基于計劃行為理論的大學生參與中華優秀傳統文化教育意愿影響因素研究

王鐵環,張 聰,鐘小霞

(1.廣西財經學院 黨委組織部,廣西 南寧 530008;(2.南寧師范大學 經濟與管理學院,廣西 南寧 530299)

0 引 言

中華優秀傳統文化教育是以中華優秀傳統文化及其文化精神為內容的育人活動[1]。高校開展各類中華優秀傳統文化教育活動,能讓大學生深刻理解中華優秀傳統文化的底蘊和內涵,認清接受中華優秀傳統文化教育的現實意義與時代價值,保持對中華優秀傳統文化的高度認同和堅定自信。高校肩負著為實現中華民族偉大復興培養合格建設者和可靠接班人的使命與責任。推動大學生參與中華優秀傳統文化教育活動成為各高校思想政治教育工作的重要內容。面對多元文化的沖擊和挑戰,如何開展中華優秀傳統文化教育活動,吸引更多的大學生積極參與各類中華優秀傳統文化教育活動,夯實當代大學生文化認同與文化自信,是高校實現中華優秀傳統文化教育目標的重要手段。

學術界圍繞中華優秀傳統文化相關話題已展開了廣泛討論,主要聚焦在探討中華優秀傳統文化的價值意義和實踐路徑兩大方面。學者們對高校中華優秀傳統文化教育的作用給予了一致認可,就個體而言,認為高校中華優秀傳統文化教育是增強青年學生文化自信的重要途徑[2-3],也是新時代大學生成長成才的需要[4];就社會層面而言,認為中華優秀傳統文化教育是高校思想政治工作的重要組成部分,也是弘揚社會主義核心價值觀、堅定文化自信的重要教育內容[5],更是實現“五育”并舉的重要活動[6]。在實踐路徑方面,學者們主要從教育主體、教育載體等視角,對中華優秀傳統文化教育在政策變遷[7]、課程教材[8]、教學思路[9]及傳播手段建設和創新等方面進行了有意義的探討。

已有研究成果對構建大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的知識體系和學術譜系起到了較大推動作用,為后續研究奠定了良好的理論基礎。但這些成果大多基于“施教者”視角,將研究的重心放在宏觀理論構建的探索上,而忽視了微觀視角下大學生作為“受教者”個體的心理行為,對大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意愿的影響因素探討較少。事實上,作為中國式現代化建設的重要生力軍[10],大學生群體是參與中華優秀傳統文化教育活動的重要對象,其參與中華優秀傳統文化教育活動的意愿強度與高校開展中華優秀傳統文化教育活動的成效密切相關。大學生是否愿意參與中華優秀傳統文化教育活動?哪些因素影響著大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的積極性?這些都是高校無法回避的問題,只有厘清這些問題才能采取針對性措施來提高高校中華優秀傳統文化教育活動的實效性。鑒于此,本研究從微觀視角出發,運用計劃行為理論,使用PLS-SEM結構方程模型,通過實證研究來挖掘大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意愿的影響因素,并為高校中華優秀傳統文化教育活動提供理論依據和實踐指南。

1 理論背景與研究假設

計劃行為理論(Theory of Planned Behavior,簡稱為TPB)是社會心理學中解釋態度行為關系的經典理論之一,由Ajzen于1985年在理性行為理論(Theory of Reasoned Action,簡稱為TRA)的基礎上深化拓展而來,被廣泛用于心理學、社會學、管理學與教育學等研究中,且被證明對個體行為具有良好的解釋與預測力。TRA假定個體行為受意志控制,認為人的行為意向是產生行動的決定因素,受到行為態度(Behavior Attitude)和主觀規范(Subjective Norm)的共同影響。而TPB則把“知覺行為控制(Perceived Behavioral Control)”變量引入研究范疇,進一步認為行為態度、主觀規范以及知覺行為控制是影響行為意向的三大主要變量。近年來,學者使用TPB對解釋或預測學校師生行為的產生開展了大量研究,如高校教師科研參與意愿[11]、教師參與學校治理行為意愿[12]、民族地區大學生紅色主題閱讀影響機理[13]、學生自主學習意愿[14]等,取得了較豐碩成果。國內外學者對計劃行為理論的應用及其研究結果表明,該理論對各類特定行為實施意愿影響因素的探討研究極具適切性[15]。本研究主要探究大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意愿的歸因,在TPB理論的基礎上,從大學生的行為態度、主觀規范、知覺行為控制三個方面出發,綜合考慮高校因素的影響,分析大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意愿。

