多樣化辦學模式下高中生的職業生涯規劃、自我效能感與學習動機的關系

黃瑞瀅

〔摘要〕生涯規劃在高中階段仍未受到重視和普及。本研究以多樣化辦學模式下的高中學生為被試，通過多群組結構方程模型分析，探討了多樣化辦學模式下高中生的學習動機、自我效能感與職業生涯規劃三者間的關系。結果表明：多樣化辦學模式下的高中生，其職業生涯規劃對學習動機具有正向預測作用，自我效能感在職業生涯規劃和學習動機之間具有不完全中介效應。在群體內部，無論在未受限模型下進行群體差異分析，還是在測量加權模型下分析，都得到一致的結論：相對于普高辦學模式的群體，中職辦學模式的學生群體的職業生涯規劃對其學習動機表現出更大的正向影響作用。

〔關鍵詞〕職業生涯規劃；高中生；多樣化辦學模式；多群組結構方程分析；學習動機

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標識碼〕 A 〔文章編號〕1671-2684（2016）19-0008-08

一、問題提出

生涯規劃歷來在高中特別是普通高中重視不足，但是在文理分科、志愿填報或專業選擇時高中生又表現出迷茫。目前，世界很多發達國家（地區）都開始從中小學階段就重視生涯發展教育，甚至連發展中國家的馬來西亞、菲律賓、尼日利亞等的生涯發展指導模式也日趨成熟；而我國大陸地區的中小學生涯發展指導制度還未建立，學生的生涯發展教育仍處在初級階段[1]。我國目前的學生發展指導工作主要仍以經驗式、直覺式為主，學校缺乏對生涯發展指導相關工作的效果檢驗。因此，立足中學生的生涯規劃與學習的關系現狀研究，為各學段的生涯課程實施提供扎實的理論支持是很有必要的。

二、研究方法

（一）研究程序和被試

以班級為單位，在學校機房進行施測。施測時，由研究人員擔任主試，向施測對象講明本次研究的意義和目的，取得配合；同時要求施測對象仔細閱讀指導語再作答。

以瑞格心理教育信息化管理系統V3.0為問卷平臺，共收集數據718例，剔除反應時偏短、連續10題都選同一答案等無效問卷，剩余656例。研究對象為漳州五中高中學生，樣本頻數分見表1。此高中走多樣化辦學道路，到高二時進行專業化分，部分學生繼續接受普通高中教育，即“普高辦學模式”；部分學生接受職業教育，后面統一稱為“中職辦學模式”。

（二）研究工具

（1）“職業生涯規劃問卷”，由詹發尚[2]于2006年編制，包括職業探索、自我認識、目標計劃、自我提升、人際關系、反饋修正六個維度，共30道題。

（2）“一般自我效能感量表”（General Self-Efficacy Scale簡稱GSES），最早由Schwarzer等人[3]編制于1981年，之后我國學者翻譯并廣泛運用。共10個項目，為Likert點評分，每個項目之間的一致性系數、信效度都比較高。

（3）“學習動機問卷”為黃希庭[4]編制，共26題。該問卷由求知進取、物質追求、社會取向、害怕失敗、個人成就取向和小群體取向6個分量表組成；各因素獲得的解釋方差分別是17.2、9.3、14.3、6.1、4.6和4.1。

三、結果分析

（一）問卷的信、效度分析

“職業生涯規劃問卷”總量表的內部一致性信度系數，即Cronbachα為0.910，各分量表的內部一致性系數在0.705～0.87之間（具體見表2和表3），均大于0.7，屬于高信度值[5]。

“學習動機量表”的總量表內部一致性信度系數，即Cronbachα為0.900，各分量的內部一致性系數在0.696～0.865之間，除小群體取向分量表的信度系數0.696（也在可接受范圍內[6]）之外（具體見表2和表3），均大于0.7，屬于高信度值[5]。

“一般自我效能感問卷”只有一個維度，即總量表內部一致性信度系數，Cronbachα系數為0.885>0.7（表2），也屬于高信度值[5]。

效度檢驗：分別對“生涯規劃問卷”和“學習動機”問卷進行驗證性因素分析，驗證結果如表5所示?？傮w上講，“職業生涯規劃量表”的模型擬合情況良好，“學習動機量表”的模型擬合情況尚可，可以用于普通高中生的職業生涯規劃和學習動機測量。

