中职学生学习效能感影响因素和作用机制研究

柳 洁

(广州市教育研究院，广东广州 510030)

中等职业教育学生学习投入度不高、学业不良已成社会的刻板印象，有学者在区域测量发现中职学生学业成绩低于理论中值〔1〕。如何提高学生学习投入度和参与度，提高学习质量，不仅需要制度安排及教师等外部要素的质量提升，加强学生非认知因素的研究也是重要手段。美国著名心理学家大卫·韦克斯勒认为，所有认知水平上都有非认知因素的作用。所谓非认知因素指的是除认知因素之外的影响认知过程的一切心理因素，如情绪、情感、兴趣、爱好、意志、动机和人格特征等〔2〕。有关研究证明，非认知因素有助于个人社会情感发展，促进有目的的活动，帮助个体做出有意义的判断和决定，并与个人终身成就有极大的关系，这也是单纯的学业成绩不能预测个人或国家成功的主要原因〔3〕。不仅如此，教育目标分类中的非认知目标，如布卢姆教育目标分类中的情感目标、马扎诺目标系统中的自我和元认知系统，一直未纳入质量监控的视野。本研究选择学习效能感作为非认知因素研究的突破点，将其作为职业教育质量监测的工具，从目标产出和质量影响因素的双重视角，开展中等职业教育学生学习效能感的水平状况及其影响因素的研究，尝试提出改进中等职业教育质量的举措。

一、研究背景

学习自我效能感(简称“学习效能感”)源于美国著名心理学家班杜拉(Bandura，1977)提出的自我效能感概念，指个体对自己在特定领域达成预期结果所需要行为能力的信念，是人类动因的中心机制，学习自我效能是自我效能感在学习领域的表现。班杜拉认为知识、转换性操作及其所组成的技能是完成行为绩效的必要条件，但不是充分条件。人们对自己能力的判断在其自我调节系统中起主要作用，并由此提出自我效能感的概念〔4〕。

学习效能感是学业成就的良好预测器，可预测教育质量。有关学习效能感的研究揭示了学习效能感与学业成就之间存在显著正相关(斯库克〔5〕；Jinks，Morgan〔6〕)。我国学者在这方面也做了大量的研究，表明学习效能感对学业成就具有预测作用(杨心德〔7〕；孙德军〔8〕；韩仁生〔9〕；何先友〔10〕)，而高水平的学习效能感代表着未来更高的质量水平，是学生取得良好学业成绩的重要条件(Pintrich〔11〕)。

学习效能感研究是寻找学业质量影响因素的科学路径。张林等学者经过研究，运用协方差结构模型的方法检验了学习策略的运用、学习效能感和学习坚持性对学业成就的影响，得到关系模型(见图1)，这表明：学习策略运用和学习效能感对学业成就有直接影响，其路径系数分别为β=0.22和β=0.26；学习效能感和学习坚持性直接影响学习策略的运用，其路径系数分别为β=0.35和β=0.53；而学习效能感和学习坚持性之间有显著的正相关r=0.37(p<0.01)〔12〕。

图1 学习策略运用、学习效能感、学习坚持性

因此，开展学习效能感研究是实现职业教育质量监测多元诉求的现实选择。

二、中等职业教育学生学习效能感量表的编制

和性格、态度一样，学习效能感是不能直接观察的心理状态和品质，主要通过量表施测形成数据，判断水平，研究和分析其影响因素。量表的编制是研究的关键，也是实证性研究的基础。

(一)编制依据

研究选取华中师范大学梁宇颂针对大学生编制并广泛应用于普通中小学校的《学业自我效能感量表》作为研究基础〔13〕，总量表的克隆巴赫alpha系数0.817。有别于诸如成就动机、自尊等心理学概念，自我效能感必须针对所要研究的特定领域，与具体活动相联系。鉴于中等职业学校学生在学习情境、学习内容、学习结果类别、学习方式上与普通中小学校学生存在较大差异，本研究需在原量表基础上重新编制适宜中等职业教育学生的量表，以达到准确的效度预测力。

(二)量表编制

经过广泛调研、访谈和研讨收集信息，结合中等职业学校学生的学业情境和学习特点，编制《广州市中等职业教育学生学习效能感量表》。量表采用5点计分，从1表示“完全不符合”到5表示“完全符合”，得分越高表明学习效能感越高。

《广州市中等职业教育学生学习效能感量表》除主量表外，还包含前导语和被试基本情况。被试基本情况包括学校、性别、专业、年级、学生来源、家庭背景、毕业意向、成绩状态、专业态度、老师印象等信息。

