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社会支持，动机和科学之间的关系成就,结构方程建模
Ilker Cirik
关键社会支持。动机。科学成就。结构方程建模
摘要本研究调查了1375名（701名女性，674名男性）中学生样本中感知社会支持，动机和科学成就之间的关系。该研究是在因果研究设计中进行的。通过儿童和青少年社会支持量表（CASSS）收集社会支持数据，并通过学习动机调查问卷（MSLQ）收集有关动机的数据。通过计算他们在科学课程中获得的分数来确定学生的科学成就水平。通过结构方程模型（SEM）分析数据。根据所得到的结构模型，发现社会支持对科学成就和动机的影响以及社会支持和动机对科学成就的影响是积极的和显着的。社会支持与科学成就之间动机的中介效应并不显着（Pgt; 0.05）。调查结果显示，支持来源（家长，老师，同学和亲密朋友）的合作对提高学生的科学成就和激励水平至关重要。
介绍
研究人员多年来一直试图提高学生的学习动机和学习成绩水平。作为这些尝试的结果，采取了一种共同的方法，即反馈，指导和支持提高了学生的学习兴趣（Deci and Ryan 2000）并确保他们积极参与学习过程（Lumsden 1994）。在这方面，可以说学生应该得到多种来源的支持（Chambers et al.2006; Rushi 2007）。因此，文献表明社会支持对学习过程和学习成绩的质量有积极影响（Johnson and Johnson 1983; Song et al。2014）。
Dubow等人（1991）报道，对于小学生的社会支持是他们成就的一个预测指标; Song等人（2014年）强调，对于中学生的社会支持，预测了他们的成就; Legault等人（2006年）确定，对于12岁至19岁的学生，他们的社会支持与他们的成就有着积极的关系;和Mattanah等人。 （2012）证明社会支持对大学生的表现有积极影响。此外，有调查结果表明，支持的来源可能会对成就产生不同的影响。 Ratelle等。 （2005）发现父母的支持对高中生的成就有积极的影响。同样，在一项关于大学生的研究中，Cutrona等人（1994），在一项关于高中生的研究中，Kapikiran和Ozgungor（2009）认为父母的支持是成就的预先考虑因素，而同伴支持则不是。 Tabbah等人（2012）报道，教师和同伴支持对中学生的成就有积极影响。另外，Rosenfeld等人（2000）指出，教师支持影响了6至12年级学生的学业成绩;然而，确保教师支持应该由父母和同伴支持是很重要的。在类似的研究中，Lopez等人（2002）认为，支持来源的合作对于提高九年级学生的表现是必要的。在这些研究结果中，推测有利于分析社会支持对整体成就的影响。此外，观察到动机在社会支持与成就之间的相互作用中变得突出。
包括自我效能，自我认知能力，归因方式和成功前景等动机会影响学生的表现（Pintrich等，1987）。因此，当学生认为自己是有能力和有价值的学生时，他们的表现水平会提高（Ahmed et al。2010; Linnenbrink and Pintrich 2003）。此外，动机应该被视为一个动态和多维的过程（Zusho et al。2003）。在这方面，相信学生与他们的支持来源的互动会积极影响他们的动机（Wigfield and Eccles 2002）。
Vatankhaha和Tanbakooei（2014）发现父母，同龄人和老师的支持显着影响了12-16岁学习者的动机。在Legault等人的一项研究中， （2006年）与12至19岁的学生一起进行，Wentzel（1998年）对六年级学生进行的一项研究发现，从他们的父母，老师和同伴那里得到的支持学生与他们的动机水平呈正相关。 Shen等人的另一项研究。 （2010）认为教师支持减少导致九年级学生缺乏动力。 Kapikiran和Ozgungor（2009）认为家庭支持是高中生运动水平的预测因素，而同伴支持则不是。根据这些研究结果，社会支持与激励之间的关系得以确定;然而，社会支持对动机的影响仍不确定。因此，相信上述效果应该是值得研究的话题。此外，研究人员对某些学生为什么在学习中取得更好的成绩和做出更雄心勃勃的行动感到好奇，并且基于这种立场，已经对动机与成就之间的关系进行了研究。
