學(xué)習(xí)動機(jī)影響因素的“三維因素”說建構(gòu)與驗證

●　張新明　陳美蘭

?

學(xué)習(xí)動機(jī)影響因素的“三維因素”說建構(gòu)與驗證

●張新明陳美蘭

摘要：通過對國內(nèi)外學(xué)習(xí)動機(jī)相關(guān)研究的梳理，提出了學(xué)習(xí)動機(jī)受“內(nèi)在需求、外在誘因和中介調(diào)節(jié)三維因素”共同影響的理論模型，然后從實證的角度對該模型進(jìn)行了探索和驗證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)動機(jī)三維結(jié)構(gòu)比較合理，理論模型得到有效驗證。在以該理論為研究手段時發(fā)現(xiàn)中學(xué)生的不同性別，在不同學(xué)段、不同科目、不同環(huán)境下，學(xué)習(xí)動機(jī)的三個維度有明顯的差異。

關(guān)鍵詞：內(nèi)在需求；外在誘因；中介調(diào)節(jié)；學(xué)習(xí)動機(jī)

學(xué)習(xí)動機(jī)作為引發(fā)學(xué)習(xí)活動的動力機(jī)制，是學(xué)習(xí)活動發(fā)動、維持和完成的重要條件，它有助于激發(fā)學(xué)習(xí)積極性，促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)成績提高。本文在已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，概括出學(xué)習(xí)動機(jī)受“外在誘因、內(nèi)在需求和中介調(diào)解”三個因素共同影響、共同作用的“三維因素”說，并從實證角度對該理論進(jìn)行檢驗，以便驗證其合理性和有效性。

一、學(xué)習(xí)動機(jī)影響因素“三維因素”說的理論假設(shè)

20世紀(jì)60年代以前，人們認(rèn)為個體是受外部環(huán)境控制、無主觀能動性的機(jī)械個體，注重探討促使個體活動的外部原因，如合作與競爭等因素對個體動機(jī)行為的影響。這類研究把“外在誘因”看成是促進(jìn)學(xué)習(xí)動機(jī)產(chǎn)生的根源，學(xué)習(xí)行為的傾向完全取決于外在因素的影響，提倡用獎勵與懲罰等外在因素來刺激學(xué)生不斷學(xué)習(xí)。[1]可見，“外在誘因”是影響學(xué)習(xí)動機(jī)的一個重要因素。

著名的人本主義理論家亞伯拉罕.馬斯洛（Abraham Mastow）提出層次需求理論，他把人類復(fù)雜多樣的需求分為七大類兩個層面，其中生理需求、安全需求、歸屬和愛的需求、尊重需求稱為基本需求，認(rèn)知需求、審美需求、自我實現(xiàn)需求稱為生長需求。由此不難發(fā)現(xiàn)，“內(nèi)在需求”也是影響學(xué)習(xí)動機(jī)的一個因素。

Zimanerman在《自我效能：學(xué)習(xí)的必要動機(jī)》中論述了自我效能信念對學(xué)生學(xué)業(yè)情景的改變，對自律學(xué)習(xí)過程的相互作用和學(xué)生學(xué)業(yè)成績思想的傳播都是很重要的。[2]Nona Tolleson則把動機(jī)認(rèn)知論應(yīng)用于課堂，認(rèn)為教師能應(yīng)用動機(jī)理論來分析其與學(xué)生的相互影響，來發(fā)展與學(xué)生相互作用的模式。這種模式可以強(qiáng)化學(xué)生在與成績有關(guān)的任務(wù)中增加努力的愿望。[3]這從某種程度上體現(xiàn)了學(xué)習(xí)動機(jī)除了外在誘因和內(nèi)在需求外還有中間自我調(diào)節(jié)變量的存在。這三個理論從不同的角度涉及到自我調(diào)節(jié)這個中間環(huán)節(jié)。實際上，自我調(diào)節(jié)是聯(lián)系和協(xié)調(diào)動機(jī)的內(nèi)在需求和外在誘因的中介橋梁，它不僅僅包括自我效能、成就動機(jī)還包含預(yù)期和意志反饋等一系列過程。可見，中介調(diào)節(jié)在影響學(xué)習(xí)動機(jī)過程中不能被忽視。