1.1 參與態度、主觀規范、知覺行為控制、高校因素與參與意愿的關系

根據計劃行為理論,大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的行為意向由行為態度、主觀規范和知覺行為控制來決定。具體而言,大學生對中華優秀傳統文化教育活動的參與態度是指個人對參與中華優秀傳統文化教育活動進行正面或負面的評估,體現大學生對準備執行參與活動行為的理性認知過程,個人參與態度越積極,其參與意向就越高,反之則越低。主觀規范(SubjectiveNorm)是指個人對于是否采取某項特定行為所感受到的社會壓力,亦即在預測他人的行為時,那些對個人的行為決策具有影響力的個人或團體(salientindividuals or groups)對于個人是否采取某項特定行為所發揮的影響作用大小[16],若大學生自身行為與群體相悖,就會引起群體的排斥,從而產生諸如自尊心受損、羞愧等心理感受,其參與活動意愿則會大大降低。知覺行為控制的含義與自我效能感較為一致,強調大學生對參與中華優秀傳統文化教育活動的掌控程度,具體是指大學生對自己是否能順利完成中華優秀傳統文化教育活動的目標的能力判斷及主觀行為感受與信念,高知覺行為控制會強化個體執行某特定行為的意圖[17]。

從現實情況看,大學生參與中華優秀傳統文化教育活動除了受到個體認知因素的影響外,還會受到客觀條件的約束,高校便是其中一項重要影響因素。高校是大學生學習成長的主要生活場域,在很大程度影響著其價值觀念、思想認同等,對大學生參與中華優秀傳統文化教育活動起著舉足輕重的作用。謝守成等學者認為課堂教學、校園文化和文化實踐活動可以提高民族地區大學生對中華文化的認知度、認同度和踐行度[18]。丁奕然和呂立杰[19]在對教師踐行中華優秀傳統文化教育的實際調研中發現,學校提供的傳統文化教師教育培訓、非物質文化遺產傳承人進入校園宣講等活動具有促進作用。因此,高校在課程建設、校園文化建設、校園實踐活動開展等方面的主動投入和作為,可能對大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的意愿產生積極的影響。

綜上所述,在開展中華優秀傳統文化教育活動情境中,大學生的參與態度越積極,主觀規范越有利,知覺行為控制力越強,且高校所提供的支持氛圍(高校因素)較好,那么大學生參與活動的意愿也隨之越高,反之就越小。因此,本研究提出如下假設:

H1:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,參與態度正向影響參與意愿;

H2:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,主觀規范正向影響參與意愿;

H3:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,知覺行為控制正向影響參與意愿;

H4:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,高校因素正向影響參與意愿。

1.2 高校因素與參與態度、主觀規范、知覺行為控制的關系

過往研究雖然對高校因素與學生參與態度、主觀規范、知覺行為控制的直接探討并不多見,但相關研究成果還是為本研究提供了很好的理論依據和思路。如夏雪和魏星[20]認為學校因素能促進積極的學習態度;李東林等[21]認為學校良好的學習和科研環境與研究生積極向上的學習態度密切相關。鐘云華等[22]認為學校加強創業政策宣傳可以讓民族地區大學生樹立積極向上的創業態度;蘇洋等[23]通過實證研究結果表明,組織會對教師學術創業主觀規范產生顯著的正向影響,組織對教師參與學術創業支持度越高,教師感知的主觀規范也就強。朱守信等[24]認為高校的環境支持同樣會對鄉村定向師范生主觀規范產生積極導向;環梅等[25]認為提高民族地區大學生閱讀紅色資源的便利性和減少閱讀過程中的阻礙等措施提升其閱讀知覺行為控制力。尹睿等[26]通過實證研究證實學習內容和學習支持要素對民族地區大學生學習自我效能感均產生一定的影響。

綜上所述,高校因素可能會對大學生參與教育活動的態度、主觀規范及知覺行為控制產生影響。高校在開展中華優秀傳統文化教育活動時,當大學生感知到來自學校支持(高校因素)越來越多時,其往往會產生積極的參與態度、強烈的主觀規范以及更高的知覺行為控制。因此,本研究提出以下假設:

H5:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,高校因素正向影響參與態度;

H6:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,高校因素正向影響主觀規范;