(三)量表可靠性分析

2021年6月进行量表试测，收取样本6632份，数据清洗后有效样本6142份。原量表是二因子量表，二因子为学习能力、学习行为，从名称和分类上看与教学实践中的惯用语相左，不利于研究分析和结果应用。为更好开展研究，采用主成分分析法重新抽取因子。EFA结果分析KMO值为0.988，大于0.5，Bartlett’s检验p小于0.05，说明相关矩阵间有共同因子存在，适合进行因子分析。经过因子负荷分析，选择五个因子，命名为：因子1-能力信念、因子2-自我定位、因子3-归因、因子4-学习策略、因子5-自我调控，载荷大于0.652，累积解释变异量76.373%。

信度检验：五因子中“归因”的克隆巴赫 Alpha系数最低，为0.846，已达到信度甚佳水平，总量表和其余因子系数均在0.900以上的信度非常理想状态。

效度检验：模型拟合卡方检验p值小于0.05，RMSEA略大于0.08，CFI和TLI均略小于0.9，SRMR小于0.08，模型的模型拟合结果较好，说明量表是一个拟合优度良好的五因子结构，模型的结构效度较好。

修订后的量表经试测，验证了相关矩阵间有共同因子存在，五因子模型结构效度较好，专家和同行一致认为量表具有较好的内容效度。量表各维度具有很好的信度。心理测验的一般原则，信度系数在 0.70 以上时，量表可用于团体间的比较，信度系数在0.85以上，量表就可以用于对个体的鉴别。根据这一原则，本量表完全可用于团体和个体间的比较，具有实际应用的价值，可适用于中等职业学校学生学习效能感的测量。

三、中等职业教育学生学习效能感施测数据分析

2021年10-11月在广州市中等职业教育一年级新生(10年级)中正式开展学习效能感施测，有10所学校六个专业大类的学生参与，共收到有效样本9174份。对施测数据进行分析，总结出广州中等职业学校新生学习效能感的总体特点。

(一)总体水平处在最高水平66.7%的状态，不同学校学生学习效能感特征基本一致

被试学习效能感均值116.8709(最大值175，见表1)，处于最高水平的66.78%状态。 10所学校的学习效能感水平雷达图形状趋同，说明不同学校学生的学习效能感特征基本一致(见图2)。学习效能感五因子中，能力信念、自我调控水平较高，归因水平最低，学习策略、自我定位处于中间水平。

图2 学习效能感五因子水平雷达图

表1 总体学习效能感水平描述

(二)不同类别的学校学生比较学习效能感总值无显著性差异，技校的“归因”指标优于中职学校

前述中的中等职业教育包含中职和技校，为进行类别分析，此处分解为技校和中职学校比较，单因素方差分析(见表2)，p=0.850，大于0.05，说明两个类别的学校学生学习效能感总值无显著性差异。五个指标中“归因”p小于0.05，说明归因指标上有显著性差异，技校在“归因”指标上优于中职学校，其他指标无显著性差异。

表2 不同类别的学校基本描述统计量

(三)不同性别学生学习效能感存在显著差异，男生水平高

以性别为自变量对学生学业自我效能感进行独立样本t检验。结果显示，p值小于0.05，说明学业自我效能感在性别上存在显著性差异(见表3)，男生学习效能感高于女生。

表3 不同性别间基本描述统计量

以性别为自变量同时对未来取向、专业满意度和教师满意度进行独立样本t检验，均存在显著性差异。专业满意度、教师满意度上，女生高于男生；男生更倾向于升学。

(四)不同专业学生学习效能感存在显著性差异，电子信息类专业水平最高

以专业为自变量，对学生学业自我效能感进行单因素分析，p值小于0.05，说明不同专业学生的学习效能感存在显著差异(见图3)，电子信息类专业的学生学业效能感最高，学习效能感总值为119.75，其他专业由高到低依次为：装备制造类、医药类、交通运输类、商贸服务类、司法类。

图3 各专业学生学习效能感平均值图

以专业为自变量同时对学生未来取向、专业满意度和教师满意度进行单因素分析，存在显著性差异(见表4)。医药类专业学生最倾向于升学，交通运输类学生升学意愿最低；电子信息类专业学生专业满意度最高，司法类专业最低；司法类学生教师满意度最高，商贸服务类专业最低。

