1. 引言
美国著名心理学家班杜拉(Bandura) [1] 在1977年提出了自我效能感这个概念。他认为自我效能感是人类动因的中心机制，是人们行动的重要基础。自我效能感通过影响个体的认知过程、动机过程、情感过程和选择过程而调节人类活动 [2]。
Dweck的成就目标理论认为，学生所追求的成就目标主要包括两类：掌握目标定向和成绩目标定向，采用不同的成就目标定向会对任务的绩效产生影响 [3]。如果个体以掌握知识作为自己的目标，那么学习过程中体会到的积极情绪也更多，学习效果会更好。而以获得优异成绩为目标的个体，更多的采用外在标准去评价自己的成功，比如取得好的成绩或是获得他人的认同或赞赏等 [4]。
《普通高中数学课程标准(实验)》提出了数学教学中的三维目标：知识与技能；过程与方法；情感、态度、价值观。要求“提高学习数学的兴趣，树立学好数学的信心，形成锲而不舍的钻研精神和科学态度” [5]。其中的情感、态度、价值观属于非智力因素的范畴。非智力因素包括的范围比较广，对高中生而言，自我效能感与成就目标定向是制约学生学业成绩的两种非常重要的非智力因素，必然也是制约学生数学成绩的非常重要的非智力因素。
众多学者对自我效能感及成就目标定向进行了研究。例如蒋舒阳，刘儒德等研究了高中生数学能力实体观对数学学习投入的影响，主要考虑的是学业自我效能感和消极学业情绪的中介作用，研究认为高中生的数学能力实体观不仅可以直接预测数学学习投入，也可分别经由学业自我效能感、厌倦的中介作用、以及二者的链式中介作用影响数学学习投入 [6]；陶曙红，龙成志等研究了成就动机、自我效能感与自主学习绩效的关系，研究结果揭示了自主学习行为的内在心理机制：自我效能感是自主学习的近端心理机制，而成就动机是远端心理机制 [7]；邱慧燕，胡佳慧对中学生成就目标定向、学业情绪与学业倦怠进行了相关研究，认为中学生成就目标定向的各维度以及学业情绪中的消极低唤醒维度和积极情绪总分对中学生学业倦怠有显著的预测作用 [8]；洪伟，刘儒德等研究了成就目标定向与小学生数学学习投入的关系，关注的是学业拖延和数学焦虑的中介作用，认为成就目标定向不仅能直接预测，还能通过学业拖延和数学焦虑的多重中介作用，来间接预测小学生数学学习投入 [9]。
众所周知，在同一个市、区，学校不同生源情况也不尽相同，同一所学校，学生的家庭成员的学历背景也不尽相同，这就涉及到一些问题：不同学校学生的自我效能感与成就目标定向是否有差异？家庭成员的受教育程度对学生的自我效能感与成就目标定向的形成是否有影响？学生的自我效能感与成就目标定向之间是否有关系？虽然有大量文献研究了相关的议题，但是如果具体到某个学科，情况又如何？这些都应该是教育工作应该关心的问题。
本文以淮安市两所生源不同学校的学生为例，关注学生数学学科的自我效能感与成就目标定向。通过抽样调查的方法，对得到的数据进行处理，以期回答以上的问题，为从事中学教育教学的一线工作者提供一定的数据支撑。
2. 研究对象与方法
2.1. 量表的编制
参照边玉芳博士的《学习自我效能感量表》 [10]、倪颍丽《数学学习自我效能感调查问卷》 [11]、刘惠军博士的《四分成就目标量表》 [12]，结合高中数学学科特点，编制了《数学学习自我效能感量表》与《数学学习成就目标定向量表》。
量表的结构如下：每个量表分为两大部分，第一部分为被试学生及家庭的基本情况，关注的是学生父母的学历与学生的性别；第二部分为五点李克特量表，每个量表都有29个变量，且都是单选题。两个量表中的变量都是对数学学习的实际情况的描述，分别测量自我效能感与成就目标定向，无反向问题。量表中每个变量的取值为1~5，不同数值代表的意义如下：数值1表示“完全不符合”；数值2表示“基本不符合”；数值3表示“说不清”；数值4表示“基本符合”；数值5表示“完全符合”。《数学学习自我效能感量表》的部分原始调查数据见附录1，《数学学习成就目标定向量表》的部分原始调查数据见附录2。其中，bj、bj、bbxl、mmxl与xb分别表示“编号”、“班级”、“爸爸学历(0：小学，1：初中，2：高中(中专)，3：大专，4：本科，5：硕士，6：博士)”、“妈妈学历(0：小学，1：初中，2：高中(中专)，3：大专，4：本科，5：硕士，6：博士)”与“性别(0：女，1：男)”，为被测对象及家庭的基本情况；q1~q29分别表示29个施测变量；
，表示29个观测值的平均值。
两份量表的Cronbach α信度分别为0.936与0.883，效度分别为0.897与0.842。
2.2. 研究对象
本次的研究对象为淮安市淮州中学(school 1)与淮安市淮阴中学(school 2)的高二年级的学生，包含了文科班与理科班。每所学校两类问卷各发放200份，《数学学习自我效能感量表》共回收368份，《数学学习成就目标定向量表》共回收268份。
2.3. 数据的预处理
根据量表调查得到的数据，计算得到每个个案的平均得分(score)，以此为依据作为进一步数据分析的基础。本文所使用软件为SPSS19.0。在下文的数据分析中凡涉及显著性检验的部分，约定取显著性水平为0.05。
3. 数学学习的自我效能感的实证研究
3.1. 数学学习的自我效能感的比较研究
表1给出了两所学校的学生的自我效能感样本的Kolmogorov-Smirnov检验的结果。该表中的“渐近显著性(双侧)”的p值表明两个样本皆来自正态总体，可以进行两独立样本t检验。
Table 1. One-sample Kolmogorov-Smirnov test
表1. 单样本Kolmogorov-Smirnov检验
表2表明，在给定显著性水平为0.05的条件下，由于方差同质性检验的p值0.956大于0.05，因此认为两个总体的方差无显著差异，t检验的p值远远小于0.05，因此认为两个总体的均值有显著差异，即两所学校的高二学生数学学习的自我效能感有显著差异。统计数据表明学校1的均值为3.24656，而学校2的均值为3.47507，学校2要优于学校1。