Mega等人（2014）指出，本科生的动机影响了他们的成绩水平。 Lee和Brophy（1996）发现，具有高度动机的六年级学生在学习过程中更愿意并且成功。同样，他们与三年级到八年级的学生以及与中学生一起进行的Tella（2007年）的研究表明，学生的成绩水平成正比。在Wolters（1999）的另一项研究中，能够调节他们动机水平的中学生可以取得更好的成绩。 Khatib（2010）和Zusho等人（2003）报道，大学生的成就水平是由他们的动机水平预测的。 Campbell（2007）和Wang（2008）确定了大学生成就与动机水平之间的正相关关系。 Glynn等人（2007）认为大学生的学习动机水平对他们的成就有直接的影响。总之，许多研究都是关于社会支持，动机和成就的关系。另一方面，有人指出，关于社会支持和动机对成就的影响的研究很少。这一发现支持了这项研究的紧迫性。此外，有研究表明，动机调解社会支持对成就的影响.Ahmed et al。 （2010）发现，七年级学生获得的支持直接和通过动机影响成就。同样，Wentzel（1998）报告说，动机在六年级学生的感知支持对他们的成就的影响中起中介作用。文献中关于社会支持与成就关系之间动机的中介作用存在差距。这项研究被认为有助于填补现有的空白。
目标
通过对教育水平研究的分析，发现对于社会支持和动机对中学生成就水平的影响的研究很少。然而，很多学生在向青春期过渡期间经历了发展和变化（Lord et al.1994），这对他们的动机和表现水平有负面影响。因此，相信青少年应该得到老师，家长和同伴的支持（Harter 1999; Roes-er et al.1998）。本研究是根据这一假设进行的，目的是分析中学生的社会支持与他们的动机水平之间的关系以及他们在科学上的成就（见图1）。科学成就被认为是研究中的因变量。土耳其国家教育部（MNE）（2013年）确定科学课程的理念为：“培养所有具有科学素养的学生”。国际学生评估计划（Yildirim et al。2013）和国际数学与科学研究趋势（Martin等，2012）表明，土耳其学生在科学方面的得分低于其他国家的学生。这导致选择科学成就作为研究的依赖变量。此外，认为社会支持被认为是因变量。在第一个模型中，动机被认为是因变量，而在第二个模型中被认为是独立变量和中介变量。
基于总体目标，通过本研究测试的假设如下：（1）社会支持对科学成就的影响是积极的和显着的; （2）感知社会支持对动机的影响是积极的和显着的;（3）感知到的社会支持和动机对科学成就的影响是积极的和显着的; （4）动机调节知觉社会支持与科学成就之间的关系。该研究中提出的模型如图1所示。
图1.提出社会支持，动机和科学成就的模型
注意：Intr =内在目标取向，Extr =外在目标取向，Tskv =任务值，Cont =控制学习信念，Slfef =自我效能感，Tanx =考试焦虑，Prnt =父母，Tchr =教师，Clmt =同学，Clfr=关闭 朋友。
方法
研究设计
该研究是在因果研究设计中进行的。 通过SEM分析独立变量对因变量的影响。
学习小组
研究小组由在Kucukcekmece的一所中学就读的学生组成。伊斯坦布尔在2013-2014学年期间。 由于强制分级教育，确定参与的学生已从九所不同的学校迁移。 这一发现表明，学生的分布是不均匀的，所选择的学校是现有学校中的平均学校。 因此，采用了典型的病例抽样方法，共有1477名学生参加了这项研究。 从数据集中移除了一百个包含错误或偏离值的观察值。 从1375名学生获得的数据中，701名（51％）是女性，674名是（49％）男性。 在学生中，345人（25.1％）入读五年级，338人（24.6％）入读六年级，362人（26.3％）入读七年级，330人（24.0％）入读八年级。
研究仪器
CASSS
学生的社会支持水平通过CASSS得到了评估，CASSS是由Malecki等人开发的。 （2004），并由Cirik等人改编成土耳其语。（2011年）。 五个因素中的每一个（父母，教师，同学，亲密的朋友，学校的人）由12个积极项目组成。 该量表具有从未（1）到总是（6）的六点评分系统。
根据研究目的，规模因素可以一起使用或分开使用（Malecki et al。2004）。根据文献（Shumaker和Brownell 1984），推测从前四个因素中获得的支持对于青少年是必不可少的;因此，“学校里的人”因素被从规模中去除了。规模项目的因子负荷值被确定为在中学生中介于0.60和.84之间。这些因素的可靠性系数在.93和96之间，而整个量表的可信度系数为.97。