表4 不同专业间基本描述统计量

(五)不同户籍学生学习效能感存在明显差异，城镇学生高于农村学生

以户籍为自变量，对学生学业自我效能感进行独立样本t检验，p值小于0.05，说明不同户籍学生学习效能感存在显著性差异(见表5)，城镇户籍的学生学业效能感总值为120.3893，农村学生为115.2405，城镇学生的学习效能感明显高于农村学生。

表5 不同户籍基本描述统计量

以户籍为自变量同时对学生未来取向、专业满意度和教师满意度进行独立样本t检验，均存在显著性差异。城镇户籍学生更倾向于升学且对专业的满意度更高；农村户籍学生对教师满意度更高。

(六)不同家庭背景学生学习效能感存在显著差异，父母是公务员或事业单位的学生最高，父母学历越高的学生学习效能感越高

以父母工作为自变量，对学业自我效能感进行单因素方差分析，p值小于0.05，说明父母工作不同学生学习效能感存在显著性差异(见表6)，父母是公务员或事业单位的学生学习效能感最高，父母务农的学生最低。

表6 不同父母职业基本统计描述量

以父母工作为自变量同时对学生未来取向、专业态度和教师满意度进行单因素方差分析，p值小于0.05，在未来取向和教师满意度上存在显著性差异，其中父母务农的学生升学意愿更强，父母在私企的学生对老师的总体印象更好。在对专业的态度上不同父母工作的学生无显著性差异。

以父母学历为自变量，对学生学业自我效能感进行单因素方差分析，p值小于0.05，说明父母学历不同的学生学习效能感存在显著性差异，父母学历越高的学生学习效能感越高(见表7)。

表7 不同父母学历基本描述统计量

以父母学历为自变量同时对学生未来取向、专业态度和教师满意度进行单因素方差分析，均存在显著性差异，无趋势性关系，其中父母学历为高中的学生升学意愿更强，父母学历为大专的学生更喜欢所学专业且对老师的总体印象更好。

四、中等职业教育学生学习效能感的因果模型

中等职业教育学生学习效能感的影响因素及其作用机制是研究的重点。方法是根据样本数据分析结果，提出影响因素的初步因果模型，绘制初步路径图，回归分析法估计路径系数并检验其是否显著，如有不显著的路径应删除、修正，并重样计算新模型的路径系数，得到因果模型。

(一)学习效能感外部影响机制的因果模型

从学习效能感数据分析中可知，外部因素中性别、学校、专业、未来取向、专业态度、考试排名、老师的印象、家庭背景(包含父母工作和学历)都对学习效能感有显著影响，其中未来取向、专业态度是个体内生的学习效能感外部影响因素，能通过干预改变，有研究价值，其他外部因素不列入研究范围。建立专业态度、未来取向、学习效能感对学业成绩的路径分析假设模型(见图4)。

图4 学习效能感外部影响机制的因果假设模型

第一步，进行未来取向、专业态度、学习效能感与学业成绩的复回归分析，p小于0.05，存在显著性，标准化回归系数为β1=0.126，β2=0.051，β3=0.285(见表8)。

表8 专业态度、未来取向、学习效能感与学业成绩的系数

第二步，未来取向、专业态度和学习效能感的复回归分析，p值小于0.05，存在显著性，标准化回归系数β4=0.322，β5=0.064(见表9)。

表9 专业态度、未来取向与学习效能感系数

第三步，所有路径均有显著性，无需要删除或修改，填入β值，得到学习效能感外部影响机制的因果模型(图5)。未来取向、专业态度、学习效能感对学业成绩有直接影响，其效果值分别为β1=0.126、β2=0.051、β3=0.285。

图5 学习效能感外部影响机制的因果模型

学习效能感对学业成绩有直接影响β3=0.285，它还是专业态度、未来取向与学业成绩的中介变量，未来取向和专业态度通过它对学业成绩产生间接影响。

未来取向对学业成绩的间接效果值为0.01824，总效果值为直接效果值加间接效果值为0.14424。

专业态度对学业成绩的间接效果值为0.09177，总效果值为直接效果值加间接效果值为0.1427。

学习效能感外部影响机制的因果模型揭示了学习效能感对学业成绩的重要影响和作用机制，它不仅直接影响学业成绩(效果值0.285)，还是其他外部因素对学业成绩产生影响的中介变量。外部因素中学生的未来取向比专业态度对学业成绩影响更大，前者无论是直接影响还是间接影响效果均有优势，意味着职业规划对学习质量的影响不容小觑。

(二)学习效能感内部影响机制的因果模型

学习效能感的五个因子——能力信念、自我定位、归因、学习策略、自我调控。因子对学习效能感的影响效果如何？对学业成绩的作用机制是怎样的？需要建立因子与学业成绩的因果模型。