可見，學(xué)習(xí)動機(jī)受“外在誘因、內(nèi)在需求和中介調(diào)解”三個因素共同影響，且這三者之間存在一個較為復(fù)雜的關(guān)系，它們之間相互影響，缺一不可。具體表現(xiàn)為：其一，內(nèi)在需求通過中介調(diào)節(jié)作用與外在誘因聯(lián)系，內(nèi)在需求會調(diào)動自身能力，引起一定的情感反應(yīng)，形成驅(qū)動力，并且與外在誘因具有同向協(xié)調(diào)作用。其二，外在誘因也會通過中介調(diào)節(jié)作用轉(zhuǎn)化為個體的內(nèi)在需求，中介調(diào)節(jié)包括對預(yù)期、自我效能、意志和反饋等進(jìn)行調(diào)節(jié)，進(jìn)而形成一系列的循環(huán)過程。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究的問卷來自華東師范大學(xué)課程所“中國學(xué)校課程和教學(xué)調(diào)查 （Investigation of Curriculum and Instruction in China,ICIC）”項目，該項目采用多層隨機(jī)抽樣及整群抽樣的方法對某市所有在校初中一、二年級學(xué)生進(jìn)行代表性抽樣。從全市各區(qū)中抽取具有代表性的區(qū)，再從各個區(qū)中抽取學(xué)校，從學(xué)校中抽取班級，抽樣班級的所有學(xué)生都參與調(diào)查。總樣本共包含4個區(qū)，53所學(xué)校，245個班級，其中填寫數(shù)學(xué)調(diào)查問卷的有6299名學(xué)生 （其中初一：3257名；初二：3042名），語文有6104名學(xué)生（其中初一：3153名；初二：2951名）。本研究拿初一和初二學(xué)段的數(shù)學(xué)問卷做研究對象。該問卷采用李克特四點計分方式，即“幾乎沒有”、“有時”、“經(jīng)常”“幾乎總是”分別記1、2、3和4，反向題反之。考慮到問卷信度問題，最終得到可用問卷為6088份。

（二）研究方法

本研究先采用spss18.0軟件對問卷的 “相關(guān)題項”進(jìn)行探索性因子分析。探索性因子分析法可以對復(fù)雜的多因子進(jìn)行“降維”處理，把復(fù)雜的變量間的關(guān)系整合為幾個核心因素，這有利于把握變量的本質(zhì)結(jié)構(gòu)。但探索性因子分析只能得出學(xué)習(xí)動機(jī)構(gòu)成的主要因子，卻不能確定因子間的關(guān)系，而驗證性分析不但可以確定因子間的關(guān)系，還可以發(fā)現(xiàn)每一個因子的貢獻(xiàn)水平。所以，在確定變量本質(zhì)結(jié)構(gòu)后，再運用AMOS4.0版軟件進(jìn)行驗證性分析。驗證性因素分析是對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行的一種統(tǒng)計分析，通常它是被用來檢驗一組測量變量與一組可以解釋測量變量的因素概念間的關(guān)系。研究者可以通過驗證性因素分析來測試一個因子與相對應(yīng)的測量項之間的關(guān)系是否符合研究者所設(shè)計的理論關(guān)系。[4]

三、研究結(jié)果

（一）探索性因素分析

首先對“18個題項”進(jìn)行初步統(tǒng)計分析，刪除相關(guān)系數(shù)低于0.3的第15題。接著對剩下的17個題目進(jìn)行第一次因子分析，對因子負(fù)載小于0.4的不符合設(shè)想題目剔除（為第1和第21題），最后得到符合要求的15個題項。為了進(jìn)一步探討學(xué)習(xí)動機(jī)因子構(gòu)成，對余下的“15個題項”進(jìn)行第二次探索性因子分析，分析結(jié)果顯示Bartlett球形檢驗值為27881.146，顯著性p值為0.00（小于0.01），KMO值為0.906，表明變量間的共同因子較多，研究的數(shù)據(jù)適合用因子分析（KMO值越高越接近1，效果越好，其中0.9以上非常好）。對這“15個題項”做主成分分析（因子負(fù)載大于0.4，特征根大于1），采取正交旋轉(zhuǎn)軸抽取出3個主成分，累計方差解釋率在53.68%，各因子的荷載在0.435-0.649之間。

