多样化办学模式下高中生的职业生涯规划、自我效能感与学习动机的关系

黄瑞滢

〔摘要〕生涯规划在高中阶段仍未受到重视和普及。本研究以多样化办学模式下的高中学生为被试，通过多群组结构方程模型分析，探讨了多样化办学模式下高中生的学习动机、自我效能感与职业生涯规划三者间的关系。结果表明：多样化办学模式下的高中生，其职业生涯规划对学习动机具有正向预测作用，自我效能感在职业生涯规划和学习动机之间具有不完全中介效应。在群体内部，无论在未受限模型下进行群体差异分析，还是在测量加权模型下分析，都得到一致的结论：相对于普高办学模式的群体，中职办学模式的学生群体的职业生涯规划对其学习动机表现出更大的正向影响作用。

〔关键词〕职业生涯规划；高中生；多样化办学模式；多群组结构方程分析；学习动机

〔中图分类号〕G44 〔文献标识码〕 A 〔文章编号〕1671-2684（2016）19-0008-08

一、问题提出

生涯规划历来在高中特别是普通高中重视不足，但是在文理分科、志愿填报或专业选择时高中生又表现出迷茫。目前，世界很多发达国家（地区）都开始从中小学阶段就重视生涯发展教育，甚至连发展中国家的马来西亚、菲律宾、尼日利亚等的生涯发展指导模式也日趋成熟；而我国大陆地区的中小学生涯发展指导制度还未建立，学生的生涯发展教育仍处在初级阶段[1]。我国目前的学生发展指导工作主要仍以经验式、直觉式为主，学校缺乏对生涯发展指导相关工作的效果检验。因此，立足中学生的生涯规划与学习的关系现状研究，为各学段的生涯课程实施提供扎实的理论支持是很有必要的。

二、研究方法

（一）研究程序和被试

以班级为单位，在学校机房进行施测。施测时，由研究人员担任主试，向施测对象讲明本次研究的意义和目的，取得配合；同时要求施测对象仔细阅读指导语再作答。

以瑞格心理教育信息化管理系统V3.0为问卷平台，共收集数据718例，剔除反应时偏短、连续10题都选同一答案等无效问卷，剩余656例。研究对象为漳州五中高中学生，样本频数分见表1。此高中走多样化办学道路，到高二时进行专业化分，部分学生继续接受普通高中教育，即“普高办学模式”；部分学生接受职业教育，后面统一称为“中职办学模式”。

（二）研究工具

（1）“职业生涯规划问卷”，由詹发尚[2]于2006年编制，包括职业探索、自我认识、目标计划、自我提升、人际关系、反馈修正六个维度，共30道题。

（2）“一般自我效能感量表”（General Self-Efficacy Scale简称GSES），最早由Schwarzer等人[3]编制于1981年，之后我国学者翻译并广泛运用。共10个项目，为Likert点评分，每个项目之间的一致性系数、信效度都比较高。

（3）“学习动机问卷”为黄希庭[4]编制，共26题。该问卷由求知进取、物质追求、社会取向、害怕失败、个人成就取向和小群体取向6个分量表组成；各因素获得的解释方差分别是17.2、9.3、14.3、6.1、4.6和4.1。

三、结果分析

（一）问卷的信、效度分析

“职业生涯规划问卷”总量表的内部一致性信度系数，即Cronbachα为0.910，各分量表的内部一致性系数在0.705～0.87之间（具体见表2和表3），均大于0.7，属于高信度值[5]。

“学习动机量表”的总量表内部一致性信度系数，即Cronbachα为0.900，各分量的内部一致性系数在0.696～0.865之间，除小群体取向分量表的信度系数0.696（也在可接受范围内[6]）之外（具体见表2和表3），均大于0.7，属于高信度值[5]。

“一般自我效能感问卷”只有一个维度，即总量表内部一致性信度系数，Cronbachα系数为0.885>0.7（表2），也属于高信度值[5]。

效度检验：分别对“生涯规划问卷”和“学习动机”问卷进行验证性因素分析，验证结果如表5所示。总体上讲，“职业生涯规划量表”的模型拟合情况良好，“学习动机量表”的模型拟合情况尚可，可以用于普通高中生的职业生涯规划和学习动机测量。