第一步，计算因子间的积差相关。因子间的相关系数最低为0.639(p=0.000<0.05)(见表10)，达到显著水平且存在显著正相关。学习策略和自我调控与其他三因子相关度较高，结合经验判断初定学习策略、自我调控为中介变量，建立假设模型(见图6)。

表10 五因子的相关性

第二步，进行能力信念、自我定位、归因对学习策略的复回归分析(见表11、表12)，三个因子与效标变量“学习策略”的多元相关系数分别为0.757、0.866、0.885，可以解释学习策略78.3%的变异量。三因子的标准化回归系数分别为0.125、0.552、0.276(p=0.000<0.05)，三个因子中自我定位对学习策略的影响更大。

表11 能力信念、自我定位、归因对学习策略的模型摘要

表12 能力信念、自我定位、归因对学习策略的系数

图6 学习效能感内部影响机制因果假设模型

第三步，进行能力信念、自我定位、归因对自我调控的复回归分析(见表13、表14)，表示三个因子与效标变量“自我调控”的多元相关系数分别为0.777、0.868、0.879，可以解释自我调控77.2%的变异量。三因子的标准化回归系数分别为0.197、0.545、0.204(p=0.000<0.05)，三个因子中自我定位对自我调控的影响更大。

表13 能力信念、自我定位、归因对自我调控的模型摘要

表14 能力信念、自我定位、归因对自我调控的系数

第四步，进行五因子对学习效能感的复回归分析(见表15、表16)，表示五个因子与效标变量“学习效能感”的多元相关系数分别为0.870、0.962、0.973、0.988、1.000，可以解释学习效能感100%的变异量。五因子的标准化回归系数分别为0.158、0.276、0.100、0.156、0.387(p=0.000<0.05)，在五个因子中，自我调控对学习效能感的影响更大。

表15 五因子对学习效能感的模型摘要

模型未标准化系数标准化系数B标准错误Betat显著性相关性共线性统计零阶偏部分容差VIF4(常量)4.647.19423.970.000能力信念1.313.019.20870.798.000.870.595.116.3093.232自我定位1.339.014.37095.286.000.950.705.155.1765.667归因1.205.027.12045.268.000.814.427.074.3792.640学习策略2.361.022.369105.393.000.938.740.172.2174.6025(常量)-1.563E-13.000..能力信念1.000.000.158...8701.000.087.3003.332自我定位1.000.000.276...9501.000.113.1666.028归因1.000.000.100...8141.000.061.3762.657学习策略1.000.000.156...9381.000.061.1556.455自我调控1.000.000.387...9611.000.156.1636.151

表16 五因子对自我习效能感的系数

第五步，将路径系数及相关统计量填入假设模型，得到五因子与学习效能感的因果模型。

学习策略、自我调控、能力信念、自我定位、归因对学习效能感有直接影响(见图7)，其效果值分别为0.156、0.387、0.158、0.276、0.1，其中学习策略和自我调控还是能力信念、自我定位、归因与学习效能感的中介变量，能力信念、自我定位、归因通过它们对学习效能感产生间接影响。

图7 学习效能感内部影响机制的因果模型

能力信念对学习效能感间接效果值为0.125*0.156+0.197*0.387=0.095739，总效果值为直接效果值加间接效果值为0.095739+0.158=0.1271739。

自我定位对学习效能感间接效果值为0.552*0.156+0.545*0.387=0.297027，总效果值为直接效果值加间接效果值为0.297027+0.276=0.55027。

归因对学习效能感的间接效果值为0.276*0.156+0.204*0.387=0.122004，总效果值为直接效果值加间接效果值为0.122004+0.1=0.222004。

学习效能感内部影响机制的因果模型揭示了学习效能感内部五因子的影响机制。五因子对学习效能感的影响效果由大到小顺序为：自我定位、自我调控、归因、学习策略、能力信念，影响值分别为0.55027、0.387、0.222004、0.156、0.1271739。自我定位对学习效能感的影响效果值最大，它直接或间接地通过学习策略、自我调控影响着学习效能感。

五、启示和建议

广州是中等职业教育发展较好、体量较大的城市，它的测量结果带有较强的指向意义。本研究以广州市为样本，分析了中等职业教育学生的学习效能感发展水平、影响因素和作用机制。根据分析结果，提出如下中等职业教育决策和教育改进建议。

