地方院校大学生学习动机和学习满意度关系研究：自我效能感的中介作用

王思聪 王梦笛

摘 要：为了解地方院校大学生的学习满意度现状，探讨学习动机和自我效能感对学习满意度的影响，本研究对邢台某高校的在校大学生进行问卷调查。在进行了统计处理后发现，性别对于学习动机和自我效能感有影响作用，男生的外在动机得分和自我效能感显著高于女生。学习动机、自我效能感和学习满意度存在着密切相关，学习动机和自我效能感能够正向预测学习满意度，并且自我效能感在学习动机和学习满意度间起着部分中介效应。

关键词：学习动机; 学习满意度; 自我效能感; 地方院校

中图分类号：G712.304      文献标识码：A        文章编号：1006-3315（2019）10-128-003

自美国教育委员会于1966年使用CIRP来测量入学新生满意度后，为了适应教育改革形势的迫切需要，国内外诸多高校也纷纷开展大学生满意度调查，以期对学校教育和管理服务质量的提升提供支持。然而先前的满意度调查多从学校管理视角开展，对学校软硬件等服务进行调查，虽然全面但缺乏针对性。大学生才是构成高校的主体，开展大学生满意度调查必须以学生为中心，而学生在学校生活中最重要的活动就是学习。胡元林（2018）指出，学习满意度是高等教育办学质量微观主体和宏观质量的有效连接点。因此，有必要对学习满意度进行专门研究。

学习满意度（learning satisfaction）是指学习过程中学习需求获得满足的程度（郑田，1985）。国外对学习满意度的研究已经进行了五十余年，测评量表和模型成果十分丰富，并且发现学生对教学质量的总体感受基本决定了学习满意度（Mai.L，2005）。近些年来，国内也兴起了对学习满意度的研究，理论研究重点集中于对学习满意度内涵的探讨和评价体系的构建（王国强，沙嘉祥，2002;王蕙，张武强，2012）。实证研究中也出现了一些对于影响因素的研究，有研究探查了学习动机和学习满意度的关系，指出学习动机的强弱会对学生的学习满意度造成直接的影响作用（张翔，陈素霞，赵必华，2011;张蕾，2017）。也有研究（成媛，2015;张春梅，2016）指出自我效能感对学习满意度有着正向预测作用。

但是过去的满意度研究主要以重点高校学生为调查对象，而中国劳动力的重要构成主体则为地方普通院校大学生。地方普通院校在师资力量，硬件设施等多方面与重点院校还存在着一定差距，那么学习满意度现状和影响因素是否也会存在不同？并且过去的研究中关于影响因素间作用机制的研究并不丰富，没有研究对学习动机、学习满意度和自我效能感间的关系进行探讨，而班杜拉（1995）指出，自我效能感的强弱或增强或者削弱动机。因此，本研究通过对地方普通院校大学生的学习满意度的现状进行调查，探讨大学生学习动机、自我效能感与学习满意度的作用机制，希望为地方院校大学生学习满意度的提高和办学质量的改进提供理论依据。

1.对象与方法

1.1对象

本研究选取河北省邢台市某校在校大学生为研究对象，采用随机抽样的方法使用网络问卷对学生进行了调查。回收有效问卷共计422份，其中男生134人，女生288人。

1.2方法

1.2.1学习动机量表。学习动机的原始量表由Amabile，Hill，Hennessey和Tighe编制（1994）。本研究测量学习动机的量表是由池丽萍，辛自强（2006年）修订的中国版学习动机量表，共有内在动机量表和外在动机量表两个分量表。量表采用Likert4级评分，其中1代表非常不同意，4代表完全同意，其中外在动机量表的10、11题反向计分，在进行统计处理时先进行数据的转换。本研究中此量表的整体克隆巴赫系数为0.92，内在动机分量表克隆巴赫系数为0.93，外在动机分量表的克隆巴赫系数为0.86。

1.2.2学习满意度量表。本研究采用由王小蓝（2010）编制的学习满意度量表。共有教育支持满意度、课程感知满意度和自我成长满意度3个分量表，共计18个题目。量表采用Likert5级量表评分，其中1到5分别为非常不符合和完全符合。本研究该问卷的整体克隆巴赫系数是0.97，教育支持分量表的信度系数为0.96，课程感知分量表的信度系数为0.95，自我成长的信度系数为0.95。

1.2.3自我效能感量表。一般自我效能感量表由Schwarzer（1994）等人编制，中国版由王才康等（2001年）修订。量表共有10个题目，采用Likert4级评分，1分为完全不符合，4分为完全符合。本研究中此量表的克隆巴赫系数为0.93。