H7:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,高校因素正向影響知覺行為控制。

1.3 參與態度、主觀規范、知覺行為控制的中介作用

過往研究常將行為態度、主觀規范及知覺行為控制作為中介變量對行為意愿進行探討。如,王本賢[27]認為通過高校創業教育能改變民族地區大學生的創業態度,進而激發、強化其創業意向。隋海瑞[28]在民族地區大學生創業教育對其創業意向影響的研究中發現,創業教育改革可以為民族地區大學生營造積極向上的創業氛圍,消除其對創業的恐懼感,提高對創業的正確認知,培養其參與創業活動的興趣。鐘云華等[22]將創業態度、主觀規范及知覺行為控制作為中介變量,探討了創業政策、創業榜樣和創業教育對創業意愿的影響。李嘉等[29]通過實證分析得出,公益教育通過對主觀規范、行為態度和感知行為控制的直接正向影響,進而間接正向影響個體公益行為意向。

以上研究表明,可以將行為態度、主觀規范及知覺行為控制作為中介變量對行為意愿進行探討。在開展中華優秀傳統文化教育活動中,高校因素與參與意愿之間是否存在中介關系關鍵在于,高校因素是否通過參與態度、行為規范和知覺行為控制影響參與意愿。鑒于此,本研究考慮將參與態度、主觀規范、知覺行為控制作為中介變量,探討高校因素與參與意愿之間的中介效應。綜上,本研究提出以下假設:

H8:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,參與態度在高校因素和參與意愿之間存在中介作用;

H9:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,主觀規范在高校因素和參與意愿之間存在中介作用;

H10:在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,知覺行為控制在高校因素和參與意愿之間存在中介作用。

2 研究設計

2.1 量表設計

根據計劃行為理論,本研究主要涉及的變量為參與意愿、參與態度、主觀規范和知覺行為控制,測量這些變量的量表主要參考魏葉美等[30]編制的量表,而高校因素的測量量表主要參考王華敏等[31]編制的量表,并結合研究內容進行修改(見表1)。問卷題項采用李克特5點量表,量表值為1～5(1為非常不同意,2為不同意,3為一般,4為同意,5為非常同意)。

表1 測量量表題項

2.2 數據收集

選取廣西的在校大學生作為研究對象,借助專業問卷調查平臺“問卷星”開展在線問卷調查,調查時間自2023年5月15日至2023年6月15日,共為期30天。在開展問卷調查中,向參與者說明了開展調查的主要目的和保密性,并對填寫問卷過程中可能遇到的問題進行解答。最終有效樣本數為211份,有效回收率為59.125%。男生占8.35%,女生占91.65;本科生38.06%,?？粕?1.94%;年齡主要集中于18～25歲,占97.91%;人文社科(文)專業占比81.02%,自然科學(理)18.98%。

3 實證檢驗

3.1 信效度分析

運用Smart PLS4.0軟件對所收集的數據進行處理和運算。Cronbach’sα系數是檢驗量表信度的關鍵指標。在探索性研究中,Cronbach’sα系數大于0.7,平均提取方差(Average Variance Extracted,AVE)值大于0.5才能說明使用該變量的可行性。由表2可以看出,本研究的高校因素、參與態度、主觀規范、知覺行為控制、參與意愿等潛變量的CR值介于0.815～0.956之間,Cronbach’s a系數介于0.712～0.931之間,均大于0.7的擬合標準,表明各潛變量之間內部一致性良好;潛變量AVE值介于0.528～0.955之間,大于0.5,能夠合理解釋潛變量,收斂效度良好[37]。Composite Reliability(CR)值和要求CR值在0.7以上,說明問卷的量表信度較好,具有較高的可信度。

表2 測量模型檢驗

區別效度主要通過觀測各變量的題項的交叉負荷矩陣(Cross Loadings)和各變量的相關系數矩陣來檢驗(見表3和表4)。

表3 交叉負荷量

表4 區別效度分析

從表3可以看出,除了主觀規范變量中的SN2題項量的AVE值與其他變量中的題項因素載荷相近外,其余各變量的題項因素負荷量均高于其在其他變量中題項因素負荷量,考慮潛變量SN2的AVE值大于0.5,且主觀規范變量的AVE值大于該變量與其他變量間的相關系數,因此考慮保留此題項;從表4可以看出,當變量之間的皮爾森相關性系數的平方小于該變量的AVE值的平方根時,說明該變量與其他變量的區別效度存在[32]。Henseler等[33]認為PLS-SEM(運用Smart PLS工具的結構方程模型)往往會高估因素負荷量,也就是高估了變量的AVE值,從而低估變量與變量之間的相關性。因此,有必要在進行區別效應分析時加入異質-單質比率(Heterotrait Monotrait Ratio,HTMT)的估計方法,進一步進行區別效度檢驗。Hair等[34]認為,兩個不同潛變量能夠通過判別效度檢驗的前提是它們之間的HTMT值應低于0.85,見表5。由表5可知,潛變量之間的相關系數最大為0.675,最小為0.544,均小于0.85,表明量表的區別效度符合要求[35]。綜上結果表明,測量模型具有良好的信度和效度,可以開展假設檢驗。

