马星杨 赵玉芳 李元方 姚菲 龚宁馨

摘 要 研究整群抽样山东某高中高二学生500人，通过统合模型分析自我决定动机在学习效能感预测学业期望中的作用。结果表明，学习效能感—自我决定动机—学业期望的模型与数据拟合良好，学生的学习效能感可以通过自我决定动机，正向预测其学业期望，自我决定动机在学习效能感和学业期望中起中介作用，非自我决定动机不能预测学业期望。说明学习效能感可能促进了学生自主性动机的内化，并使得学生产生更高的学业期望。

关键词 自我决定动机; 学习效能感; 学业期望; 统合模型分析

分类号 B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.01.002

1 引言

学生的学业期望与其学业参与紧密相关并且能够直接预测学业成绩（Abu-Hilal， 2000; Gutman & Schoon， 2018）。期望（expectation） 可以理解为有机体预期某一特定事件的一种内部状态、态度和心向（王婷， 刘爱伦， 2005），是对自己或他人行为结果的一种预期性认知（郑海燕， 张敏强， 2008）。具体到学业领域，学生的学业期望（academic expectation） 是对其对学业成绩的预期信念（Rodriguez， 2009），与学业抱负（aspiration）经常互换使用，甚至合并以进行分析（Yamamoto & Holloway， 2010）。已有研究证明学业期望在学习自我效能感与学业成绩之间扮演了重要的角色（Komarraju & Nadler， 2013）。

學习自我效能感作为一种激励性的动机取向，是个体对自己通过组织、执行措施，有能力做到相关学习行为以及达到理想学业水平的相信程度。这种对能力和表现的信念可以提高学生的学业期望（Bandura， Barbaranelli， Caprara， & Pastorelli， 2001; Rottinghaus， Lindley， Green， & Borgen， 2002）。高学习自我效能感的学生往往报告更高的学业期望和追求（Bassi， Steca， Delle Fave， & Caprara， 2007）

， 在遇到学习困难时坚持不懈， 并执行长期的学业计划（Pintrich & DeGroot， 1990; Zimmerman， 2000）。另一方面，学习自我效能感较低的学生可能会从学业能力方面解释自己的学业成绩，认为是自己的学习能力低导致学习成绩差，因而会降低自我概念的积极水平。由于自我概念与行为结果不一致会产生认知失调（Nel et al.， 1969），为维持积极的自我并避免认知失调，学习自我效能感低的学生会进一步合理化自己是出于外部原因必须完成学业的想法，甚至认为学业是不重要的，因而对学习采取消极的态度，降低了学业期望。

自我决定理论（self-determination theory， SDT）肯定了能力感在动机过程中的重要性，认为胜任（competence） 需要是人类的基本心理需要（Deci & Ryan，2000）;自主性（autonomy）在人的动机过程中发挥着重要的作用（Sweet， Fortier， Strachan， & Blanchard， 2012），一项活动的自主性程度越高， 人们的毅力、 表现和体验质量就越好（Chirkov， Ryan， Kim， & Kaplan， 2003），行为发生和发展的可持续性就会更大（Deci & Ryan，2000）。根据自我决定理论，学业动机可按照动机的自主程度分为不同的类型（Vansteenkiste et al.， 2006），自主性较高的动机为自我决定动机（self-determination motivation），反之则是非自我决定动机（nonself-determination motivation）。自我决定的动机来源于基本心理需要的满足，由于自我效能感代表了胜任需要的满足（Sweet， Fortier， Strachan， & Blanchard， 2012; Sweet， Fortier， & Strachan， 2014），因此学习自我效能感可能促进学业自我决定动机的形成。

探究学习自我效能感如何以及为什么会影响学生对学业的追求是必要的（Komarraju & Dial， 2014）。学业动机与学业期望联系紧密（Yeung & McInerney， 2005），自我决定动机代表一种积极自主的状态，有助于个体更好地适应并投入到学习活动中，并因而学习成绩更好、学业期望也更高（Deci & Ryan， 2008）。基于自我决定理论，学习自我效能感与学业期望的关系可能通过自我决定动机产生作用。本研究选取高中生，探讨学习效能感、自我决定动机与学业期望的关系，分析自我决定动机对学习自我效能感和学业期望关系的可能作用。

