學習動機對自主學習行為的影響：以學習能力為中介*

龍成志 劉志梅

(廣東金融學院工商管理系，廣州 510534)

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學習動機對自主學習行為的影響：以學習能力為中介*

龍成志 劉志梅

(廣東金融學院工商管理系，廣州 510534)

當前背景下，培養大學生穩定而持久的自主學習行為是高等教育重要目標。此前研究普遍強調動機對學習行為的內在驅動，并證明了學習動機對自主學習行為的積極性影響，但對學習動機促成自主行為的機制研究并不深入。以廣東六所高校1156名在校大學生為研究對象的實證研究表明，學習動機對自主學習行為的促進存在直接和間接效應，學習能力是其促進效應的中介變量。研究結果還發現，性別、年級與專業對其促進效應有顯著的調節作用。

學習動機 學習能力 自主學習行為

1 引 言

自主學習指的是學習者自我承擔學習責任的一種活動與事件(Perry & Winne，2006)，在學習過程中學習者自主設定目標、制定學習計劃、選擇學習手段、監控學習過程以及績效評估(Dickinson，1995；Zimmerman et al.，2012)。在學習資源和學習渠道日漸多元化的背景下，培養大學生自主學習行為的重要性成為共識(龐維國，2001；Pintrich，2003；孫國友，2015)。動機是誘發、推動和維持個人學習活動的內在力量和決定性因素(Zimmerman，2000)，因而眾學者從動機管理的角度去探索促成大學生自主學習的解決方案(eg，高志敏，2005；蘇琪，2015)。但是，動機與學習行為的關系并不是簡單的線性關系(焦璨等，2014；Oxford，2015；佐斌和譚亞莉，2002)。

學習動機是學習行為的起點，眾多學者因此將自主學習解構成學習者在一定動機條件下選擇主動學習策略并達成學習目標的過程(Biggs，1987；Weinstein et al.1987；Zimmerman et al.，2012)。他們普遍地認為，主動的學習動機會促進學習者采取主動的學習策略，學習動機與主動學習策略相結合，自主學習行為就會產生和出現。然而，這種觀點僅解讀了自主學習現象的內涵，即學習動機積極的學習者采取自我管理的主動學習策略去達成學習目標，并未講清楚主動學習策略產生的條件，不能清楚揭示自主學習行為的產生機制。而學習能力在學習行為過程中至關重要，學習能力極大地制約著學習者對學習策略的選擇(潘玉進和陳鳳燕，2006)及自主學習行為的促成(Holec，1987；McCombs，1990；龐維國，2002)。因此，本研究整合性地把學習能力與學習動機同時作為自主學習的前置變量納入研究框架，使得我們在探索學習動機促成自主學習行為的機制上有進一步的推進。

學習能力是指學習者為完成學習任務達成學習目標具備的個性特征及其素質。Holec(1987)提出，自主學習行為的出現以學習能力為關鍵條件，并具體描述為：一是學習者有能力并愿意對其學習進行管理，二是他/她擁有使用該能力的可能性。McCombs(1990)把自主學習分成兩個認知過程：對信息進行加工、編碼和提取；對認知過程進行計劃、監督和評價。McCombs進一步認為，自主學習行為不僅取決于學習者自我概念、自我意象等具有動機作用的心理機制，還取決于個人自我監控和評價的能力水平。龐維國(2002)則明確指出，自主學習行為的促成應包括“想學”(動機)和“會學”(能力)兩個條件。也即，動機和學習能力共同促成了自主學習行為的發生。但是，讓人遺憾的是，極少研究去關注動機與能力在促成自主行為的協作機制。文獻研究發現，動機為學習行為起點的觀點已廣為接受，并且眾多研究證實了學習動機對自主學習能力的積極影響(倪清泉，2010；Zimmerman et al.，2012)。因此，我們將學習能力視為學習動機促成主動學習行為的中介變量，并提出研究假設：積極的學習動機通過學習能力并與其一道促成自主學習行為的發生。