表5 HTMT區別效度分析

3.2 模型假設檢驗

在確認研究模型具有較好的信度和效度后,通過Smart PLS4.0軟件對樣本進行結構方程模型分析時,將結構模型路徑系數與解釋力系數作為指標判斷模型有效性[36]。模型路徑系數的顯著性水平通常使用低于5%作為的判斷標準,即若P值小于0.05時(P<0.05),該路徑系數是呈顯著水平,假設成立。過往研究通常將以決定系數R2(coefficient of determination,R2)作為結構模型解釋力判斷指標,以R2>0.1來表示研究模型具有良好的擬合度[37]。從表6與圖1可以看出,H1至H7所有的路徑P值均小于0.05,故本研究提出H1、H2、H3、H4、H5、H6、H7假設均成立;模型中參與意愿變量R2=0.511,表示該模型擬合良好且解釋力為51.1%,說明提出的整合模型能有效地解釋大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的意愿。

圖1 PLS-SEM結構模型圖

表6 假設檢驗結果

3.3 中介效應檢驗

本研究使用Smart PLS4.0中的Bootstrap方法進行中介效應檢驗,結果見表7。VAF(Variance Accounted For)是間接效應與總效應的比值,是判斷中介效應程度的衡量指標。一般情況下,當VAF值小于0.2時(VAF<0.2),表明不存在中介效應,當VAF值大于或等于0.2小于或等于0.8時(0.2≤VAF≤0.8),表明存在部分中介效應,而當VAF值大于0.8時(VAF>0.8),則說明存在完全中介效應[38]。在本研究中,高校因素與參與意愿總效應為β=0.366,參與態度、主觀規范與知覺行為控制的間接效應分別為0.079、0.124、0.164。因此,參與態度在高校因素與參與意愿之間的中介效應顯著(β=0.079,P<0.05),中介效應占總效應的VAF值為0.216,H8成立;主觀規范在高校因素與參與意愿之間起部分中介作用(β=0.124,P<0.05),中介效應占總效應的VAF值為0.339,H9成立;知覺行為控制在高校因素與參與意愿之間的中介效應顯著(β=0.164,P<0.05),中介效應占總效應的VAF值為0.448,因此H10成立。

表7 中介效應的匯總表

4 討 論

本研究通過結構方程模型分析大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意愿的影響因素,根據研究結論和已有文獻進一步討論。

(1)本研究結果表明,在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,參與態度、主觀規范、知覺行為控制及高校因素與參與意愿顯著正相關,該結論與過往其他領域的研究結論一致,證實了計劃行為理論適用于中華優秀傳統文化教育的研究。研究結論表明參與態度、主觀規范、知覺行為控制是影響大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意向的重要因素,同時高校因素也在一定程度上正向影響著大學生的這一參與意向。從行為態度來看,態度是個體內在心理的外在反映,大學生基于自身興趣或偏好來選擇是否參與高校開展的中華優秀傳統文化教育活動,這將直接影響其參與意愿的形成。態度期望價值理論[39]認為個體擁有許多與行為結果相關的信念,這些行為信念包括了行為結果發生的可能性與評價。因此,若大學生參與中華優秀傳統文化教育活動動機越強烈,且認為參與該活動有利于自我成長提升,則其參與中華優秀傳統文化教育活動意愿方面將表現得越強烈。從主觀規范來看,大學生在面對是否參與中華優秀傳統文化教育活動決策時,往往依據周圍人的一般做法或重要他人的觀點做出行為選擇[40],這種社會普遍認可的“規范”會對大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的意愿產生激勵、引導或約束作用,當大學生感覺到重要他人或者群體期待其參與中華優秀傳統文化教育活動,或選擇遵從重要他人或群體對其所抱期望時,其參與該活動的意愿也會更加強烈。從知覺行為控制來看,當大學生具有足夠的傳統文化知識儲備、豐富的傳統文化學習經驗、多元的傳統文化信息獲取渠道以及完整全面的資源保障時,就會降低大學生自身感知到參與中華優秀傳統文化教育的難度,從而更傾向于參與中華優秀傳統文化教育活動。從高校因素來看,高校是大學生生活、學習和成長成才的主要場域,對鼓勵和影響大學生積極參與這一特定主題活動起著重要作用。與此同時,根據社會交換理論,高校因素還隱含了其對大學生的回報期望。為實現高校中華優秀傳統文化教育活動的目標和履行高校期望的角色,大學生會選擇積極參與各類以中華優秀傳統文化教育為主題的相關活動。

