学习自主性与学业成绩的关系：参与度的中介

周丽华，李晓文

(1. 浙江外国语学院教育科学学院, 浙江 杭州 310012； 2.华东师范大学心理与认知科学学院, 上海 200062)

学习自主性与学业成绩的关系：参与度的中介

周丽华1，李晓文2

(1. 浙江外国语学院教育科学学院, 浙江 杭州 310012； 2.华东师范大学心理与认知科学学院, 上海 200062)

学习自主性与学业成绩间关系的以往研究结论莫衷一是.本研究拟探讨学习自主性、学业成绩、及其参与度间的关系.1738位3-6年级小学生参与了问卷调查，结果显示：总体学习自主性与参与度、学业成绩显著正相关；学习自主性各个维度与参与度、学业成绩间的关系为：外部调节与参与度、学业成绩显著负相关，认同调节、内在动机与参与度、学业成绩显著正相关，而内摄调节与参与度显著正相关，与学业成绩相关不显著；结构方程分析结果显示，总体学习自主性正向预测学业成绩，参与度在其中起完全中介作用.

小学生；学习自主性；参与度；学业成绩；自我决定论

0 引言

自我决定论(Self-Determination Theory，简称 SDT)指出，自主性是影响个体各方面心理机能发展的重要变量之一[1].学习自主性是指学生认为自己是其学习活动主人的主观体验，具体表现为学习情境中感知到的一系列不同程度的非自主到自主的连续体，可分为外部调节、内摄调节、认同调节及内在动机等4个维度[1-2].以往研究表明，学校环境下，学生在学习过程中的自主性体验对其学习活动中的坚持性、学业成绩、情绪有影响[3].然而，由于受调查对象(如4-6年级小学生、大学生及成人培训机构的英语学习者等)及研究使用调查工具的不同，学习自主性与学业成绩间关系的以往研究结果存有分歧，主要有：1) 学习自主性显著预测成绩[4-5]；2) 两者无显著相关[6]；3) 学习自主性显著负向预测学业成绩[7].

参与度是学生卷入学习活动过程中所表现出的行为强度 (如付出的时间与努力程度) 与情绪的质量 (如享受或厌倦学习过程)[8].先前研究显示，学习自主性对参与度有重要预测作用[9].当个体感知到学习活动是由自己控制与管理时，会更自愿、积极地参与学习过程.但是自主性4个维度与参与度间关系的以往研究结论却大相径庭[9-12].例如，有研究指出，内摄调节与个体参与度中的坚持性显著正相关[9].另有研究结果却显示，内摄调节与游泳运动员的短期坚持性相关但与其长期坚持性无关[10].基于此，需要进一步探讨学习自主性特别是其4个维度与参与度间的关系.此外，以往研究结果也表明，参与度对学生的各项学习相关变量 (包括学业成绩) 的发展有重要影响[13].积极参与各项学习活动的学生比那些较少参与的学生更易取得好成绩[14].

综上所述，学者对学习自主性、参与度及学业成绩间两两关系进行了研究.据此推测，学习自主性与学业成绩间关系可能受参与度中介变量的影响.然而，鲜有研究者同时聚焦三者间关系的探讨.另外，学习自主性与学业成绩间关系的以往研究对象主要为大学生或高中生，对小学生的研究较少.然而，小学中高段是个体学习自主性从“学会”向“会学”发展的重要时期.由此，本研究拟考察 3-6 年级小学生的学习自主性、学业成绩、参与度间的关系.研究假设主要包括：1) 学习自主性与参与度、学业成绩成正相关；2)具体表现为：外部调节、内摄调节与参与度、学业成绩成负相关，认同调节、内在动机与参与度、学业成绩成正相关；3) 小学生学习自主性正向预测学业成绩，并且参与度在两者间起中介作用.

1 方法

1.1 研究被试

在杭州、金华、天台等三地6所小学采用分层整群抽样法调查 3-6年级小学生.在 40 个自然班共发放问卷 1966 份，回收 1893 份，回收率为96.29%.其中 1773 份为有效问卷，有效率为 93.66%.对极端值再次筛选[15]，同时考虑到学业成绩有 9 个缺失值，共删除 35 个记录，最终处理数据为1738个.本研究中被试平均年龄为 11.8±1.28 岁.参加调查的学生情况见表 1.