（二）生涯规划、自我效能感与学习动机三者关系的结构模型检验

在结构方程全模型中以高中生的生涯规划为外生潜变量，以其自我效能感、学习动机为内生潜变量进行运算。模型假设的各路径如图1所示。

1.违反估计和正态性检验

如存在负的误差方差、标准化系数太接近1甚至超过1[7]，都属于违反估计。本研究的误差方差在0.111～1.522之间，均为正；标准化系数均小于0.95（具体可见后面的表7），因此不存在违反估计。偏度系数在-0.57～0.680之间，均小于3，峰度系数在-0.99～1.08之间，均小于8[8]，说明本研究的数据呈正态分布，可以进一步进行分析。

2.整体适配度检验

通过违反估计和正态性检验后，进行进一步分析。整体模型拟合指数如表6所示：第一，模型适配指标中，GFI值0.894>0.8（适配指标值）、且接近0.9（理想适配指标值），AGFI值0.847>0.8（适配指标值），PGFI值0.619>0.5（理想适配指标值），均达到模型可以适配的标准。第二，简约拟合指标（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配[9]。第三，AMOS输出的的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。结构模型的绝对适配度指数和增值适配度指数均达到威廉姆多尔[10]提出的标准0.8，说明该模型拟合较好。除了χ2/df和RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。

3.路径系数及效应分析

与研究假设（图1）一致，a为测量模型路径：a1～a5分别代表生涯规划中除C6反馈修正（β值为0.463，路径系数为1）以外的测量模型路径；a6～a10分别代表学习动机中除L3物质追求（β值为0.672，路径系数为1）以外的测量模型路径，从表7的p值可以得出，生涯规划量表和自我效能感量表的测量模型标准化路径系数均达到显著相关（p<0.001）。经过模型系数的标准化，我们可以看出，高中生的学习动机排序：求知进取和社会取向、物质追求、小群体取向、个人成就取向、害怕失败取向。职业生涯规划能力排序为：人际关系、目标计划、自我提升、职业探索、自我认识、反馈修正。

b为结构模型路径：b1为生涯规划对学习动机的影响路径，b2为生涯规划对自我效能感的影响路径，b3为自我效能感对学习动机的影响路径。从表7可以得出，其标准化回归系数均为正数，且显著相关（p<0.001），说明研究的三个假设得到支持，即普通高中生的生涯规划对学习动机有显著的正向影响，其生涯规划对自我效能感有显著的正向影响，而自我效能感对学习动机的正向影响也具有显著性。也就是说，自我效能感对职业生涯规划和学习动机起不完全中介作用。在该模型中，主效应为0.368，间接效应为0.120，总效应为0.488。

测量模型路径系数和结构模型路径系数的显著相关（p<0.001），说明外生变量对内生变量，潜变量对各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好。

（三）基于人口学变量的多群组结构方程分析

分别以兼职、性别、年级划分不同的群组，进行多群组结构方程分析。模型适配指标中，GFI值在0.866～0.879之间，大于0.8，且接近0.9（理想适配指标值）；AGFI值在0.806～0.826之间，大于0.8；PGFI值在0.6～0.609之间，大于0.5；χ2/df在3.217～4.346之间，小于5；均达到模型可以适配的标准。简约拟合指标（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配[9]。AMOS输出的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。结构模型的绝对适配度指数和增值适配度指数均达到威廉姆多尔[10]提出的标准0.8，说明该模型拟合较好。除了RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。其模型适配度指标与全模型适配度指标基本一致，说明结构模型拟和良好。

各群组的结构方程路径标准化系数如表8：各结构模型系数b1、b2、b3在各群组模型中均显著（除了无兼职群体的b1的p<0.01，高一年级学生的b3的p<0.05外，其余均达到p<0.001），结果与全模型基本一致，进一步说明了普通高中生自我效能感对职业生涯规划、学习动机的中介作用模型假设成立。

在路径b1上的差异：兼职群体（β=0.477，p<0.001）显著高于无兼职群体（β=0.235，p<0.01）；男生（β=0.488，p<0.001）显著高于女生（β=0.260，p<0.001）；年级间的差异不明显。

