成就动机、自我效能感与自主学习绩效的关系：一个有中介的调节模型

陶曙红 龙成志 郭丽冰 陈艳芬 沈志滨

（1广东药科大学中药学院，广州 510006；2广东金融学院工商管理学院，广州 510310）

1 引言

自主学习是指学习者自觉确定目标、选择方法、监控进程以及评价结果的行为和过程 （Nuttall et al.，2015；Zimmerman，2000；庞维国，2003）。 无论人本主义还是建构主义学者，都高度重视自主学习，将自主学习策略视为学习绩效的核心前因变量（Zimmerman，2000；顾世明，2013；刘向红，2010；龙成志等，2017）。但是，单独的自主学习策略能否准确预测学习绩效却备受质疑。一些学者倾向于将学习动机和自主学习策略同时纳入学习绩效解释变量的范畴。他们认为，除自主学习策略之外，积极的学习动机不可或缺，因为它为自主学习策略的选择与执行提供动力机制（Pintrich，2003；顾世明，2013；庞维国，2003）。Biggs（1987）等甚至提出，学习动机与自主学习策略的结合才是学习绩效达成的关键性路径，还有学者将积极的学习动机视为自主学习不可或缺的构件（Jang et al.，2016；Rose et al.，1996）。

除学习动机之外，研究者还发现学习者人格特质与社会认知因素会对自主学习策略的采用及绩效实现产生影响（Bandura，1982；Pajares et al.，2002）。Bandura（1982，1989）因此提出自我效能感的概念并提出了社会学习理论。自我效能感是指人们对实现特定行为目标所需能力的信心、信念与主观感受。自我效能感与人格特征有关，同时受环境影响，是学习者对自我、环境与行为的交互性认知。该理论核心观点是：自我效能感会为行为主体提供行为具化的目的动机，推动特定行动，使人们更加坚韧，从而促成绩效目标达成。Bandura（1989）甚至将自我效能感视为人类行为核心心理机制，该机制在医疗、教育、创业等领域得到验证（Cardon和Kirk，2015）。在学习行为研究中，Mccormick ＆ Mcpherson（2016）、Niehaus等（2015）和 Vayre 等（2017）证实了自我效能感对出勤率、专业课程成绩及学习绩效的预测解释能力。

自我效能感对行为主体的行为影响及绩效达成存在两种阐释： “效能提供动机，动机推动行为”（Bandura，1989；Dogan，2015；Ozlem，2013）和 “效能决定资源分配，资源分配决定绩效”（Vancouver，More，＆ Yoder，2008）。很显然，自我效能感对学习行为的影响是一种有别于传统意义上的心理机制。当我们同时将自我效能感和学习动机纳入理论框架的时候，冲突随之而来。我们注意到，学习者学习动机千差万别，并有不同层级 （Pintrich，2003；Biggs，1987；龙成志等，2016）。如有学生期待通过学习改变命运甚至成就自我，也有学生期待取得好成绩以提升就业竞争力，还有学生可能是“60分主义者”。这些学习者学习动机并不相同，但他们可能具有相同程度的自我效能感，学习行为也会存在显著性差异。因此，自我效能感和学习动机对学习行为的影响还需深入研究。

迄今，已有学者开始探索自我效能感和学习动机对学习行为的共同作用机制（石雷山等，2017）。比如，Niehaus等（2015）以拉美 6～8年级学生为研究对象，研究了自我效能感、内在动机与学习绩效的关系。结果发现内在动机与综合性学习绩点（GPA）正向关联，自我效能感则可以预测学生出勤率和数学成绩。也就是说，内在动机影响综合性绩效，而自我效能感则影响具体学习行为及课程成绩。Skaalvik等（2015）在丹麦的研究发现，学习动机对学习绩效的影响是通过自我效能感的中介作用来完成的。Dybowski等（2017）基于德国汉堡大学医科教育的研究发现，教师教学动机不能直接预测教学绩效，教师自我效能感以及对学生学习能力的积极判断才能预测绩效。虽然相关研究不少，但自我效能感与学习动机的协同机制还没能得到充分揭示。例如，对于自主学习行为来说，不同动机状态下，自我效能感对学习者自主学习策略的采用及其绩效影响是否存在差异？本研究循此展开。