表1 参加测评学生基本情况

1.2 研究材料

1.2.1 学习自主性问卷

采用已修订的小学生学习自主性问卷(中文版)[2]，该问卷共有 19 个题目，采用 Likert 5 点评分.外部调节、内摄调节、认同调节及内在动机的题目数分别为 3、5、5、6 题.总体学习自主性程度由相对自主性指数 RAI 来表示，RAI 的值来自于4个分问卷的加权总分 ( RAI = 2 × 内在动机+认同调节-内摄调节- 2 × 外部调节).RAI 得分越高，表明学生在学习过程中越倾向于自主性调节，学生的学习行为越倾向于自主.反之，RAI 指数越低，则学生的学习更倾向于非自我决定，学习行为更易受外部压力与奖赏的影响.本次调查中总问卷的内部一致性系数为 0.786，外部调节、内摄调节、认同调节、内在动机分量表分别为 0.651、0.767、0.670、0.785.

1.2.2 参与度问卷

采用以往研究中的简易参与度问卷[2，13].该问卷通过学生自我报告的方式来测量学生在学习活动中的认知、情感与行为参与度.简易参与度问卷共有4个题目，每个问题开始于一个题干：“在课堂中，”，行为参与度(“我能集中注意力”，“我学习努力”)，认知参与度(“我尽我最大可能去学习”)，及情绪参与度(“我享受课堂学习过程”).项目以5点计分，整体参与度以4个题目的平均分来表示[2].

对问卷进行项目分析，结果显示， 4个题目的 CR 值均为0.001水平的显著(18.203至23.122之间)，说明这4个题目的鉴别力较高.所有题目与总分间的相关极其显著，且均大于0.6 (r值为0.684至0.797之间).此外，本研究的内部一致性系数为0.73.以上结果均表明，简易参与度问卷符合心理测量学相关要求.

1.2.3 学业成绩

班主任提供的学期末考试成绩中的数学成绩与语文成绩.因为每个学校特别是地区的考试题目有所不同，所以，以班级为单位对成绩作标准化 (Z分数) 处理，然后再计算T分数，计算公式为：T分数=Z分数× 10 + 50.最后，将两科目标准化后成绩的平均值来代表学业成绩.

1.3 数据处理

首先，借助 SPSS 19.0 进行基本数据处理.其次，为进一步检验3个变量间的关系，并对参与度的中介作用假设进行检验，采用 AMOS 17.0 进行结构方程模型 (SEM) 分析.

总体学习自主性、参与度、学业成绩为潜变量.外部调节与内摄调节、认同调节与内在动机对学习自主性的贡献或影响方向不同，按照以往研究的建议须进行打包处理[16].考虑到外部调节有 3 个题目，所以将另外 3 个维度的题目分别随机打包成 3 项，将打包后4个维度分数按权重公式：RAI = 2 × 内在动机+认同调节-内摄调节-2 × 外部调节进行计算，得到3个 RAI 打包项，以此来反映其总体学习自主性潜变量[16].参与度潜变量则由其4个题目的分值来反映.学业成绩潜变量以语文成绩与数学成绩的标准分来反映.

为检验参与度的中介作用，建立完全中介模型 Model 1，包含学习自主性—参与度—学业成绩的非直接路径，学习自主性到学业成绩的直接路径被设定为 0 .在 Model 1 的基础上增加学习自主性到学业成绩的直接作用路径，建立部分中介模型 Model 2.此外，学业成绩好的学生可能有良好的参与度，由此，Model 1 基础上建立竞争模型 Model 3，即学习自主性对学业成绩起作用，继而学业成绩对参与度起作用.

当前样本量(N=1738)大于 1000，不适合采用卡方准则[17].由此，本研究采用以往研究提出的标准[18]，即当模型比较结果满足以下条件中的两个时， Δχ2gt; 0.05, Δ CFI lt; 0.01, 或 Δ RMSEA lt; 0.015 ，则认为两个模型无显著差异.并且，以 Bootstrapping 5000 检验中介作用的显著性，当 95% 的 Bootstrapping 置信区间 CI 值不包括零时认为中介效应显著.