Table 2. T-test of two independent samples
表2. 两独立样本t检验
3.2. 数学学习的自我效能感与家长受教育程度关系的统计分析
家庭教育是学生教育的一个重要的方面，父母的行为对孩子会产生潜移默化的影响。本节考虑学生父母的教育程度对自我效能感的影响。将父母的受教育程度分为小学、初中、高中(中专)、大专、本科、硕士及博士六个水平。将父母的受教育程度作为影响学生自我效能感的一个因素，进行单因素方差分析，结果如表3、表4。
Table 3. One-way ANOVA of the relationship between the self-efficacy of mathematics learning and the education level of father
表3. 数学学习的自我效能感与爸爸受教育程度关系的ANOVA
Table 4. One-way ANOVA of the relationship between the self-efficacy of mathematics learning and the education level of mother
表4. 数学学习的自我效能感与妈妈受教育程度关系的ANOVA
取定显著性水平为0.05，显然表3中的p值0.127与0.351以及表4中的p值0.377与0.997都大于0.05，因此，六个水平对应的总体的均值没有显著差异，认为学生数学学习的自我效能感与父母的受教育程度没有必然联系。
4. 数学学习的成就目标定向的实证研究
4.1. 数学学习的成就目标定向的比较研究
表5给出了两所学校学生的数学学习的成就目标定向的独立样本t检验的结果。由于方差方程的Levene检验的p值0.878大于0.05，因此认为两总体方差是同质的。又由于t检验的p值0.357大于显著性水平0.05，因此认为两总体均值无显著差异，即两所学校的学生的数学学习的成就目标定向无显著差异。
Table 5. T-test of two independent samples
表5. 两独立样本t检验
4.2. 数学学习的成就目标定向与父母受教育程度关系的统计分析
与3.2节类似，将父母的受教育程度作为影响学生成就目标定向的一个因素，进行单因素六水平的方差分析，分析的结果见表6、表7。两表中方差分析的p值都大于显著性水平0.05，表明学生的数学学习的成就目标定向与父母的受教育程度没有必然联系。
Table 6. One-way ANOVA of the relationship between the achievement goal orientation of mathematics learning and the education level of father
表6. 数学学习的成就目标定向与爸爸受教育程度关系的ANOVA
Table 7. One-way ANOVA of the relationship between the achievement goal orientation of mathematics learning and the education level of mother
表7. 数学学习的成就目标定向与妈妈受教育程度关系的ANOVA
5. 性别与数学学习的自我效能感、成就目标定向之间关系研究
5.1. 性别与数学学习的自我效能感之间的关系
表8中的两独立样本同质性检验的p值0.062大于显著性水平0.05，因此认为与性别对应的两总体的方差无显著差异。又由于t检验的p值0.011小于显著性水平0.05，因此认为两总体的均值有显著差异，即性别对数学学习的自我效能感的形成有显著影响。同时，表9表明男生总体的自我效能感的观测值大于女生总体的自我效能感的观测值。
Table 8. T-test of two independent samples
表8. 两独立样本t检验
5.2. 性别与数学学习的成就目标定向之间的关系
表10表明，与性别对应的两总体的方差无显著性差异，而t检验的p值0.382表明两总体的均值无显著性差异，即性别对数学学习的自我目标定向的形成无显著影响。
Table 10. T-test of two independent samples
表10. 两独立样本t检验
6. 自我效能感与成就目标定向关系的实证研究
根据经验Sturges提出的经验公式将两所学校的自我效能感及成就目标定向的观测数据分别分为八组。以分组后的数据分别作为行变量与列变量进行交叉列联表分析，同时做独立性的卡方检验，结果见表11。由于检验过程中期望频数小于5的单元格数为75%，大于20%，因此，转而使用Fisher精确检验。检验的p值接近0，因此认为行变量与列变量不是独立的。即数学学习的自我效能感与成就目标定向之间有某种统计关系存在。
7. 结论
根据以上的分析可以得到如下结论：不同学校学生数学学习的自我效能感有显著差异，而数学学习的成就目标定向无显著差异；男生的数学学习的自我效能感优于女生，而数学学习的成就目标定向方面男生与女生无显著差异；父母的受教育程度无论是对数学学习的自我效能感还是对成就目标定向都无显著影响；数学学习的自我效能感与成就目标定向有关。
基金项目
江苏省教育科学“十三五”规划2017年度课题(D/2016/01/98)。
附录
Table A1. A part of the observation data of the self-efficacy questionnaire in mathematics learning
表A1. 《数学学习自我效能感量表》的部分实际观测数据
Table A2. A part of the observation data of the achievement goal orientation questionnaire in mathematics learning
表A2. 《数学学习成就目标定向量表》的部分实际观测数据
NOTES
*通讯作者。