（二）生涯規劃、自我效能感與學習動機三者關系的結構模型檢驗

在結構方程全模型中以高中生的生涯規劃為外生潛變量，以其自我效能感、學習動機為內生潛變量進行運算。模型假設的各路徑如圖1所示。

1.違反估計和正態性檢驗

如存在負的誤差方差、標準化系數太接近1甚至超過1[7]，都屬于違反估計。本研究的誤差方差在0.111～1.522之間，均為正；標準化系數均小于0.95（具體可見后面的表7），因此不存在違反估計。偏度系數在-0.57～0.680之間，均小于3，峰度系數在-0.99～1.08之間，均小于8[8]，說明本研究的數據呈正態分布，可以進一步進行分析。

2.整體適配度檢驗

通過違反估計和正態性檢驗后，進行進一步分析。整體模型擬合指數如表6所示：第一，模型適配指標中，GFI值0.894>0.8（適配指標值）、且接近0.9（理想適配指標值），AGFI值0.847>0.8（適配指標值），PGFI值0.619>0.5（理想適配指標值），均達到模型可以適配的標準。第二，簡約擬合指標（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，達到理想的標準，說明假設模型與樣本數據可以適配[9]。第三，AMOS輸出的的基線比較適配統計量NFI、IFI、TLI、CFI，四種適配指標均大于0.8，表示假設模型與樣本數據可以契合。結構模型的絕對適配度指數和增值適配度指數均達到威廉姆多爾[10]提出的標準0.8，說明該模型擬合較好。除了χ2/df和RMR，其他指標均達到尚可或理想的標準，說明該模型能夠被接受。

3.路徑系數及效應分析

與研究假設（圖1）一致，a為測量模型路徑：a1～a5分別代表生涯規劃中除C6反饋修正（β值為0.463，路徑系數為1）以外的測量模型路徑；a6～a10分別代表學習動機中除L3物質追求（β值為0.672，路徑系數為1）以外的測量模型路徑，從表7的p值可以得出，生涯規劃量表和自我效能感量表的測量模型標準化路徑系數均達到顯著相關（p<0.001）。經過模型系數的標準化，我們可以看出，高中生的學習動機排序：求知進取和社會取向、物質追求、小群體取向、個人成就取向、害怕失敗取向。職業生涯規劃能力排序為：人際關系、目標計劃、自我提升、職業探索、自我認識、反饋修正。

b為結構模型路徑：b1為生涯規劃對學習動機的影響路徑，b2為生涯規劃對自我效能感的影響路徑，b3為自我效能感對學習動機的影響路徑。從表7可以得出，其標準化回歸系數均為正數，且顯著相關（p<0.001），說明研究的三個假設得到支持，即普通高中生的生涯規劃對學習動機有顯著的正向影響，其生涯規劃對自我效能感有顯著的正向影響，而自我效能感對學習動機的正向影響也具有顯著性。也就是說，自我效能感對職業生涯規劃和學習動機起不完全中介作用。在該模型中，主效應為0.368，間接效應為0.120，總效應為0.488。

測量模型路徑系數和結構模型路徑系數的顯著相關（p<0.001），說明外生變量對內生變量，潛變量對各觀測變量均存在顯著相關，整個模型結構良好。

（三）基于人口學變量的多群組結構方程分析

分別以兼職、性別、年級劃分不同的群組，進行多群組結構方程分析。模型適配指標中，GFI值在0.866～0.879之間，大于0.8，且接近0.9（理想適配指標值）；AGFI值在0.806～0.826之間，大于0.8；PGFI值在0.6～0.609之間，大于0.5；χ2/df在3.217～4.346之間，小于5；均達到模型可以適配的標準。簡約擬合指標（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，達到理想的標準，說明假設模型與樣本數據可以適配[9]。AMOS輸出的基線比較適配統計量NFI、IFI、TLI、CFI，四種適配指標均大于0.8，表示假設模型與樣本數據可以契合。結構模型的絕對適配度指數和增值適配度指數均達到威廉姆多爾[10]提出的標準0.8，說明該模型擬合較好。除了RMR，其他指標均達到尚可或理想的標準，說明該模型能夠被接受。其模型適配度指標與全模型適配度指標基本一致，說明結構模型擬和良好。

各群組的結構方程路徑標準化系數如表8：各結構模型系數b1、b2、b3在各群組模型中均顯著（除了無兼職群體的b1的p<0.01，高一年級學生的b3的p<0.05外，其余均達到p<0.001），結果與全模型基本一致，進一步說明了普通高中生自我效能感對職業生涯規劃、學習動機的中介作用模型假設成立。

在路徑b1上的差異：兼職群體（β=0.477，p<0.001）顯著高于無兼職群體（β=0.235，p<0.01）；男生（β=0.488，p<0.001）顯著高于女生（β=0.260，p<0.001）；年級間的差異不明顯。