2 结果与分析

2.1 各变量相关的分析结果

表 2 所列结果显示，与假设 1 一致，总体学习自主性、参与度与学业成绩间两两显著正相关.与研究假设 2 一致，外部调节与参与度、学业成绩显著负相关；认同调节及内在动机与参与度、学业成绩均显著正相关.然而，不同于假设 2，内摄调节与参与度显著正相关，与学业成绩总分无显著相关.另外，年级、性别与各变量相关不显著或是低相关，之后分析未对其进行统计控制.

表2 研究各变量相关分析结果

2.2 结构方程模型的分析结果

结果显示，Model 3拟合指数不理想，Model 1 与Model 2 各项拟合指数均较好(表3).两个模型的Δχ2/Δdf= 15.242，plt; 0.01，然而Δ CFI = 0.003 lt; 0.01, 或 Δ RMSEA = 0.002 lt; 0.015，说明完全中介与部分中介模型无显著差异[18]，即相比较于部分中介模型，完全中介模型并未显著倒退.因此，本着简约原则，选择完全中介模型Model 1 为最优模型[19].对Model 1进行Bootstrapping 5000检验，结果显示，bootstrapping置信区间 95% CI值不包括0 ( [0.086, 0.138])，表明参与度在学习自主性对学业成绩预测作用中的中介效应显著.

如图1所示，学习自主性对参与度起50% 的预测，对学业成绩的预测为13.5%；参与度对于学业成绩起27% 的预测.

表3 各个模型的拟合指数表Tab. 3 Fit indices for the structural equation models

注：图中各值为标准化路径系数，均为极其显著(Plt;0.001)图1 学习自主性对学业成绩的预测：参与度的中介作用Fig. 1 Final model of the relationship between learning autonomy and performance: engagement as mediator

3 讨论

3.1 学习自主性、参与度与学业成绩间的关系讨论

3.1.1 学习自主性4个维度与参与度、学业成绩间的关系探讨 1)外部调节与参与度、学业成绩显著负相关.说明如果小学生的学习主要是想获得更多的奖励或是逃避处罚时，其参与度、学业成绩越差.这一结果与以往研究有所不同.d’Ailly 基于台湾地区小学生的研究结果显示，外部调节与学生的努力程度成正相关，且对学生的学业成绩有正向影响[7]；2)内摄调节与参与度正相关.这一结果与之前对比利时大学生为被试的研究中 “内摄调节与大学生的学习坚持性成正相关”的结论是一致的[9]，也说明，避免内疚感与中高段小学生的课堂参与度密切相关.但内摄调节与学业成绩并无显著相关.SDT 假设，内摄调节对提升个体的行为坚持性有利，特别是在学校环境中，学生经常被要求完成一些无趣的学习任务.然而， Ryan and Connell 研究显示，内摄调节与学生的焦虑情绪成正相关[20].另有研究也表明，内摄调节会损伤学生良好认知策略的实施与幸福感[3].因此，需要谨慎对待内摄调节的作用机制；3)内在动机、认同调节与参与度、学业成绩成正相关.一方面，内在动机、认同调节与参与度间均存在中等以上正相关，这与国内外以往相关研究一致[21-22].另一方面，内在动机、认同调节与学业成绩显著正相关，这与以往研究中“自主性调节与学业成绩无显著相关”的结果不同[6].可能的原因主要有：第一，评估学习自主性与学业成绩的工具有所不同.之前研究采用另外的学业自主性问卷(AMS问卷)，并以 GPA 作为学业成绩的指标；第二，调查对象不同.本研究对象是中国集体文化背景下成长的小学生，而前两个研究中的调查对象为美国西方文化背景下的大学生.