1.3统计处理

本研究采用SPSS 23.0对收集到的数据进行分析处理，其中包括描述性统计分析，独立样本t检验，相关分析、回归分析和中介效应的检验等。

2.结果

2.1学习动机、自我效能感和学习满意度的状况

学习动机及其分量表，自我效能感和学习满意度的描述性统计分析和以性别为自变量的独立样本t检验结果如表1所示。由表可知，男生的学习动机总分高于女生的学习动机总分，差异边缘显著（P=0.06）。具体分析发现男女生在内在动机量表上得分不存在显著差异，但是男生的外在动机量表得分要显著高于女生的得分，男生在选择简单任务、关注人机竞争和追求回报三个维度的得分要显著高于女生。男生的自我效能感得分也是显著高于女生。学习满意度总体及其三个分量表的各自得分不存在显著差异。

2.2学习动机、自我效能感和学习满意度的相关

对学习动机、自我效能感和学习满意度进行相关分析，结果见表2。由表2可知，学习动机及其两个分量表、自我效能感和学习满意度及其分量表均两两相关并且显著。这也为之后的中介效应检验提供了前提條件。

2.3自我效能感的中介效应检验

相关分析的结果表明，学习动机、自我效能感和学习满意度之间的关系满足中介效应的检验条件。为了进一步验证学习动机对于学习满意度的作用机制，本研究采用温忠麟等（2004）的方式来检验自我效能感的中介效应。各研究变量间的回归分析结果如表3所示。

结果显示，学习动机对学习满意度的直接作用显著（[β]=0.65，P<0.001），中介变量自我效能感对学习满意度的作用显著（[β]=0.55，P<0.001）。结果表明，自我效能感在学习动机和学习满意度间起着部分中介作用，中介效应为0.171，总效应0.651，即学习动机对学习满意度有73.73%的直接效应，另外26.27%通过中介变量自我效能感起作用。

3.讨论

3.1学生学习动机和自我效能感的性别差异

研究结果发现男生的外在学习动机整体要高于女生的外在学习动机，其中在选择简单任务、关注人际竞争、追求回报三个维度上是高于女生的，并且男生的自我效能感也要高于女生。这一结果与之前男生内在动机要高于女生（池丽萍，辛自强，  2006）的研究结果不同。这可能说明在社会环境文化对男女在学习中的评价标准正在发生改变。过去的标准存在着隐性刻板印象：男性先天具备比女性更多的成功特质，在学习工作能力或表现力方面优于女性。因此男生会更偏向于挑战性任务，女生会更多选择简单任务以避免失败。而近些年来中国女性的社会地位正在不断提高，社会对于女性也采取了更加宽容的标准，因此并没有更偏向于简单任务。

而本研究中男生的外在动机和自我效能感要高于女生可能是因为被测群体的师范专业特性。师范专业男生的数量要远低于女生，在男生表现优异时会给予男生更多的奖励等，导致男生在关注人际竞争和追求回报方面更易受外部因素的影响，因此导致男生倾向于选择比较容易完成的简单任务。而在完成任务后，老师给予关注和奖励在一定程度也会增强男生的自我效能感。

3.2学习动机和学习满意度的关系

研究结果发现学习动机与学习满意度之间存在着密切关系，与张翔等人（2011）的研究结果一致。学习动机能正向预测学习满意度，并且学习满意度与内在动机的相关性要高于与外在动机的相关性，这说明学习满意度更多地与学生的内在动机相联系，学生的内在动机越强，学习满意度越高。这就启示我们在地方高等院校教育改革中，一方面要进行改善师资、改革课程，不断改进提高教学质量，另一方面，更多地要激发学生的学习动机，尤其是学生的内部动机。可以在学生中进行民意调查，增设一些学生喜爱程度高及激发学生挑战性的课程。

3.3自我效能感对学习满意度的影响及中介效应分析

自我效能感对学习满意度有着显著的正向影响作用。自我效能感越高的被试者，对于自己能够完成学习任务，達到学习预期目的的自信心越强。面对良好的学习效果，他们的成就感越大，学习满意度往往会高于自我效能感低的学生。Komarraju和Nadler（2013）指出学生自我学习效能越高，学生的学业成绩表现越好。

研究结果还表明自我效能感在学习动机和学习满意度间起着中介作用。学习动机对学习满意度的影响，部分是通过自我效能感来实现的。学习动机与自我效能感也是密切相关的。当学生的自我效能感高时，会具有较强的学习动机，也更容易在目标实现后获得更高的学习满意度。这就提示我们地方高校的教育活动中需要加强对学生自我效能感的培养，注重对于学生内部潜力的激发，培养学生的学习兴趣，增强学生的学习主动性和积极性。

性别对于学习动机和自我效能感有影响作用，男生的外在动机和自我效能感显著高于女生;大学生的学习动机、自我效能感和学习满意度两两呈显著正相关;大学生的学习动机和自我效能感对学习满意度有着正向预测作用，并且自我效能感在学习动机和学习满意度作用过程中起着部分中介效应。

参考文献：

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（上接第129页）

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