(一)尽快将学习效能感测量纳入中职学生质量监测体系

2021年广州中等职业教育学生学习效能感测量均值为116.8709(最大值175)，处于最高水平的66.78%状态，说明学生的学习效能感水平虽在合格线之上，但仅仅高出合格线约6个百分点，预测未来学业成绩将仅处于合格水平。预测结果与一般社会印象相符，值得高度重视。

学习效能是学习者学习发展的核心动力，能预测学生学业成绩，并揭示影响学业的影响因素及作用机制，实现质量早期干预。应尽快在学校开展学习效能感测量，通过测量分析开展针对性教育实践活动，为学校提升学习者学业质量探寻科学路径。

(二)通过学习效能感监测找到学业质量提升的突破点

如何提高学生的学习效能感水平？可从2021年广州中等职业教育学生学习效能感测量分析中窥见策略。

1.分专业针对性干预。广州中等职业教育电子信息类专业的学生学业效能感总值最高为119.75，其它专业由高到低依次为：装备制造类、医药类、交通运输类、商贸服务类、司法类，需要重点关注司法类等排名靠后专业的学生。

2.提升学生的专业认同感、升学意愿。学习效能感外部因素影响机制表明，未来取向对学业成绩的总效果值为0.14424，专业态度对学业成绩总效果值为0.1427，仅从学业成绩提升的视角分析，中职层次教育鼓励升学、增加对专业的认同仍是提升学生学业成绩的不二选择。测量数据显示广州医药类专业学生最倾向于升学，交通运输类学生升学意愿最低；电子信息类专业学生专业满意度最高，司法类专业最低；司法类专业学生教师满意度最高，商贸服务类专业最低。需要加强交通运输类专业学生的升学意愿、司法类专业学生的专业满意度，以及商贸服务类专业学生的教师满意度。

3.重视社会学人口差异。数据表明，广州城镇户籍的学生学习效能感为120.3893，农村户籍的学生为115.2405，城镇学生的学习效能感明显高于农村学生。父母是公务员或事业单位的学生学习效能感最高为118.9892，父母学历越高的学生学习效能感越高。要重视关注中职教育弱势学生的状态，形成特殊关爱机制，促进教育公平。

4.将归因水平作为学业质量整体提升的突破口。学习效能感内部因素影响机制中，五因子对学习效能感的影响效果由大到小顺序为：自我定位、自我调控、归因、学习策略、能力信念，影响值分别为0.55027、0.387、0.222004、0.156、0.1271739。根据数据对学生个体五因素进行针对性辅导，是提前干预学业成绩的最好选择。当前广州中职学生学习效能感的五因子中能力信念、自我调控水平较高，归因水平最低，而归因的影响效果值位列五因子的第二。因此广州中职教育应从提升学生的“归因”水平入手，作为整体学业质量提升的突破口。“归因”在心理学上有成熟的测量体系和辅导机制，下一步可借助学校心理辅导力量制定团体和个体归因辅导的方案。

(三)增加常规考试频次，提供更多学习的反馈

职业教育学习结果的复杂性使考试评价具有较高的难度，较高的人力和时间成本使学校考试评价开展的频次受到限制，长期得不到学习的反馈降低了学习者对学习活动的兴趣，区域质量监测的缺位更加剧了这一状况。中等职业教育应尽快改变考试评价的现状，重视区域质量评估和监测，加大学校常规性考试的频次，给学习者适度的学习压力，形成更多的学习反馈，创造更多学习成功的机会，刺激学习者生成强烈的学习获得感。

六、研究反思

教育应帮助学生获得适应社会的能力，更在于培养学生未来获得各种能力的“原动力”。关注学生学习效能感的研究，对完善职业教育质量监测、促进职业教育高质量发展有积极的意义。但关注学生的学习效能感需要注意如下几点：首先，要对学习效能感的评价力量和局限保持清醒的认识，学习效能感应在有限的条件、有限的范围内使用，以保证它的科学性〔14〕。其次，学习效能感不能单独作为学业质量监测指标使用，能力是效能的基础，失去了能力这个铺垫，效能也只能是空中楼阁、无源之水〔15〕，数据解释一定要结合智力领域的质量数据。再次，学习效能感量表是心理学指标，结果数据不能用于高利害项目，否则测量极易受到压力的干扰，数据应用的重心应放在反馈和改进功能上。最后需要指出的是，本研究的量表主要根据中等职业学校场景编制，不适用于除中等职业教育学生之外的人群，而学习效能感测量在职业学校质量监测中的应用有待广泛的实践检验。