根據(jù)探索性因子分析，得出學(xué)習(xí)動機(jī)可以分解為3個因子，具體見表1。第一個因子由“7個題項”構(gòu)成，它所反映的是學(xué)生有信心、有能力做好某些事情，屬于效能和成就動機(jī)這塊，這與當(dāng)初設(shè)定的中介調(diào)解變量完全吻合，可以定義為“中介調(diào)解”。第二個因子由“5個題項”構(gòu)成，所反映的是學(xué)生自己主動想學(xué)習(xí)或內(nèi)心渴望提高成績方面，這類可以歸為“內(nèi)部需求”。第三個因子由“3個題項”構(gòu)成，所反映的是來自外部的影響或干預(yù)方面，這類可以歸為“外部誘因”。具體見表2.

表1　學(xué)習(xí)動機(jī)問卷探索性因子分析結(jié)果

表2　學(xué)習(xí)動機(jī)“三維因素”及題項

（二）驗證性因素分析

為了驗證學(xué)習(xí)動機(jī)各潛在變量指標(biāo)的真實有效性，本研究運用AMOS4.0軟件對上述所做的探索性研究的真實性進(jìn)行驗證。在運用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行驗證時，一般要求GFI、CFI、AGFI、TLI和ILI指數(shù)要大于0.9，RMSEA要小于0.5，且x2值要小于0.05，x2自由度比要小于2.0，否則拒絕模型。[5]本研究通過驗證性分析發(fā)現(xiàn)GFI、CFI、TLI、ILI、RMSEA以及x2/df的值均符合良好模型要求（具體見表3），并且各變量指標(biāo)間的相關(guān)性系數(shù)都在0.46之上（見圖1），表明學(xué)習(xí)動機(jī)三維因素說具有較好的擬合度。

（三）初中生學(xué)習(xí)動機(jī)差異分析

根據(jù)上述理論假設(shè)和研究分析表明，初中生的學(xué)習(xí)動機(jī)可以用內(nèi)在需求、外在誘因和中介調(diào)節(jié)三個維度來度量。基于該理論，本文從性別、維度、學(xué)段三個方面考察初中數(shù)學(xué)科目學(xué)生的學(xué)習(xí)動機(jī)差異情況。

表3　學(xué)習(xí)動機(jī)三維因素驗證性因子分析擬合值

圖1　學(xué)習(xí)動機(jī)“三維因素”結(jié)構(gòu)模型

1.不同性別學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)差異

以內(nèi)在需求、外在誘因、中介調(diào)節(jié)為維度，對男生和女生進(jìn)行學(xué)習(xí)動機(jī)評價。首先進(jìn)行t檢驗，發(fā)現(xiàn)t= 1.48,p<0.05表明女生與男生之間的學(xué)習(xí)動機(jī)存在差異，接著對女生和男生各維度進(jìn)行平權(quán)求值發(fā)現(xiàn)，總體上學(xué)習(xí)動機(jī)女生要略高于男生，女生評價得分為2.4，男生為2.1，女生高于男生14%。造成這種情況的可能原因是，女生生性比男生內(nèi)斂，對外界新鮮事物的抗干擾能力要強(qiáng)些。

2.不同維度上學(xué)習(xí)動機(jī)差異

運用單因素方差和平權(quán)求值方法分析男生和女生在三維度上的學(xué)習(xí)動機(jī)差異情況。結(jié)果表明，男生與女生在三個維度上也存在明顯差異。在內(nèi)在需求上t=2.29，p<0.05，表明男生與女生存在差異，平權(quán)求值得出這個維度上女生得分高于男生；在中介調(diào)節(jié)維度上t=1.59，p>0.05，表明男生與女生之間在這個維度上差異不大；在外在誘因上t=1.69，p>0.05，表明男生與女生存在差異，然后平權(quán)求值得出這個維度上男生略微大于女生。

3.不同學(xué)段上學(xué)習(xí)動機(jī)差異

以初一和初二學(xué)段為自變量，對學(xué)生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動機(jī)的總分值及其各因子進(jìn)行單因素方差分析，得出不同學(xué)段間數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動機(jī)之間的顯著性P值都小于0.05，說明不同學(xué)段間數(shù)學(xué)課程學(xué)習(xí)動機(jī)存在顯著的差異。從學(xué)習(xí)動機(jī)的“外在誘因、中介調(diào)節(jié)”兩個維度來看，顯著性p值小于0.05，表明初一學(xué)生和初二學(xué)生在數(shù)學(xué)科目上，這兩個維度有較大的差別。但是在“內(nèi)在需求”上，顯著性p值大于0.05，表明這兩個學(xué)段上，數(shù)學(xué)科目學(xué)習(xí)上，內(nèi)在需求不存在明顯差別。