此外，我們發現學習者自主學習的形成受一些調節變量的影響。由于學科領域的差異及其知識特性的不同，相應的學習方式及其行為存在顯著性差異(Alexander et al.，1988；蔡笑岳，何伯鋒，2010；馬恒芬等，2010)。Maccoby & Jacklin(1974)等人也提出男女在大腦結構與工作機制上存在差異，因而不同性別的學習者學習心理機制、能力狀況以及行為不盡相同。而且，自主學習行為存在情境依賴(Dickinson，1995)，對剛剛經歷完高考的低年級與即將面臨就業壓力的高年級大學生而言，他們學習情境存在較大的不同，其自主學習行為的心理機制可能存在差異。因此，我們將學科、性別及年級作為調節變量進行分析，以確保研究的有效性。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究采用典型樣本分層抽樣方法，以華南理工大學、廣東工業大學、華南師范大學、廣東藥科大學、廣東金融學院、廣州大學等六所高校為分層基點，周末就餐時間在每所高校食堂隨機訪問(接受調查即送餐后蘋果)，每所學校抽取樣本200，共獲調查問卷1200份，刪除填寫不全或連續四個測項答案相同的問卷，得有效問卷1156份。其中，男生530人，女生626人；文科生386人，理科生770人；大一284人，大二277人，大三309人，大四286人。

2.2 研究工具

測量量表經過兩個步驟形成：根據研究需要對國內外相關研究所使用的量表進行選擇與修正；基于廣東藥科大學和廣東金融學院兩所大學296名大學生進行預測試，對量表進行測項分析和純化。純化標準有三：各分項量表總計得分27%的高分組和低分組進行極端組比較，鑒別度指標需大于3.000；分析測項與分項目量表總分之間的相關關系，測項相關系數要高于0.400；檢測測項同質性，共同度需大于0.200，因素荷載需大于0.450(吳明隆，2010)。

2.2.1 學習動機量表

基于Biggs(1987)基于學習過程SPQ提出的學習動機量表的廣泛接受性，我們采用該量表。經測項分析和純化之后，學習動機包括5個題項：學習成就帶來心理滿足的程度、學習有益就業、學習終歸是好事、不希望落后于別人和我希望取得好成績。需說明的是，根據研究需要，我們并未按照類型對學習動機進行細分，而是檢驗學習動機的綜合強度。

2.2.2 學習能力量表

依據Dickinson(1995)、Black & Deci(2000)、Benson(2013)等人對學習能力的研究，我們將學習能力的測定范圍確定為目標管理能力、學習興趣的發現、探究精神與能力以及學習行為的自我管理能力等，量表依據能力范疇自行發展。經測項分析最終測項確定為4項：學習目標是否清楚、喜歡閱讀的程度、探究精神及其能力以及能否找到學習的快樂。

2.2.3 自主學習行為量表

Gibson & Dembo(1984)的教師效能量表對教師教學績效進行了完整測評，該量表得到學術界較多的采納。Biggs(1987)SPQ量表與該量表中提出的自主學習行為測項重疊率相當高。依據本研究目標，我們選擇其中能夠體現學生穩定的自主學習行為的測項組成自主學習行為測量，并針對性增加中國情境的問題測項，如采用“老師教啥我學啥，老師講啥我聽啥”測項來反映學習自發性(反向測項)等，并將大學課程的出勤率、學習是否被手機等干擾等作為重要測項納入。經測項分析和純化之后，測項數目為4項：學習自發性、學習專注程度、不找借口推脫學習任務、充足的學習時間安排等。

2.3 量表質量檢驗

在信度方面，學習動機、學習能力與自主學習行為量表Cronbach’s Alpha系數分別為0.705、0.757和0.658，均大于0.6，說明量表內部一致性良好。量表測項主要來自于已經使用的量表，并經過測項分析，測量量表能夠反映要測量的構念，量表內容效度可靠。進一步的驗證性因素結果顯示，包括組合信度和平均變異抽取值等各項指標達到適配標準(見表1)，表明量表具有較好的適切性和真實性。

同時，我們將所有變量采用全部進入法進行主成分分析，結果顯示，未旋轉的主成分分析共有三個因子的特征值大于1，而且各因子最大特征值大于2.5，可解釋總變異量為30.52%，表明調查所使用量表收集數據的共同方法偏差可接受。

3 數據分析與研究結果

3.1 相關分析

表2列出了本研究所涉及變量的均值、標準差和Pearson相關系數。相關分析結果顯示，學習動機和自主學習行為相關系數僅為0.181，雖然通過顯著性檢驗，但屬于弱相關；學習動機和學習能力相關系數略高，為0.231(p<0.01)；學習能力與自主學習行為的相關系數最高，0.451(p<0.01)。該結果反映了這些變量之間的粗略關系，為進一步探索它們之間的聯系，我們通過結構方程模型進一步分析。

