識，使其自覺主動地將教學學術運用于師范教育的課堂教學中去；需要轉變教師的評價標準，讓教學在教師的職業(yè)晉升、專業(yè)發(fā)展上占據更高的地位；需要提升教師使用教學學術的能力，通過開展培訓、講座等形式將其實施于自身的課堂教學之中；從學生的角度立場看，需要明確師范生在課堂教學中扮演合作研究者的角色身份；需要積極主動、輕松自然地投入到教師的課堂教學活動之中；需要在教師的正確引導下，客觀評價教師的課堂教學效果。

2.構建支持型院校環(huán)境，促進師范生與環(huán)境的積極互動

“充足的支持”是院校環(huán)境影響大學生學業(yè)收獲的重要特征之一。［27］大量實證研究表明，高質量的管理與服務水平、良好的學習文化環(huán)境、和諧的人際互動、專業(yè)化的項目實踐能夠為大學生綜合素質提升提供均衡發(fā)展的場域和空間。因此，需要進一步提升師范院校對師范生人際互動的支持水平，實現師生之間、生生之間的良性互動；需要進一步推動師范院校的管理制度建設，提升服務質量水平。例如，采用制度建設來引領師范生專業(yè)情感教育，采用形式豐富的教育手段使師范生充分認知教師的職業(yè)性質、職業(yè)特點、社會價值及地位等內涵，培養(yǎng)師范生對教師職業(yè)的認同感和歸屬感；需要進一步加強師范生培養(yǎng)過程中兼職教師、固定培訓場所與設施等資源投入，讓師范生在課堂教學之外，能夠得到充足的教師專業(yè)技能訓練、專業(yè)實踐指導等支持內容，進而提高師范生對師范院校管理與服務水平的滿意度；需要師范院校進一步營造良好的學習文化環(huán)境，如開展師范生職業(yè)技能大賽、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽等專業(yè)實踐活動為師范生的專業(yè)知識技能、綜合能力素質發(fā)展提供充足的支持。

3.通過多渠道對師范生加以引導，增強師范生學業(yè)自我效能感

研究表明，學業(yè)自我效能感影響著學生對學習的主動性和堅持性，對學業(yè)收獲具有正向預測作用。為提升師范生學業(yè)收獲的滿意程度，師范院?？梢詮脑鰪妿煼渡膶W業(yè)自我效能感入手，尤其在學業(yè)行為自我效能感的提升方面。

一是要學會利用成功經驗。在課程建設中，師范院?？梢苑e極建設學校心理健康教育課程，建立健全學校心理輔導工作機制，將心理健康教育貫穿在學校教育的全過程；在課堂教學中，教師可以運用靈活的教學方法，鼓勵師范生積極參與課堂討論，如設置有趣且難度適中的學習任務，調動師范生學習的主動性和積極性，引導和幫助師范生獲得成功體驗，增強學習自信；在課外實踐中，鼓勵師范生在不影響學業(yè)的情況下有選擇性地參加各種專業(yè)實踐活動，讓學生在參與實踐的過程中體驗努力完成一件事情的成就感。

二是要學會利用榜樣作用。學生的學業(yè)收獲水平與其身邊教師、同學的積極影響具有密切聯系。一般地說，在師范生心目中樹立良好的教師形象，為師范生做好行動表率，充分發(fā)揮言傳身教的引領作用對未來從事教育工作的廣大師范生來說具有積極的正向激勵作用；與此同時，在師范生群體中加強同輩教育，以身邊同學的先進事跡、學習經驗為師范生樹立學習的榜樣，引導廣大師范生不斷認識自我、發(fā)現自我，進一步探討自我、超越自我。

總之，學業(yè)自我效能感在院校環(huán)境與師范生學業(yè)收獲中發(fā)揮重要的中介作用，通過分類施教、分類引導等方式全面提高不同群體師范生的學業(yè)自我效能感，使其能夠找到符合自身發(fā)展和價值實現的有效定位，從而實現院校環(huán)境與學業(yè)收獲的良性互動。

六、不足與展望

首先，數據樣本容量、代表性以及內容結構有待優(yōu)化。本研究僅以安徽省4 所地方師范類大學的師范類專業(yè)學生為分析對象，并不能全然反映某一區(qū)域整體師范教育質量水平；與此同時，問卷中涉及的人口學變量設計不夠充分，導致調查樣本在學科屬性、專業(yè)分類以及成績排名上缺乏可比性，未能對不同學科背景下，不同專業(yè)類師范生的學業(yè)發(fā)展狀況進行更為細化的比較研究，以至研究的結論及建議不夠深入具體。未來可進一步加強橫向比較研究，采用多群組分析法對師范生與非師范生，以及不同學科屬性、專業(yè)類別的師范生進行橫向比較，以檢驗院校環(huán)境、學業(yè)自我效能感對其學業(yè)收獲影響的不同作用水平及效果。

其次，數據采集和分析方法有待深入。本研究中的調研數據在方法處理上較為簡化，主要采用橫截面調研法，屬于靜態(tài)分析調查對象的當前學業(yè)發(fā)展狀況，未能掌握同一類學生群體在不同階段的學業(yè)發(fā)展狀況。未來可進一步加強縱向追蹤調查研究，從過程演進的視角來準確分析不同學科背景下，不同專業(yè)性質的師范生群體在不同階段的學業(yè)發(fā)展狀況，借此對師范教育過程中的人才培養(yǎng)質量問題進行實時監(jiān)測和動態(tài)調整。