四、結(jié)論與討論

（一）學(xué)習(xí)動機(jī)三維因素分析

新課改以來，對學(xué)習(xí)動機(jī)的重新認(rèn)識與實踐顯得十分緊迫，它不但關(guān)系到學(xué)習(xí)成績還影響到新課程的推進(jìn)。本文通過理論分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)動機(jī)可以從內(nèi)在需求、外在誘因和中介調(diào)節(jié)三個維度來測量，而且三者之間存在一個相互影響相互依存的內(nèi)在關(guān)系。

為了驗證上述理論的有效性，本文對華東師范大學(xué)“中國學(xué)校課程和教學(xué)調(diào)查”（ICIC課題組）數(shù)據(jù)庫中的“相關(guān)題項”進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，雖然有“3個題項”在探索性因子分析中載荷較低被刪除，但是沒有影響最終研究結(jié)果。即在探索性因子分析時，本文所建構(gòu)的學(xué)習(xí)動機(jī)三個維度的“絕大部分題項”在探索性因子分析時，出現(xiàn)了極高的吻合度。因此，從實證角度驗證了學(xué)習(xí)動機(jī)三維因素說的合理性。

在運用AMOS軟件對假設(shè)進(jìn)行驗證性分析時，發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)方程中的一些統(tǒng)計監(jiān)測量都通過了模型適配性判斷，且擬合度良好，所選題項與維度之間的影響系數(shù)均超過0.46，這也再次佐證了所建立的三維因素說具有良好信度和效度。因此，本研究運用理論和實證相結(jié)合的方法確定了學(xué)習(xí)動機(jī)是由內(nèi)在需求、外在誘因和中介調(diào)節(jié)三個維度的因素共同影響的。

（二）學(xué)習(xí)動機(jī)的特征分析

就性別來說，總體上女生的學(xué)習(xí)動機(jī)要高于男生（大約高出14個百分點），造成的原因可能是女生在中學(xué)階段，由于年齡和性別的差異，相比男生來說比較內(nèi)斂，多關(guān)注內(nèi)在表現(xiàn)。就維度差異來說，內(nèi)在需求女生高于男生；外在誘因引起的學(xué)習(xí)

動機(jī)男生要高于女生；在中介調(diào)節(jié)上，男生略微高于女生。原因可能與男生生性活潑、性格開朗有關(guān)，男生能及時的調(diào)節(jié)自己的情緒，消除不良影響。在學(xué)段上，初中一年級和初中二年級學(xué)習(xí)動機(jī)有差別，但在內(nèi)在需求維度上差別不大。出現(xiàn)這種現(xiàn)狀的可能原因是初中一年級和初中二年級學(xué)生在年齡上處于青春期早期，內(nèi)在的喚醒還不明顯，但對外界的關(guān)注已經(jīng)隨著學(xué)段的升高而提升了。

當(dāng)然，由于本研究僅僅考察了初一、初二兩個學(xué)段不同性別學(xué)生的數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動機(jī)的三維因素，缺少對其他學(xué)段學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)的全面考察，因而使得本研究具有一定的局限性。

參考文獻(xiàn):

[1]王富平總主編.張公社，周喜華編著.教育心理學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2012.99-101.

[2]Zimmerman，B.J，Asoclal.O..Cognitive View of Self-Regu-lated Leaming[J].Journal of Educational Psychology，1985（2）:329-3391.

[3]Nona Tollefson.Classroom Applications of Cognitive Heroes of Motivation[J].Educational Pschology，1985（12）:245-246.

[4]范曉玲.教育統(tǒng)計與SPSS[M].長沙:湖南師范大學(xué)出版社，2005，99.

[5]Schunk Dale H.，Learing theories:an educational perspective，Englewood Cliffs，N.J:Merill 1996，284.

（責(zé)任編輯：劉君玲）

張新明/華東師范大學(xué)課程與教學(xué)研究所博士后陳美蘭/江蘇師范大學(xué)教師教育學(xué)院教授