(2)本研究證實,在大學生參與中華優秀傳統文化教育活動中,高校因素與參與意愿、主觀規范、知覺行為控制存在顯著的正相關關系。支持性的高校因素可以讓大學生產生積極的參與態度,有助于大學生身邊的老師或同學給予其參與中華優秀傳統文化教育活動的社會壓力和主觀影響,減少大學生參與中華優秀傳統文化教育活動的阻礙因素,增強大學生知覺行為控制感。這是因為高校擁有系統的知識體系、多樣的授課方式和豐富的文化活動載體,大學生通過專業的課堂教學認知中華優秀傳統文化的形成歷史、內涵特征和演進趨向,在實踐活動參與中感受傳統文化的熏陶,進而激發情感共鳴、錘煉堅定意志和喚醒行為自覺。

(3)本研究證實參與態度、主觀規范和知覺行為控制對高校因素與參與意愿關系具有中介作用。從高校因素與參與意愿的本質來看,當大學生感知到來自高校因素的積極支持時,就會萌發參與信念,形成參與態度,進而提高參與中華優秀傳統文化教育活動的意愿。同時,高校所提供各種支持性資源越多,大學生參與活動的積極性也會越高,當大學生感受到來自重要他人和群體的支持或期望時,其個體無形中也承受了來自外部的壓力和鞭策,最終這種壓力和鞭策被大學生自身內化為參與中華優秀傳統文化教育活動的驅動力,從而影響其態度、主觀規范、知覺行為控制,進而間接影響大學生參與該活動意愿的強烈程度。此外,高校因素的各種資源充足供給,會讓大學生認為自己的能力和資源足以應對參與中華優秀傳統文化教育活動中可能遇到的問題,其知覺強度越大,參與該活動的意愿就越強烈。因此,本研究結果支持參與態度、主觀規范和知覺行為控制在解釋高校因素與參與意愿關系中的中介作用。

5 結 論

本研究結果豐富和發展了中華優秀傳統文化教育的研究,為未來高校中華優秀傳統文化教育的研究提供了新的理論視角。(1)在高校中華優秀傳統文化教育活動中,大學生參與意愿是中華優秀傳統文化教育成效的關鍵一步,參與意愿的產生具有一定的復雜性,可能受多種因素的影響。有必要整合不同的理論,全面分析參與意愿的影響因素。(2)目前關于高校大學生參與中華優秀傳統文化教育的研究中定性研究較多,更多地關注中華優秀傳統文化教育的實踐路徑或對策措施,而對大學生這一“受教”主體在中華優秀傳統文化教育中的參與、接受等情況探討較少,這在一定程度上制約高校制定相關教育策略的有效性和針對性。

本研究也為高校中華優秀傳統文化教育活動提供兩點啟示:(1)由于高校因素、參與態度、主觀規范、知覺行為控制對參與意愿有正向的影響,因此在開展中華優秀傳統文化教育活動中,高校不僅可以通過為大學生提供各種活動支持來提高其參與意愿,還應該加強大學生的知覺行為控制能力的培養,提高其參與活動的信念、信心和毅力,并能從主觀上規范自己,從而促進更多多的大學參與。(2)由于參與意愿、主觀規范、知覺行為控制在高校因素與參與意愿中起部分中介作用,高校管理者在開展中華優秀傳統文化教育活動中,應當要加強參與理念宣傳,營造良好參與氛圍,不斷提升活動開展的趣味性、便利性和易完成性,不斷地豐富相關活動內容,從而提升大學生的參與態度,形成良好的主觀規范和較高的知覺行為控制感,進而促進他們更積極地參與各類中華優秀傳統文化教育活動。

本研究也存在一些不足需要在未來的研究做進一步探討。(1)本研究中有關的假設主要是基于計劃行為理論和高校因素的傾向,雖然這些設想在本研究中均得到驗證,但影響大學生參與中華優秀傳統文化教育活動意愿的因素還存在其他方面,未來研究可以從不同的理論視角挖掘更多的影響因素,如考慮加入家庭因素、社會因素等外部因素的影響作用,從而進一步驗證本研究結論。(2)本研究檢驗參與態度、主觀規范、知覺行為控制在高校因素與參與意愿的中介作用,未考慮參與態度、主觀規范、知覺行為控制之間相互作用的影響,未來研究可以對他們之間的鏈式中介影響效應進行檢驗。(3)本研究的樣本集中于廣西的大學生,限制了研究的外部效度,未來研究應當在其他群體中對本研究假設進行檢驗,并選擇來自不同類型或者其他地區的學生樣本,以提高研究結論的外部適用性。