在路徑b2上的差異：兼職群體（β=0.530，p<0.001）顯著高于無兼職群體（β=0.426，p<0.001）；男生（β=0.480，p<0.001）顯著高于女生（β=0.324，p<0.001）；年級間的差異不明顯。

在路徑b3上的差異：高一年級β=0.212，p<0.05）顯著低于高二年（β=0.347，p<0.001）和高三年（β=0.257，p<0.001）；兼職與否群體間和性別間的差異不明顯。

（四）基于辦學模式的多群組結構方程分析

1.多群組模型適配度檢驗

以辦學模式這一變量進行的多群組結構方程分析，其模型適配度指標與整體適配度指標相近（詳見表9），模型適配指標中，GFI值0.873>0.8（適配指標值），AGFI值0.817>0.8（適配指標值），PGFI值0.605>0.5（理想適配指標值），均達到模型可以適配的標準。簡約擬合指標（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，達到理想的標準，說明假設模型與樣本數據可以適配。AMOS輸出的基線比較適配統計量NFI、IFI、TLI、CFI，四種適配指標均大于0.8，表示假設模型與樣本數據可以契合。此外，χ2/df值4.476<5；表示模型可以接受[2]。RMSEA達到0.073<0.08；達到良好的指標[9]。除了RMR，其他指標均達到尚可或理想的標準，說明該模型能夠被接受。這一結果與全模型的適配度分析基本一致，說明普通高中生的職業生涯規劃、自我效能感、學習動機三者間的不完全中介關系模型成立。

2.未受限模型差異性分析

以辦學模式這一變量進行的多群組結構方程分析，群組間的未受限模型差異、兩群組各路徑及其差異（在此只羅列出兩個群組的結構方程模型系數和群組間有顯著性差異的測量模型系數）如表10：無論是結構模型路徑（b1_1至b3_1、b1_2至b3_2）、還是測量模型路徑（a1_1至a10_1、a1_2至a10_2），其標準化路徑系數均達到顯著（p<0.001），這一結果與全模型檢驗的結果一致，說明無論是普高辦學模式的群體、還是中職辦學模式的群體，其外生變量與內生變量，潛變量與各觀測變量均存在顯著相關，整個模型結構良好。

主效應差異分析：普高辦學模式與中職辦學模式的模型具有顯著差異（p小于0.001），具體表現在b1_1和b1_2之間的CR值2.162>1.96，達到0.05的顯著性水平，說明中職辦學模式群體的主效應0.44大于普高辦學模式群體的主效應0.29，且具有顯著性；即相對于普高辦學模式的群體，中職辦學模式的學生群體的職業生涯規劃會對其學習動機產生更大的正向影響。

間接效應差異分析：b2_1和b2_2之間、b3_1和b3_2之間的CR均未達到顯著性水平，即兩群體的間接效應（0.126和0.108）之間沒有顯著性差異。

在測量模型路徑上，中職辦學模式群體在學習動機上的排序依次是：物質追求、社會取向、小群體取向、個人成就、求知進取、害怕失?。欢崭咿k學模式群體在學習動機上的排序依次是：求知進取取向、社會取向、小群體取向、個人成就、物質追求、害怕失敗。

3.測量加權模型差異性分析

測量加權模型，是在假定各測量結構系數沒有顯著性差異（a1_1=a1_2，a2_1=a2_2，……a10_1=a10_2）的前提下，比較群組間的模型差異，結果如圖5和圖6所示。

多群組間的模型差異p值為0.046<0.05，說明群組模型之間有顯著性差異。具體表現在中職辦學模式的學生的主效應b1_1（圖2.6，β=0.46，t=4.398）大于普高辦學模式下的學生群體的主效應b1_2（圖2.5，β=0.31，t=5.459），其CR值2.256>1.96，說明差異性達到0.05的顯著性水平，相對于普高辦學模式下的學生群體，已進行中職辦學模式下的學生群體的職業生涯規劃會對其學習動機產生更大的正向影響。b2_1和b2_2之間、b3_1和b3_2之間的CR均未達到顯著性水平，即兩群體的間接效應（0.126和0.099）沒有顯著性差異。主效應與間接效應的差異與之前的多群組未受限模型差異分析結果保持一致。