表1 本研究所涉及量表質量檢驗情況

表2 變量描述性統計及相關分析

注：**表示顯著性檢驗值p<0.01，*表示p<0.05。下同。

3.2 結構方程分析

為驗證學習動機與自主學習行為的關系，本研究構建了兩個競爭模型：直接效應模型(模型1，圖1)和包括直接與間接效應的綜合模型(模型2，圖2)。依照抽取的樣本數據，兩個模型的擬合情況并不一致。對于模型1，學習動機與自主學習行為間的相關系數雖達到顯著性水平，但相關系數僅為0.141，為弱相關，而檢驗模型總體適配度的CMIN/DF值偏大(3.95，p<0.05)，表明模型因果路徑與實際數據吻合一致的概率幾乎為零。與模型1形成對比的是，包括中介路徑的綜合模型的絕對擬合指數、增值擬合指數以及簡約擬合指數均達到良好適配，如圖2所示。兩相比較，模型2更好地反映了學習動機、學習能力與自主學習行為之間的相互關系，即學習能力是學習動機促成發現學習行為的關鍵中介變量。

圖1 直接效應模型

圖2 綜合效應模型

依據模型2，學習動機對自主學習行為的直接影響系數為0.22，通過學習能力對自主學習行為產生間接影響的系數為0.37×0.68，即0.25，也就是學習動機對自主學習行為的總效應為0.47。其中，間接影響效應略大于直接效應。

3.3 調節變量影響分析

基于擬合效果更好的綜合模型，我們按照性別、專業和年級進行分組擬合，調節效應分析結果如表3。

模型3是在模型2基礎上增加了性別調節變量，旨在檢驗性別的調節效應。本研究首先利用嵌套模型對男女樣本進行配對比較，兩個模型卡方差異值(Δχ2)為0.559，Δχ2顯著性檢驗p值為0.012(p<0.05)，因而拒絕兩個模型協方差相等的零假設，即男女樣本的結構模型路徑存在顯著性差異。進一步的擬合結果顯示，由于學習動機對學習行為的直接效應男性(0.34)高于女性(0.24)，學習動機促進自主學習的總體效應男性高于女性。另一方面，雖然動機促成自主學習的間接效應基本相當，但對學習能力對自主學習行為的影響而言，女性(0.70)高于男性(0.50)。

為檢驗年級的調節效應，模型4在模型2基礎上增加了年級作為調節變量。嵌套模型比較分析顯示，Δχ2為0.556，Δχ2顯著性檢驗p值為0.005(p<0.05)，模型協方差相等的零假設被拒絕。高低年級樣本模型擬合結果顯示，模型擬合情況良好。對不同年級而言，學習動機促成自主學習行為的直接效應沒有區別。但對低年級學生而言，學習能力對自主學習行為促成的影響力較高，低年級為0.71，高年級為0.57。上述結果說明通過一定的教育手段提升學生學習能力，其效果低年級階段應高于高年級。

類似地，我們在模型2基礎上增加了學科專業作為調節變量，即模型5。結果顯示，模型5同樣達到良好的擬合適配，即學科專業對動機促成自主學習行為具有顯著的調節效應。特別地，對理科學生而言，通過一定教學訓練更可能幫助他們獲得一定學習能力，并促成他們獲得穩定的學習行為。因為，以理科學生樣本數據為基礎的擬合結果顯示，學習能力與自主學習行為的關系達到0.91的高度相關水平。

表3 調節效應分析結果

4 研究討論

4.1 學習動機對自主學習行為的影響

雖然眾多理論分析和實證研究都表明動機對自主學習行為具有決定性影響，但學術界對動機影響并促成學習者自主學習行為的機制研究并不清晰(顧世明，2013；焦璨等，2014)。我們的結果發現，模型1路徑與樣本數據實際吻合一致的概率顯著性小于0.05，也就是說，如果僅僅考慮學習動機對自主性學習行為產生直接影響，我們將遺漏其他關鍵路徑，導致序列誤差的出現，使得模型擬合較差。為此，本研究在基于理論推演的基礎上引入自主學習能力構建具有中介效應的綜合模型，各項擬合結果指標向好，表明學習動機在達成自主學習行為的過程中還存在其他關鍵變量。即學習動機促成自主學習行為的路徑是多樣而復雜的，有直接效應，也存在間接效應。