回顾自主学习的研究文献，相当多学者将自主学习视为一种能力 （Dickinson，1995；Holec，1987；庞维国，2002）。与其将自主学习视为一种能力，还不如将学习能力视为自主学习行为的前提条件。龙成志等（2016）基于广东1156名大学生的分层研究发现，当前大学生群体自主学习动机较为积极（得分超过4.00分），但自主学习行为偏低（仅 3.02分），他们认为原因在于自主学习能力的不足。依据社会认知理论（Bandura，1989），学习者对自身学习能力的感知，即自我效能感，比客观事实更加重要。学习者在学习过程中基于自身能力的正面判断更能推动其采取学习行动或者安排相应学习资源，反之亦然。结合此前Mccormick 和 Mcpherson（2016）、Niehaus等（2015）和Vayre等（2017）等学者对自我效能感是积极学习行为及学习绩效前因变量的研究，我们提出自我效能感是推动学习者采取自主学习策略及学习绩效达成的前因变量，此为本研究主效应理论假设。

自我决定理论 （Self-Determination Theory，SDT）（Ryan＆ Deci，2000）认为，学习动机内在性越高，学习者为达成目标的学习承诺越高，最终学习绩效也越积极。注意到动机的动态性、多元化、情境依赖性等特性，Linnenbrink和Printrich（2002）提出不同动机对学习行为的影响存在差异。如，外在动机对普通学习行为有一定促进，但对创造性学习几乎没有作用。因此，在将学习动机纳入上述主效应模型时，本研究将学习动机聚焦到成就动机，并把成就动机作为调节变量纳入其中，构建本研究框架 （图1）。理由有二：（1）动机对学习行为的影响往往并不直接。其作用机制类似于“催化剂”，它推动其它因素（如好老师、自我效能感等）对学习行为产生影响，从而起到增强与促进特定行为的效果 （Sternberg＆Williams，1993）。 （2） 成就动机属深层的内在动机（Linnenbrink ＆ Printrich，2002），对学习行为的影响具有多层次性，成就动机可能影响学习者的自我效能判断（Dybowski et al.，2017），也可能影响自主学习策略的采取可能性（Niehaus et al.，2015）。

2 方法

2.1 被试

采用典型样本分层抽样方法。以广东三所不同类型（双一流高校、省属一本与二本院校）高校为分层基点，选择评教靠前的教师在课间发放调查问卷，要求受试者选择一门刚刚结束的专业必修课为对象来填写。调查时在专业、年级等方面进行平衡性控制，确保样本的有效覆盖。由于大四学生实习情况较多，课程稳定性不够，为减少意外因素对研究的影响，我们剔除了大四学生。每所高校抽取大学生240名，共获调查问卷720份，删除填写不全或连续五个题项答案相同者，得有效问卷597份。其中，男生268人，女生329人；大一152人，大二186人，大三259人；专业涉经济学、法学、理学、工学、农学、医学、管理学等。

2.2 测量

量表形成经两个步骤：选择学术应用较多的量表结合中国情境进行修正；基于课题组依托的高校抽取300名大学生进行预测试，对量表进行测项分析和纯化。纯化标准有三：比较各分项量表总计得分27%的高分组和低分组，鉴别度指标需大于3.00（吴明隆，2010）；分析测项与分项目量表总分之间相关关系，相关系数要高于0.40（温忠麟，黄彬彬，汤丹丹，2018）；检测测项同质性，共同度需大于 0.40，因素荷载需大于 0.50（Churchill，1979）。

2.2.1 成就动机量表

Biggs（1987）基于学习过程（SPQ）开发了学习动机量表，把学习动机区分为浅层动机、深层动机和成就动机等不同成分。鉴于该量表被大量引用，本研究采用Biggs（1987）的成就动机量表，题项则基于中国情境适度修正（如，将担心学习绩效不佳的测项改为害怕挂科等）。计分采用李克特5点计分，1表示受试者完全不同意测项陈述，5则表示完全同意。经过测项分析与纯化之后成就动机测项数为6项。本次测量 Cronbach’s α 系数达到 0.89。