3.1.2 参与度的中介作用探讨 研究显示，在控制先前成绩作用后，学生感知到的学习阻碍因素及有利因素对其未来学业成绩有显著预测，并且参与度在其间起完全中介作用[23].此外，之前研究也显示，总体自主性对英语学业成绩起间接预测作用，其中最佳学习心理组合 (包括专注力、课堂中的积极行为与回避行为等组合变量) 起完全中介作用[4].然而，这一研究虽然也采用中国样本，但其平均年龄为23.8岁且是对课外英语学习活动的调查.本研究样本为普通教学环境背景下的小学生，并且针对所有学科学习的调查，因此，有更好的生态效度，也更清晰地呈现了学习自主性-参与度-学业成绩间的关系路径.这一中介路径结果也表明，学习自主性与学业成绩间的关系存在诸多分歧的原因与参与度这一中介变量有关.参与度不同，学习自主性与学业成绩的关系有所不同，导致了各研究结论间的不一致.另外，日常教育情境下，很难直接对学习自主性进行观察与评估，当前研究结果也表明，学生的课堂参与度可视作其学习自主性的重要评估指标.

3.2 本研究实践启示

学业成绩具有强烈的社会性符号功能，能提供清晰的相关学习情况的诊断性信息[24]，也是考察学习效果的最直接外在表现.当前教育背景下，学业成绩是家长、教师的关注重心，因此，对学习自主性、参与度与学业成绩的关系进行探究是有现实需要的.

本研究结果不仅进一步拓展了以往研究，同时，也再次强调学习自主性对小学生发展的重要性.有研究显示，当前成绩评价为主的教学环境会产生意想不到的长期消极结果[25].另有研究也表明，竞争性环境降低了学生的参与度与归属感[26].由此，要谨慎对待“不吃一堑，不长一智”的教育逻辑.同时，教育者可以通过提升小学生学习过程的自主感来促进学习参与度与学业成绩的提高.学校及家庭需尽可能地通过有效教学与积极环境创设从而提升学生的自主感.

3.3 研究不足及未来研究

本研究存在方法论不足.首先，研究工具的不足.例如，本研究采用的参与度问卷的有效性已被验证，且同时反映参与度的行为、认知与情绪等3个维度，但题目过少，可能会对全面测量学生的课堂参与度存在遗漏.未来研究需采用其他不同的参与度测量工具来检验当前结果的科学性.其次，横断调查数据的不足.虽然采用结构方程模型分析探讨3个变量间的关系，但是本研究建立在横断数据基础上，其结论不能直接作因果推论，未来研究需采用实验设计或追踪调查来进一步检验当前结论的可靠性.

4 结论

1) 小学生总体学习自主性与参与度、学业成绩两两显著正相关.

2) 外部调节与参与度、学业成绩显著负相关；认同调节、内在动机与参与度、学业成绩均显著正相关；内摄调节与参与度显著正相关，与学业成绩无显著相关.

3) 小学生总体学习自主性间接正向预测学业成绩，参与度起完全中介作用.

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TheRelationshipsbetweenLearningAutonomyandAcademicPerformance:EngagementastheMediator

ZHOU Lihua1, LI Xiaowen2

(1.School of Educational Science, Zhejiang International Studies University, Hangzhou 310012, China; 2. School of Psychology and Cognitive Science, East China Normal University, Shanghai 200062, China)

Previous research showed that there was no consistent conclusion concerning the relationships between learning autonomy and academic performance. The current research aimed at exploring the relationships among learning autonomy, engagement and academic performance. 1738 pupils in Grade 3 to Grade 6 took part in this investigation. The results found significantly positive relations among these three variables.Moreover, the external regulation was significantly negatively related to engagement and academic performance, the identified regulation and internal motivation were significantly positively linked to engagement and academic performance respectively, while the introfected regulation was significantly and positively associated with engagement, with no significant relation to academic performance. Finally, learning autonomy could positively predict academic performance, in which engagement played the role of mediator.

primary school students; learning autonomy; engagement; academic performance; Self-Determination Theory (SDT)

2017-04-17

浙江省教育厅科研项目(Y201430464)；浙江外国语学院重点科研项目(090500042013).

周丽华(1976—)，女，讲师，博士，主要从事心理发展与教育研究.E-mail:wyflowerer@163.com

10.3969/j.issn.1674-232X.2017.05.005

B 844.1

A

1674-232X(2017)05-0470-06