在路径b2上的差异：兼职群体（β=0.530，p<0.001）显著高于无兼职群体（β=0.426，p<0.001）；男生（β=0.480，p<0.001）显著高于女生（β=0.324，p<0.001）；年级间的差异不明显。

在路径b3上的差异：高一年级β=0.212，p<0.05）显著低于高二年（β=0.347，p<0.001）和高三年（β=0.257，p<0.001）；兼职与否群体间和性别间的差异不明显。

（四）基于办学模式的多群组结构方程分析

1.多群组模型适配度检验

以办学模式这一变量进行的多群组结构方程分析，其模型适配度指标与整体适配度指标相近（详见表9），模型适配指标中，GFI值0.873>0.8（适配指标值），AGFI值0.817>0.8（适配指标值），PGFI值0.605>0.5（理想适配指标值），均达到模型可以适配的标准。简约拟合指标（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配。AMOS输出的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。此外，χ2/df值4.476<5；表示模型可以接受[2]。RMSEA达到0.073<0.08；达到良好的指标[9]。除了RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。这一结果与全模型的适配度分析基本一致，说明普通高中生的职业生涯规划、自我效能感、学习动机三者间的不完全中介关系模型成立。

2.未受限模型差异性分析

以办学模式这一变量进行的多群组结构方程分析，群组间的未受限模型差异、两群组各路径及其差异（在此只罗列出两个群组的结构方程模型系数和群组间有显著性差异的测量模型系数）如表10：无论是结构模型路径（b1_1至b3_1、b1_2至b3_2）、还是测量模型路径（a1_1至a10_1、a1_2至a10_2），其标准化路径系数均达到显著（p<0.001），这一结果与全模型检验的结果一致，说明无论是普高办学模式的群体、还是中职办学模式的群体，其外生变量与内生变量，潜变量与各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好。

主效应差异分析：普高办学模式与中职办学模式的模型具有显著差异（p小于0.001），具体表现在b1_1和b1_2之间的CR值2.162>1.96，达到0.05的显著性水平，说明中职办学模式群体的主效应0.44大于普高办学模式群体的主效应0.29，且具有显著性；即相对于普高办学模式的群体，中职办学模式的学生群体的职业生涯规划会对其学习动机产生更大的正向影响。

间接效应差异分析：b2_1和b2_2之间、b3_1和b3_2之间的CR均未达到显著性水平，即两群体的间接效应（0.126和0.108）之间没有显著性差异。

在测量模型路径上，中职办学模式群体在学习动机上的排序依次是：物质追求、社会取向、小群体取向、个人成就、求知进取、害怕失败；而普高办学模式群体在学习动机上的排序依次是：求知进取取向、社会取向、小群体取向、个人成就、物质追求、害怕失败。

3.测量加权模型差异性分析

测量加权模型，是在假定各测量结构系数没有显著性差异（a1_1=a1_2，a2_1=a2_2，……a10_1=a10_2）的前提下，比较群组间的模型差异，结果如图5和图6所示。

多群组间的模型差异p值为0.046<0.05，说明群组模型之间有显著性差异。具体表现在中职办学模式的学生的主效应b1_1（图2.6，β=0.46，t=4.398）大于普高办学模式下的学生群体的主效应b1_2（图2.5，β=0.31，t=5.459），其CR值2.256>1.96，说明差异性达到0.05的显著性水平，相对于普高办学模式下的学生群体，已进行中职办学模式下的学生群体的职业生涯规划会对其学习动机产生更大的正向影响。b2_1和b2_2之间、b3_1和b3_2之间的CR均未达到显著性水平，即两群体的间接效应（0.126和0.099）没有显著性差异。主效应与间接效应的差异与之前的多群组未受限模型差异分析结果保持一致。

四、讨论

（一）生涯规划、自我效能感与学习动机三者关系的结构模型

无论是全模型分析，还是不同办学模式的多群组分析，各组的测量模型路径系数和结构模型路径系数均显著相关（少部分p<0.01，其他p<0.001），说明无论普通高中生整体、还是其内部各群体的外生变量与内生变量，潜变量与各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好，主效应和间接效应显著。即生涯规划对学习动机有影响，这与陈官章[11]、Mohammed[12]等人的研究结果以及刘玉霞等人[13]的职业生涯规划与成就动机呈正相关的结论相近。

