高职生教育期望与可利用教育资源关系研究——基于学习动机与学习投入关系

杜玉改

(常州轻工职业技术学院，江苏 常州 213164)

1 引言

《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010-2020年)》明确规定各级各部门要加大对教育的投入，高职教育作为我国教育的重要组成部分，占据高等教育的半壁河山，担负着向社会输送高级技能型、应用型人才的重任。然而，高职生的学习目标模糊、学习动力不足、学业成绩较差、学习投入不足等问题日益困扰着高职教育工作者。近年来，随着积极心理学的兴起，作为积极心理状态的学习投入越来越受到研究者和教育工作者的重视。学习投入是一种与学习、科研和就业相关的、积极的、完满的情感和认知的心理状态，其影响因素众多，包括人口统计学变量、个体因素和组织因素等。

在学生学习投入的影响因素及作用机制方面，有研究表明学生所处的外部环境会影响学生的学习投入，如学者们认为高职生可利用教育资源的多寡会影响他们的投入水平。也有学者从内部因素来看，认为高职生自己对学习的期望、动机对其学习投入水平也会产生重要的影响。然而，以往的研究大都只关心某一因素或变量对学生学习投入的作用，局限于探讨可利用学校或家庭资源这一外在因素对高职生学习投入的影响。而内部因素对学习投入的研究大多数是理论上的探讨，缺少相应的实证支持，且大部分的研究并没有把内外部因素整合起来进行考察。鉴于此，本研究拟在调查高职生学习投入差异的基础上，同时考察外部因素和内部因素对高职生学习投入的影响及其作用方式，以期找到影响高职生学习投入的重要因素及作用路径，为高职生的教学实践干预提供参考。

2 研究方法

2.1 被试

在常州和南通三所高职院校中采用整体抽样的方法共选取了630名高职生作为被试，有效被试604名，其中高职一年级227(37.6%)名，高职二年级203(33.6%)名，高职三年级174(28.8%)名，男生337(55.8%)名，女生267(44.2%)名；高职生年龄从18岁到22岁不等，平均为20.21(SD=1.36)岁。

2.2 研究工具

2.2.1 人口社会学变量

包括性别、年级等基本人口社会学信息外，还包括父母的教育水平、职业、对教育的期望等信息。

2.2.2 高职生学习投入问卷

参考国内外学习投入问卷，针对高职生学习投入的特点，对邹敏编制的学习投入问卷进行修订和改编。该问卷由认知投入、情感投入和行为投入三个维度构成，包含22个题项。采用Likert五点计分法，得分越高，表明学生的学习投入程度越高。本研究中，该量表的Cronbachα系数为0.891，分半信度是0.932。三个分量表的Cronbachα系数分别为0.758，0.834，0.733。验证性因素分析的结果：x2/df=2.618，CFI=0.973，NFI=0.975，IFI=0.970，RMSEA=0.067，表明问卷具有良好的结构效度。

2.2.3 可利用教育资源调查表

采用邹泓等建构的教育资源调查表，该调查表测量高职生可利用的学校教育资源和家庭教育资源两个方面，共有11个项目。将11个项目得分相加就得到总体的教育资源指数，满分为100分，其中家庭教育资源为54分，学校教育资源为46分。

2.2.4 学习动机量表

采用台湾学者余安邦编制的“个人取向成就动机量表”(内部动机)和“社会取向成就动机量表”(外部动机)混合而成，共13个条目，该量表采用5点记分，其中条目2、13为反向记分，得分越高，表明动机越强。本研究中该量表的Cronbachα系数为0.741。

3 结果与分析

3.1 高职生教育期望、可利用资源、学习动机与学习投入之间的相关分析

采用Pearson相关分析了高职生教育期望、可利用资源、学习动机与学习投入之间的两两相关。高职生教育期望、可利用资源、学习动机与学习投入之间存在显著的正相关(P<0.01)，相关系数分别为0.32、0.17和0.39。教育期望、可利用资源与学习动机之间存在显著的正相关(P<0.01)，相关系数分别为0.33和1.14。