2 方法

2.1 被试

整群抽样山东某高中高二学生500人，有效问卷374份，有效回收率为74.8%。其中男生152人（40.6%），女生222人（59.4%）;城市户口337人（90.1%），农村户口37人（9.9%）;独生子女144人（38.5%）非独生子女230人（61.5%）。

2.2 研究工具

学习自我效能感问卷（梁宇颂， 2000），包括学习能力自我效能感和学习行为自我效能感两个维度。每个维度有11题，共22道题，采用五点计分，分数越高代表效能感越高。本研究中学习能力效能和学习行为效能两个分量表的Cronbachs α系数分别为0.93、0.71。

学业动机量表（Academic Motivation Scale， AMS）（Vallerand et al.， 1992），共5个分量表：无动机、外部调节、内摄调节、认同调节、内在动机，20个题项，采用五点计分，分数越高代表该类动机越强，该量表被广泛地使用在不同群体研究中（Garn et al.， 2010; Park et al.， 2012），并且信度效度良好（Alivernini & Lucidi，2008）。本研究中Cronbachs α系数分别为：无动机0.70，外部调节0.67，内摄调节0.63，认同调节0.79，内在动机0.88。

学业期望问卷（王婷， 刘爱伦， 2005），共10个项目，采用5点计分。1代表非常不希望，5代表非常希望，得分越高，学业期望越高。本次研究中Cronbachs α系数为 0.82。

人口统计变量包括年龄、性别、家庭收入、父母的教育程度、出生地以及父母的职业。

2.3 施测过程

以班级为单位进行团体施测，当场回收。

2.4 數据处理与统计分析方法

根据测谎题剔除不认真答题者66人，剔除人口学变量缺失者29人，变量缺失值数量超过变量数15%的答题者6人，并对学习自我效能感问卷、学业动机量表、学业期望问卷中所有项目选择全部相同的25个被试数据进行剔除。采用线性插值法对有效问卷中存在的少量动机、期望、效能感缺失值进行处理。

使用SPSS 20.0录入数据，使用R 3.6.1中的lavaan套件进行统计分析统合模型分析（hybrid modeling）。统合模型同时带有测量模型和结构模型的结构方程模型（SEM） 分析，又称结构回归模型（structural regression models）（Raykov & Marcoulides， 2000），即SEM取向的路径分析加上对潜变量的估计，这种数据分析方法可以在处理潜变量的同时对因果关系进行检测（邱皓政， 林碧芳， 2019）。

3 结果

3.1 共同方法偏差分析

采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差分析，结果析出14个因子，首个公因子的方差贡献率为20.99%，因此本研究不存在共同方法偏差。

3.2 各变量描述统计及相关分析结果

各变量描述统计结果见表1。结果显示，无动机与学习能力效能感显著负相关，与学习行为效能感相关不显著;无论是外在动机中的三种调节还是内在动机都与自我学业期望显著相关，同时也都与学习能力效能、行为效能感显著正相关;内在动机作为自我决定程度最高的动机类型，与三种不同自我决定性的外部调节均显著正相关，并且相关系数随自我决定性程度的递增而增加。无论是能力效能还是行为效能感都与自我学业期望显著正相关。

3.3 统合模型分析

使用R软件lavaan套件执行统合模型分析，对测量模型和结构模型同时进行分析。已有研究将自我决定连续体上的几种动机类型进行降维，发现无动机在两种因素上载荷都为负（Barbeau， Sweet， & Fortier， 2009）， 即无动机与发生一定程度内化的动机负重叠（Ingledew， & Markland， 2008），

因此，本研究中未将无动机纳入模型设定和检验。

根据研究假设，首先设定一个理论模型（包括测量模型和结构模型两个部分），测量模型将内摄调节和外部调节归类为非自我决定动机，而内在动机和认同调节归类为自我决定动机;结构模型设定自我效能感可以通过影响自主性动机进而影响到学业期望。使用统合模型分析对初步理论模型进行验证，模型见图1。