2.2.2 自主学习策略量表

在Biggs（1987）的SPQ量表中包含大量学习策略与行为项目，龙成志等（2017）将它们合并起来进行因素分析，发现这些测量项目存在三类因子：被动拖延的消极学习、接受安排的机械学习和自我管理的自主学习。三类因子都可完成对学习者自主学习策略的测试，不同点在于前两者是从学习者自主程度的反面来完成。因此，本研究只选择第三个因子，即从Biggs（1987）量表中反映学习者自主程度的正向测项来完成自主学习策略的测量，测量计分方法同上。测项数目为5项，本次测量Cronbach’s α系数达到 0.91。

2.2.3 自我效能感量表

自我效能感量表在Chen，Gully和Eden（2001）一般自我效能感量表基础上编制而成。该量表包括15道题，要求学生根据实际情况对题目描述的内容从1（完全不符合）到5（非常符合）进行等级评定，得分越高表明学习者对自己的学习能力越自信，自我效能感水平越高。需要说明的是，基于预测试样本，本研究对该量表进行测项分析，纯化后得到 9 个测量项目，量表 Cronbach’s α 系数为 0.93。

2.2.4 学习绩效量表

Gibson和Dembo（1984）的教师效能量表对教学绩效进行了完整测评，依据研究目标，本研究选择其中能够体现学生学习绩效的题项组成测量量表，结合中国情境对相关题项进行了修正。经测项分析和纯化之后，测项数目为10项，进行因素分析发现，学习绩效体现在两个方面，其一为知识掌握，另一为能力提升。 整体量表的 Cronbach’s α 系数为 0.87。

2.2.5 其它调查测项与问卷

学习绩效影响因素较多 （贾斌，徐恩芹，张景生，2013）。因此，调查问卷中增加了一些环境变量（如授课老师的有趣程度）、学习者学习特征变量（如对目前专业的喜欢程度，学习渠道多样性等）以及受试者人口统计特征等题项。参照温忠麟等（2018）建议，本研究将这些变量作为控制变量处理。

2.3 测量质量检验、共同方法偏差与多重共线性检验

如前述，各测量量表测项信度大于0.70，表明数据一致性程度较高；由于本研究采用的量表大都来自于权威学者开发并广泛采用的量表，因此其内容效度值得信任。同时，我们通过SPSS分析工具进行了验证性因素分析，各量表测项组合信度均大于0.70且平均变异抽取值大于0.60，表明量表有较好的适切性和结构效度。

由于研究数据来自于受试者自我汇报，可能存在共同方法偏差，本研究采用Harman单因子检验法（周浩，龙立荣，2004），将所有测量项目进行主成分分析。结果显示，特征值大于1的因子共有12个，第一个因子解释的变异量仅为11.53%，小于40%。此外，我们采用“中心换位法”依照因子得分加权得到数据进行学习绩效对学习动机、自主学习策略的回归分析，各解释变量的方差膨胀系数（VIF）大部分低于 2.00，全部在 1.00～5.00 之间 （温忠麟等，2018）。因此，本研究共同方法偏差和多重共线性在可接受范围之内。

3 分析与结果

3.1 描述性统计分析

表1报告了本研究所涉关键变量 （性别等控制变量未列入）描述性统计与相关分析结果。结果显示，与综合绩效相关的变量依次是自主学习策略、成就动机、教师、专业热爱程度、自我效能感。其中，自我效能感与综合绩效相关度为 0.34（p＜0.001），自我效能感与自主学习策略的相关度为 0.22 （p＜0.01），且自主学习策略与综合绩效的相关度达到0.67（p＜0.001），这些结果与自我效能通过自主学习策略影响学习绩效的主效应吻合。而且成就动机与自我效能感的相关系数达到 0.40（p＜0.01），表明两个心理变量之间存在特定关联。