该量表的适应性研究是在中学生参与的情况下进行的（N = 1517）。根据探索性因素分析（EFA）的结果，观察到该量表的项目的因子负荷值介于0.48和0.83之间;并且作为验证性因素分析（CFA）的结果，因子负荷值被确定为介于.50和.86之间。如果项目被删除，标度的内部一致性和alpha;系数被标识为0.96，而校正的项目 - 总体相关性被确定为介于.35和.67。
MSLQ
通过由Pintrich等开发的MSLQ评估学生的学习动机水平。 （1993），并由Karadeniz等人改编成土耳其语。 （2008年）。 MSLQ由两部分组成，分别为动机（六个因素）和学习策略（九个因子）。在这项研究中，使用了量表的动机部分（Intr = 4，Extr = 3，Tskv = 5，Cont = 3，Slfef = 5，Tanx = 5;总数= 25项）。这个量表有一个7分的评分系统，从我（1）到我（7）都不是这样。
作为CFA的结果，观察到该量表的拟合指数处于良好拟合chi;2 / df = 3.49，GFI = .77，RMR = .07，CN = 122。各因素的可靠性系数介于.62和.93之间，而各因素之间的相关系数介于-37和.68之间。该研究的适应研究是在年龄在12至18岁之间（N = 1862）的学生进行的。终审法院认为，这些物品的因素负荷值介于.23和.70之间;并且拟合指数表明良好拟合chi;2/ df = 3.20，RMR = 0.16，SRMR = .06，GFI = .92，AGFI = .90，RMSEA = .05，CFI = .86，NNFI = .84。修正后的项目总相关系数介于.15和.58之间。
科学成就
通过计算科学课程第一学期和第二学期得分的平均值，确定学生的科学成就。
程序
授权从伊斯坦教育省国立教育局获得。学生自愿参加了这项研究。在申请之前，研究的目的和意义由研究人员解释，并附有量表的特征。规模在35至45分钟内完成。
数据分析
通过SEM分析获得的数据。SEM是一种综合而灵活的方法，用于模拟观察变量与潜在变量之间的关系（Hoyle和Smith，1994; Hu和Bentler，1998）。此外，它是一个有效的模型，因为它允许对理论模型（Anderson和Gerbing，1988）进行评估和校正，并控制测量误差，并提供关于整个模型拟合的信息（Frazier et al。2004 ）。
正如Kline（2011）所建议的，标准化的直接效应大小被认为lt;.10小; .30中等; gt; .50大; t值的显着性水平被认为是tgt; 1.96，p lt;0.05。使用最大似然估计方法并分析了表1中呈现的拟合指数（Hooper等人2008; Schermelleh-Engel等人2003; Simsek 2007）。
通过Q-Q图形和散布矩阵分析数据与正态分布的拟合。观察到数据具有正常分布。分析了方差膨胀因子（1.32，lt;10），容差值（.75，gt; .10），条件指数（1.00，lt;30）和平方多重相关性（.16，lt;.90）多变量之间不存在多重共线性（Kline，2011）。
研究的前三个假设分析了独立变量对因变量的直接影响。第四个假设要求动机在社会支持与科学成就之间的关系中起中介作用。在调解测试期间，解决了以下标准：（1）自变量（社会支持）影响依赖（科学成就）和调解变量（动机）;中介变量积极地影响依赖变量; （2）当中介变量受到控制时，独立变量对独立变量的影响显着下降（部分中介）或完全不显示（完全中介）（Baron and Kenny，1986; Frazieretal。 2004）。为了分析数据，使用了LISREL 8.80和SPSS 17.0软件。
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Table 1: Approximate fit indexes |
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Fit measure |
Good fit |
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