拟合指数显示，χ2/df=4.14， CFI=0.94>0.9， SRMR=0.04<0.08， RMSEA=0.09<0.10，拟合指标都在可接受范围内（王长义等， 2010）。直接效应显著性检验结果显示，非自我决定动机、能力效能感、行为效能感对学业期望的预测不显著。间接效应显著性检验结果见表2。结果显示，学习自我效能感通过自我决定动机影响学业期望的间接效应显著。

在此基础上，对初步模型进行调整，剔除不显著的路径，调整后模型见图2，χ2/df=3.69， CFI=0.938>0.9， SRMR=0.044<0.08， RMSEA=0.085<0.10，模型拟合度良好。

结果表明，而学习能力效能感和行为效能感均可以正向预测非自我决定动机和自我决定动机。对比图中所呈现的标准化系数大小，自我决定动机与两种效能感的关系相较于非自我决定动机更加紧密，且可以预测学业期望。

3.4 自我决定动机的中介效应

调整后的模型描述了自我决定动机在学习效能感和学业期望之间的间接效应，但是由于间接效应不等同于中介效应（温忠麟等， 2004），且单独讨论自我决定动机的中介效应模型的效应量，区分完全中介和部分中介可以帮助解释结果（温忠麟， 叶宝娟， 2014）。结合相关分析的结果，构建了学习自我效能感、自我决定动机、学业期望的中介模型，中介效应的检验采用系数乘积法，模型见图3，中介效应检验结果见表3。

分析发现，自变量对因变量的直接效应不显著，模型呈现出完全中介的关系特征，表明自我决定动机是学习效能感（包括学习行为效能感和学习能力效能感） 与学业期望的完全中介因素。考虑到强调完全中介的含义排除了将来探索其他中介的可能性，建议直接报告间接效应和直接效应的显著性（温忠麟， 叶宝娟， 2014）。因此，尽管模型呈现出一种完全中介的关系，自我决定动机的确可以作为学习效能感对学业期望的中介变量，但是并非否定了其他变量在二者之间关系作用的可能性。

4 讨论

本研究使用统合模型分析，探索自主性动机在学习效能感和学业期望关系中的作用。结果表明，学习效能感能够预测代表较低自主性的非自我决定动机，学习效能感通过自我决定动机影响学业期望，而非自我决定动机不能预测学业期望。自我决定动机是学习效能感与学业期望的完全中介因素，表明高学习效能感的学生相信自己有能力完成学习，这有助于形成自我决定性动机，而自我决定动机推动形成更高的学业期望。研究结果证实了自我决定动机提高个体对行为结果的产出的渴望（Vallerand， 1997），也证明自主性可以用于衡量学业动机的“质量”（Vansteenkiste et al.， 2006）。

学习效能感通过自我决定动机可以正向预测学业期望，表明“知之者”更容易成为“好之者”甚至“乐之者”，即学习效能感越高，往往自我决定的学业动机水平也越高。自我决定理论认为，基本心理需要的满足可以促进个体内化外部规则，产生自我决定的动机，体验自主感（Ryan & Deci， 2017），在复杂或者探索性的任务中，自我决定的动机有助于提高个体的表现和效率（Deci & Ryan， 2008）。高中生的自我決定动机可能会促进其学习成绩的提高，本研究尚没有将学业表现或者创造力等变量纳入研究框架，未来的研究可以进一步探讨自我决定动机与学业成绩的直接关系，以及学业期望在自我决定动机与学业成绩的关系。

自主动机对行为的促进更可能出现在强调个人主义（individualism）、自由主义（liberalism）、自力依靠（self-reliance）等价值观的文化中（Chirkov， 2009）。本研究证实了中国高中生的自我决定动机会促进学习期望，结果符合自我决定理论假设。有研究发现对于亚洲学生来说，信任的他人为他们做出选择时，他们会变得更有动力（King & McInerney， 2014），同时社会认同目标也会导致积极的教育结果（Tao & Hong， 2014），这说明内摄调节这样自主性并不高的动机，在集体主义文化背景下也可能对学习行为产生影响。未来的研究还需要在更大的样本、更多样化的群体中进一步探讨自我决定动机在学业领域的积极作用。

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