3.2 自我效能通过自主学习策略影响学习绩效的中介效应检验

鉴于学习绩效影响因素众多，并且学术界对自主学习策略在绩效实现中的作用存在不同主张 （龙成志等，2017），因此有必要对本研究提出的自我效能感通过自主学习策略对学习绩效产生影响的中介效应模型进行检验。根据温忠麟等（2005）提出的中介作用检验方法，我们将性别、专业、年级、专业热爱程度、教师有趣程度等列为控制变量，分别以知识获得与技能提升作为绩效变量，对自变量 （自我效能感）与中介变量（自主学习策略）及因变量（学习绩效）的各路径进行回归分析（如图2、图3）。首先，我们将课程知识掌握情况（知识绩效）作为因变量：（1）检验自我效能感对知识绩效的影响；（2）检验自我效能感对自主学习策略的影响；（3）检验自主学习策略对知识绩效的影响；（4）以自我效能感和自主学习策略为自变量，知识绩效为因变量，进行回归分析。表2的回归分析显示，每一次回归拟合均通过F检验显著性检验，具有统计意义，并且各路径系数达到显著性水平（p＜0.01 或 0.05）。 接下来，我们以能力绩效（应用知识解决问题的能力提升情况）为因变量进行了四步骤回归分析（如表3），各回归模型具有统计意义 （F检验达到显著性水平），并且各路径系数也通过显著性检验 （p＜0.01或0.05）。基于表2、表3的回归分析，自我效能感通过自主学习策略影响学习绩效的中介效应模型得到验证。

表1 主要变量描述性统计结果与相关分析

表2 自我效能感通过自主学习策略影响知识绩效的中介效应检验（n＝597）

表3 自我效能感通过自主学习策略影响能力绩效的中介效应检验（n＝597）

鉴于 Zhao，Lynch 和 Chen（2010）指出分步骤回归分析的中介效应检验方法存在缺点，本研究应用 SPSS分析软件的 PROCESS 插件（Hayes，2013），选择样本量5000，在95%置信区间下采用Bootstrap 方法（Preacher ＆ Hayes，2004）进行补充检验。以知识绩效和能力绩效为因变量，中介检验结果没有包含 0（LLCI＝0.11，ULCI＝0.26），自主学习策略的中介效应为 0.18（p＜0.01），而自我效能感的直接效应为 0.23（p＜0.01）。 以能力绩效为因变量，中介检验结果也没有包含 0（LLCI＝0.12，ULCI＝0.28），中介效应为 0.20（p＜0.01），直接效应为 0.30（p＜0.01）。因此，自我效能感通过自主学习策略影响学习绩效的中介效应得到验证。

3.3 成就动机调节效应分析

借鉴叶宝娟和温忠麟（2013）的方法，需要通过三个步骤进行有中介的调节模型检验。第一步，控制性别等变量，以自我效能感和成就动机为自变量，学习绩效（知识绩效和能力绩效的加权平均值）为因变量进行回归拟合，M1 成立 （F 值＝32.07，p＜0.01），自我效能感（X）×成就动机（C）与学习绩效的相关系数为-0.70（p＜0.01）。第二步，检验成就动机与自我效能感对自主学习策略作用的交互性 （M2），结果显示，M2 成立（F 值＝22.37，p＜0.01），成就动机和自我效能感均可对自主学习策略产生影响，X×C系数也达到了显著性水平（-0.31，p＝0.03＜0.05）。第三步，将自我效能感、自主学习策略和成就动机作为自变量并验证自我效能感的调节效应。M3回归分析结果显示，F 值＝76.58 （p＜0.01），但自我效能感负向调节成就动机的绩效影响，r （X×C）＝-0.54 （p＝0.01＜0.05）。综上，有中介的调节模型得到验证。