四、討論

（一）生涯規劃、自我效能感與學習動機三者關系的結構模型

無論是全模型分析，還是不同辦學模式的多群組分析，各組的測量模型路徑系數和結構模型路徑系數均顯著相關（少部分p<0.01，其他p<0.001），說明無論普通高中生整體、還是其內部各群體的外生變量與內生變量，潛變量與各觀測變量均存在顯著相關，整個模型結構良好，主效應和間接效應顯著。即生涯規劃對學習動機有影響，這與陳官章[11]、Mohammed[12]等人的研究結果以及劉玉霞等人[13]的職業生涯規劃與成就動機呈正相關的結論相近。

（二）人口學變量的群組差異

在“職業生涯規劃對學習動機的直接影響”上：相對于無兼職經歷的群體，有兼職經歷的學生群體的職業生涯規劃會對其學習動機產生更大的正向影響。兼職學生在兼職中有更多職業模擬和社會實踐的機會，有利于他們在此過程中對職業生涯和學習的作用進行反思，感受工作的艱辛和學習對獲得更高社會地位的幫助，由此建立聯系，因此兼職群體的生涯規劃對學習動機的影響更大；而未有兼職經歷的學生，生涯的重點更多放在校園生活，對職業的思考較少，學習動機的獲得較少來源于職業生涯規劃。男生顯著高于女生，隨著年齡增長，男女生的社會角色感逐漸增長，從傳統角色傾向上來說，男生比女生普遍更以事業為重，因為在職業生涯上的思考，更可能成為他們學習上的動力。

在“生涯規劃對自我效能感的影響”上：兼職群體顯著高于無兼職群體，普通高中生的學習水平和能力相對一般，他們在學習上很難獲得自我效能感，而在兼職中能夠創造社會價值，對各種行業產生興趣，這種在生涯上的規劃能夠適當地提高他們的自我效能感。男生顯著高于女生，說明男生通過生涯規劃中取得的自我效能感比女生高。

在“自我效能感對學習動機的影響”上：高一年級顯著低于高二年和高三年，高一年作為新生，面對學校環境、課本知識學習難度等變化，需要一個適應的過程，因而對學習的掌控感較弱，隨著年級升高，這種掌握感逐漸恢復，也獲得了一些適合高中學習的方法，因而自我效能感的升高，促成他們學習動機提高。

（三）不同辦學模式的群組差異

無論是未受限模型下的群組間差異分析，還是測量加權模型下的群組間差異分析，都得到一致的結論：相對于普高辦學模式的群體，已進行中職辦學模式的學生群體的職業生涯規劃會對其學習動機產生更大的正向影響。這可能是因為中職辦學模式的學生開始接受職業方面的教育，相對于普高辦學模式的學生，他們更早或更深地進入職業探索階段，有一部分的學習內容是專業知識甚至是專業技能，在職業生涯上的思考和規劃能夠使他們獲得更強的學習動機。因此，針對這一部分學生，通過職業生涯規劃教育，能夠更好地幫助學生提高學習動機，增強學習的參與度。

從中職辦學模式和普高辦學模式在學習動機上的排序上看：中職辦學模式群體的學習動機中，物質追求取向較高，學習的主要目的是以后能獲得更高的物質享受；而普高辦學模式群體的學習動機主要來源于求知進取，即更關注學習的知識、真理本身，這與學校的實際生源情況相符合：普高辦學模式下的學生本身的學習成績較好，而中職辦學模式下的學生很多是因為學習成績不佳，或在學習上缺乏一定的技巧和動力。

五、結論

無論是多樣化辦學模式下的高中生整體、還是它的內部各群體，其職業生涯規劃對學習動機都具有正向預測作用，自我效能感在職業生涯規劃和學習動機之間具有不完全中介效應。相對于普高辦學模式的群體，中職辦學模式的學生群體的職業生涯規劃對其學習動機產生更大的正向影響。

從傳統的觀點來看，如果能夠將外部動機轉化為內部動機、將表現目標傾向轉化為學習目標傾向，自然是很理想的。然而普通高中生學習動機的現狀是：隨著年齡的增長，學業的難度不斷提高，學生接觸的誘因也更多，愈發難以像原來一樣心無旁騖地學習，因此外部動機、表現目標動機的取向也隨著年齡在增高。這是中學生學習動機的特點，面對這一現實，需要尊重這一規律，可以從提高學生內部動機轉向提高外部動機考慮，如增強學生的社會動機取向，明白學習的意義、承擔社會責任等，激發學生的學習動機。

參考文獻

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[13]劉玉霞. 醫學生成就動機與職業生涯規劃的關系研究[D]. 山東師范大學，2009.

（作者單位：1.福建省漳州市第五中學，漳州，363000；2.閩南師范大學教育科學學院，漳州，363000）

編輯/王抒文 劉 揚 終校/于 洪