4.2 學習能力提升在學習動機促成學習行為中的關鍵性作用

本研究整合性提出學習動機通過學習能力促成自主學習行為的理論假設，并構建了包括中介效應的綜合模型。擬合結果分析顯示，在學習動機促成自主行為的過程中，通過學習能力來完成的貢獻度超過50%。該結果不僅證實了學習動機通過學習能力促成自主學習行為的理論假設，同時揭示動機促成自主學習行為的內在機制。一方面，學習動機可促進學習者自主學習能力。如Ushioda(1996)等研究，學習動機可激發學習者通過自我管理并維持自主學習行為的能力。只有在動機被調動的情況下，學習者才可能自覺主動地制訂計劃，確定學習內容，采取相應策略來完成學習任務。此外，具有主動學習動機的學習者傾向于對自身學習能力進行積極評價。另一方面，學習能力對自主學習行為的達成能夠產生顯著性影響。McCombs等(1990)學者主張在自主學習行為過程中，學習能力不可或缺，它直接影響學習者對學習效能的感知，甚至可強化學習動機，從而對自我管理的自主學習行為起到自我強化的作用。

4.3 學習動機與學習能力管理中的條件適用性

學習行為具有條件和情境依賴特性(Dickinson，1987；Alexander等，1988；蔡笑岳，何伯鋒，2010)。在不同的學科情景下，不同性別及年級的大學生的自主學習心理機制應該存有差異。因而，本研究將性別、年級和專業作為調節變量進行整合研究。結果發現，學習動機、學習能力以及自主學習行為的關系路徑存在結構性差異。就性別來說，女性群體學習能力培養的重要性高于男性，因為通過提升學習能力來促成自主學習行為的效應更為顯著；對低年級同學而言，通過提升學習能力來促成自主學習行為的有效性高于高年級，也就是說提升學習能力的適合時間應該在低年級；相對文科專業而言，理科同學學習能力促成自主行為的相關度更高，表明通過學習能力的培養可獲得高參與度的自主學習行為。該結果為我們在高校教學改革與技術調整中提供了理論依據以及針對性技術建議。比如，我們可以在低年級側重于學習能力的培養，而在高年級側重于學習動機的激發。

需指出，雖然本研究揭示了學習能力在學習動機促成自主性學習行為中的中介作用，并貢獻了一些有趣發現，但存在一些不足。如本研究沒有深入探討學習動機、學習能力與自主學習行為之間的交互關系；本研究并沒有考慮學習動機的復雜性、多元性和情境依賴性，而是從綜合和普遍意義進行總體測量。

5 研究結論

(1)學習動機對穩定的自主學習行為有促進作用，直接促進和間接促進幾乎相當。

(2)學習能力提升是學習動機促成自主學習行為的關鍵中介變量。

(3)學習動機、學習能力和自主學習行為的相互關系受到性別、專業和年級的調節影響。

(4)學習動機管理和學習能力提升相互結合是促成學生自主學習行為的有效途徑。

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The Mechanism of Motivation Influencing Learning Autonomy with Mediating Effect of Learning Competence

LONG Cheng-zhi LIU Zhi-mei

(Business Administrative Department,Guangdong University of Finance,Guangzhou 510534,China)

Currently,it has become an increasingly important goal of higher education to cultivate the stable and enduring learning behaviors.Prior research mainly focuses on and proves the positive impact of motivation on learning behaviors,however few studies explore the mechanism on how motivation influences learning autonomy.The present study conducted a survey with 1156 valid samples collected in six universities in Guangzhou.After the correlation analysis，structural equation modeling (SEM) and competitive models comparison,we found the following results:(1) Learning motivation can help students cultivate learning autonomy directly and indirectly at the same time.(2) Learning competence mediates the relationship between learning motivation and autonomy significantly.(3) Gender,grade and major moderate the influence of motivation on promoting learning autonomy.

learning motivation,learning competence,learning autonomy

*廣東省普通高校重點平臺建設暨教育科學研究項目(2014GXJK114)。

B844

A

1006-6020(2016)-03-0203-08

**通信作者：龍成志，男，廣東金融學院工商管理系副教授，e-mail：louiee@yeah.net；劉志梅，廣東金融學院工商管理系教授，e-mail：gzzml2008@163.com。