表4 成就动机的调节效应分析（n＝597）

4 讨论

4.1 自我效能感对自主学习绩效的影响

基于社会认知理论（Bandura，1989），本研究系统探索了自我效能感在自主学习行为中对学习绩效的影响。通过597名广东大学生的实证样本，我们确认了自我效能感对学习绩效的影响。如图2，自我效能感对知识绩效的影响系数达到0.40，直接效应为0.25，间接效应为 0.15（0.28×0.55）。 据图 3 测算，自我效能感对能力绩效的影响系数也达到0.37。之所以自我效能感的影响系数达到这么高的水平，合理的解释是，与成就动机潜藏于行为人意识“冰山”底层因此对行为影响有一定的逻辑距离不同，自我效能感会浅层一些，可以清楚准确地给与行为主体具体的目标指向，对自主策略选择等指向性清楚的行为影响就会直接而有力量。这样的逻辑解释与Skaalvik等（2015）的研究形成呼应，他们的研究显示，学习动机在推动学习者积极主动的学习行为甚至绩效实现的时候，是通过自我效能感来完成的。可以说，本研究进一步揭示了学习行为的内在心理机制，与成就动机等内在动机不同，自我效能感对推动自主学习策略的采用等行为是学习者近端驱动源。

4.2 自主学习策略的中介作用

一直以来，自主学习策略被各类研究者高度重视，被视为学习绩效取得的核心前因变量（Pintrich，2003；Zimmerman，2000；庞维国，2003）。 本研究则在自主学习策略影响学习绩效的框架之内，纳入自我效能感等心理变量去探索它们的相互关系。从理论演绎上，本研究确认了自主学习策略是自我效能感达成绩效的中介变量，因为自我效能感本质上是对学习者自身学习能力的积极评价和自信，而自我效能感对学习者的驱动结果就是自主能力的应用，即在学习过程中采取自主学习的策略，并选择自我设定目标、组织资源、选择手段与绩效评价等等。同时，我们在理论演绎基础上提出的中介模型得到了实证的检验，不管纳入成就动机与否，自主学习策略的中介作用都是显著的。这样的研究结果进一步明确了自主学习策略在学习绩效达成中的关键性作用。即自主学习策略能够解释和预测学习绩效，如果和自我效能感等变量结合在一起，其解释预测能力将更为稳定。这样的观点与龙成志等（2016）的观点是一致的，即自主学习是一种策略行为，更是整体性的事件。

4.3 成就动机的调节作用

依据前述实证分析结果，在不考虑自主学习策略的调节模型中，成就动机对自我效能感绩效提升的调节效应达到-0.70（p＜0.01），而在纳入自主学习策略之后的调节模型拟合中，成就动机的调节效应依然达到-0.54（p＜0.01）。 研究结果意味着，在低成就动机的状态下，自我效能感更能推动自主学习策略的采用及促成最终学习绩效的达成，反之亦然。可能的解释是：（1）由于其深层属性，成就动机影响学习者行为稳定而深入。高成就动机状态下，学习者可能已经形成自主学习习惯，因而自主学习策略的采用成为常态，因为自我效能感变化而带来的自主学习的不稳定性就会降低。（2）成就动机不高的情景下，学习者的目标导向倾向于浅层化，良好的自我效能感可让学习者感到唾手可得，学习者达成浅层目标的难度就会被降低，自主学习策略采用的几率就会大大提高。结合上述分析推论：自我效能感是近端心理机制，成就动机是远端机制，近端机制直接有效，但是，当近端机制运行不佳时，远端机制会进行纠正与补充。

5 结论

综上，本研究得出如下结论：（1）成就动机和自我效能感在影响自主学习的过程中，自我效能感是近端心理机制，是前因变量，可直接促成学习者对自主学习策略的选择，而成就动机是深层影响力量，属于远端机制，可调节自我效能感的绩效影响。（2）在高成就动机状态下，学习者已经有较为稳定的自主学习习惯，因而自我效能感对自主学习策略的影响偏弱。但是，在低成就动机状态下，自我效能感可以稳定地对自主学习策略的选择及绩效实现产生影响。（3）自主学习策略对学习绩效具有稳定高效的预测能力，而自主学习策略的动力来源可以是自我效能感，也可以是成就动机。当然，本研究仅仅局限在自主学习行为的范畴，研究样本也仅为在校大学生，研究方法也较为传统，未来的研究可拓展到探究学习等不同学习行为和管理、医疗等其它学习领域，并采取实验研究等方法来推进。