3.2 高职生教育期望、可利用资源、学习动机与学习投入的结构方程

根据相关分析的结果，采用Amos6.0对教育期望、可利用资源、学习动机和学习投入建立结构模型进行进一步的分析，探讨四者之间的关系。首先将高职生教育期望、可利用资源直接与学习投入建立模型，得到如图1所示模型。图1显示，教育期望和可利用资源对高职生学习投入均存在显著的影响，影响系数分别是：β=0.32(p<0.001)，β=0.24(p<0.01)。

图1 高职生教育期望、可利用资源与学习投入的关系

然后将学习动机作为中介变量加入到方程中，得到图2所示模型。在加入学习动机后，高职生教育期望和可利用资源对学习投入的影响作用都不显著了，影响系数分别为β=-0.11和β=-0.23。而高职生教育期望和可利用资源对学习动机有显著影响，影响系数分别为β=0.50(P<0.001)和β=0.55(P<0.01)；学习动机对学习投入有显著影响，影响系数为β=0.86(P<0.01)。由此可见，学习动机在高职生教育期望、可利用资源与学习投入之间起到了完全中介的作用，他们通过学习动机对学习投入产生的影响值分别是0.43和0.47。结构方程的各个拟合指数均达到了模型的要求：X2=16.063，df=15，X2/df=1.071，GFI=0.993，NFI=0.966，RFI=0.937，IFI=0.998，CFI=0.998，RMSEA=0.011，表明模型拟合得很好。

图2 高职生教育期望、可利用资源、学习动机与学习投入的关系

4 分析与讨论

本研究主要探讨高职生教育期望、可利用资源及

学习动机与学习投入之间的关系。根据研究发现，高职生教育期望、可利用资源与学习投入之间存在显著的正相关。具体而言，教育期望的高低、可利用资源的多寡对学习投入产生显著的影响。高职生对学习活动的期望越高，表明其有明确的学习目标。可利用教育资源在一定程度上反映了高职生家长和学校的教育投入，其对学习投入产生影响已得到前人的证实，即高职生可利用的教育资源越多，学习投入水平越高。

通过结构方程模型的分析发现，虽然高职生的教育期望和可利用资源会影响到高职生的学习投入水平，但高职生的学习动机在教育期望、可利用资源和学习投入之间起到了完全的中介作用。当高职生的教育期望越高时，高职生学习动机越强。结合两者来看，高职生如果能保持适当的教育期望值，养成自主学习的习惯，高职生家长和学校能提供较多的资源并对高职生的学习给予实质上的帮助和支持，就可能激发高职生的学习动机，从而收到良好的效果。本研究中，高职生的学习动机处于中介变量的位置，当学习动机进入方程时，教育期望和可利用资源对学习投入的影响就变得不显著了。这表明，教育期望和可利用资源要通过学习动机来间接地影响高职生的学习投入。高职生自身的学习动机在中间起到了决定性作用，即虽然教育期望和可利用资源都很大，但要能转化为高职生的学习动力，才能直接影响他们的学习投入水平，即高职生自己的学习动机越强，学习投入水平越高，此结果符合Marti的结论。

本研究建议高职生父母除了要关注子女的学习成绩外，还要关注子女自身的教育期望水平，同时还要注意自身的言行对子女的影响。学校管理人员和一线教师要与高职生建立良好的师生关系，通过心理辅导、主题讲座、主体班会、各种班级和学校活动使高职生真正认识到学习对于个人发展和社会发展的重要意义，使他们树立正确的学习观和符合他们实际状况的教育期望。学校除了给高职生提供必要的学习设施外，更要关注他们的情感需要和学习问题，结合高职生学习上的特点和问题给予帮助，培养和激发学生的学习动机。这样，将有利于高职生建立学习信心，提高教育期望，从而主动自觉地投入到学习生活中。

[1] 方来坛，时勘，张风华.中文版学习投入量表的信效度研究[J].中国临床心理学杂志，2008，(16).

[2] 邹敏.中学生学习投入与产出的评价模型研究.博士论文[D].南京：南京师范大学，2009.

[3] 余安邦.社会趋向成就动机与自我趋向成就动机不同吗？从动机和行为的关系加以探讨[J].中央研究院民族学研究所集刊，1994，(76)：197-224.