（二）人口学变量的群组差异

在“职业生涯规划对学习动机的直接影响”上：相对于无兼职经历的群体，有兼职经历的学生群体的职业生涯规划会对其学习动机产生更大的正向影响。兼职学生在兼职中有更多职业模拟和社会实践的机会，有利于他们在此过程中对职业生涯和学习的作用进行反思，感受工作的艰辛和学习对获得更高社会地位的帮助，由此建立联系，因此兼职群体的生涯规划对学习动机的影响更大；而未有兼职经历的学生，生涯的重点更多放在校园生活，对职业的思考较少，学习动机的获得较少来源于职业生涯规划。男生显著高于女生，随着年龄增长，男女生的社会角色感逐渐增长，从传统角色倾向上来说，男生比女生普遍更以事业为重，因为在职业生涯上的思考，更可能成为他们学习上的动力。

在“生涯规划对自我效能感的影响”上：兼职群体显著高于无兼职群体，普通高中生的学习水平和能力相对一般，他们在学习上很难获得自我效能感，而在兼职中能够创造社会价值，对各种行业产生兴趣，这种在生涯上的规划能够适当地提高他们的自我效能感。男生显著高于女生，说明男生通过生涯规划中取得的自我效能感比女生高。

在“自我效能感对学习动机的影响”上：高一年级显著低于高二年和高三年，高一年作为新生，面对学校环境、课本知识学习难度等变化，需要一个适应的过程，因而对学习的掌控感较弱，随着年级升高，这种掌握感逐渐恢复，也获得了一些适合高中学习的方法，因而自我效能感的升高，促成他们学习动机提高。

（三）不同办学模式的群组差异

无论是未受限模型下的群组间差异分析，还是测量加权模型下的群组间差异分析，都得到一致的结论：相对于普高办学模式的群体，已进行中职办学模式的学生群体的职业生涯规划会对其学习动机产生更大的正向影响。这可能是因为中职办学模式的学生开始接受职业方面的教育，相对于普高办学模式的学生，他们更早或更深地进入职业探索阶段，有一部分的学习内容是专业知识甚至是专业技能，在职业生涯上的思考和规划能够使他们获得更强的学习动机。因此，针对这一部分学生，通过职业生涯规划教育，能够更好地帮助学生提高学习动机，增强学习的参与度。

从中职办学模式和普高办学模式在学习动机上的排序上看：中职办学模式群体的学习动机中，物质追求取向较高，学习的主要目的是以后能获得更高的物质享受；而普高办学模式群体的学习动机主要来源于求知进取，即更关注学习的知识、真理本身，这与学校的实际生源情况相符合：普高办学模式下的学生本身的学习成绩较好，而中职办学模式下的学生很多是因为学习成绩不佳，或在学习上缺乏一定的技巧和动力。

五、结论

无论是多样化办学模式下的高中生整体、还是它的内部各群体，其职业生涯规划对学习动机都具有正向预测作用，自我效能感在职业生涯规划和学习动机之间具有不完全中介效应。相对于普高办学模式的群体，中职办学模式的学生群体的职业生涯规划对其学习动机产生更大的正向影响。

从传统的观点来看，如果能够将外部动机转化为内部动机、将表现目标倾向转化为学习目标倾向，自然是很理想的。然而普通高中生学习动机的现状是：随着年龄的增长，学业的难度不断提高，学生接触的诱因也更多，愈发难以像原来一样心无旁骛地学习，因此外部动机、表现目标动机的取向也随着年龄在增高。这是中学生学习动机的特点，面对这一现实，需要尊重这一规律，可以从提高学生内部动机转向提高外部动机考虑，如增强学生的社会动机取向，明白学习的意义、承担社会责任等，激发学生的学习动机。

参考文献

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[12]Chowdhury M S，Shahabuddin A M. Self-Efficacy，Motivation and Their Relationship to Academic Performance of Bangladesh College Students. [J]. College Quarterly，2006，10（1）：1-9.

[13]刘玉霞. 医学生成就动机与职业生涯规划的关系研究[D]. 山东师范大学，2009.

（作者单位：1.福建省漳州市第五中学，漳州，363000；2.闽南师范大学教育科学学院，漳州，363000）

编辑/王抒文 刘 扬 终校/于 洪