高中生職業生涯規劃、學業效能感與學習動機的關系研究

楊海榮 陳慧慧 張綿

〔摘要〕高中學生正處于職業生涯的探索階段，學生通過系列探索活動逐漸明確職業偏好，生涯意識的喚醒與學生的學業效能感及學習動機之間關系成為本研究的主要內容。本研究以廣東省廣州市第二中學高中部874名學生為研究對象，采用問卷調查法，探討高中生職業生涯規劃、學業效能感與學習動機的關系。結果發現，高中生職業生涯規劃的水平在性別上總體不存在顯著差異，但在年級上總體存在顯著差異；高中生學業效能感在性別和年級上總體均存在顯著差異；高中生學習動機在性別上總體不存在顯著差異，但在年級上總體存在顯著差異；高中生學業效能感在職業生涯規劃與學習動機之間起部分中介作用。

〔關鍵詞〕職業生涯規劃；學業效能感；學習動機；高中生

〔中圖分類號〕 G44 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2019）05-0024-05

一、引言

《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010～ 2020）》指出，要“建立學生發展指導制度，加強對學生的理想、心理、學業等多方面指導。”文件明確指出，要通過多種途徑對學生進行生涯指導，而職業生涯規劃是生涯規劃的重要環節。職業生涯規劃是指個體對自身的各方面進行測評分析和總結后，樹立職業目標，并為自己的職業理想制訂相應的提升計劃，對每一階段的目標和實施做出合理具體的安排，最終實現自己的職業理想[1]。

自我效能感是美國心理學家班杜拉提出的，他將自我效能感定義為個體對自己能否成功地完成某一活動所具有的能力的判斷和信念。學業效能感是自我效能感在學習領域的表現。邊玉芳[2]認為學業自我效能感包括基本能力感和控制感兩方面。能力感是學生對自己是否具備足夠的能力完成學習任務的判斷；控制感是指學生對學習任務有無把握以及能否控制學習行為的判斷。

學習動機是指激發個體進行學習活動，維持已引起的學習活動，并導致行為朝向一定的學習目標的一種內在過程或內部心理狀態[3]。學習動機是直接推動學生進行學習，激勵和指引學生進行學習的一種需要[4]。在影響學生學習的非智力因素中，學習動機是一個非常重要的變量，是影響學業成就的重要因素[5]。

本研究旨在了解高中生職業生涯規劃、學業效能感及學習動機的現狀并探討三者之間的關系，為高中生的職業生涯規劃提出有針對性的指導，幫助學生更好地了解自身興趣特長，明晰個人職業理想，進而促進學生積極主動學習。

二、研究方法

（一）研究對象

本研究隨機選取廣東省廣州市第二中學高一和高二年級共1000名學生作為研究對象。有效問卷共874份，有效回收率為87.4%。874名學生中，男生407人，女生467人。高一年級746人，高二年級128人。

（二）研究工具

職業生涯規劃問卷由詹發尚于2006年編制，包括六個維度，分別是職業探索、自我認識、目標計劃、自我提升、人際關系、反饋修正，共30道題。在本研究中，總量表的 Cronbach α系數為0.91，6個因子的 Cronbach α系數為0.74～0.87。

學業效能感量表由梁宇頌與周宗奎編制，包括學習能力自我效能感和學習行為自我效能感兩個維度。該量表由22個題項組成，前面11個題項測量學習能力自我效能感，后11個題項測量學習行為自我效能感。在本研究中，總量表的 Cronbach α系數為0.85，2個因子的 Cronbach α系數分別為0.88和0.66。

學習動機問卷由黃希庭編制，該問卷由6個分量表組成，分別是求知進取取向、物質追求取向、社會取向、害怕失敗取向、個人成就取向和小群體取向。這6種動機分別對應 6種需要，分別是發展的需要、生理的需要、貢獻的需要、安全的需要、尊重的需要和交往的需要。共26個項目。在本研究中，總量表的 Cronbach α系數為0.87，6個因子的 Cronbach α系數為0.65～0.83。

（三）統計方法

問卷調查所得數據采用SPSS16.0進行描述性統計、獨立樣本t 檢驗、Pearson相關分析、中介效應分析。

三、研究結果

（一）高中生職業生涯規劃、學業效能感、學習動機的性別及年級差異

由表1可知，高中生職業生涯規劃的水平在性別上總體不存在顯著差異。具體而言，男生在職業生涯規劃各方面的水平由高到低分別是自我提升、自我認識、職業探索、反饋修正、人際關系、目標計劃；女生在職業生涯規劃各方面的水平由高到低分別是自我提升、職業探索、反饋修正、自我認識、人際關系、目標計劃。除人際關系這一維度外，女生在其他各維度的得分均高于男生，其中女生在職業探索（t=-2.05，p<0.05）和反饋修正（t=-3.33，p<0.01）這兩個維度上的得分要顯著高于男生。

高中生職業生涯規劃的水平在年級上總體存在顯著差異。具體而言，高一年級在職業生涯規劃各方面的水平由高到低分別是自我提升、職業探索、自我認識、反饋修正、人際關系、目標計劃；高二年級在職業生涯規劃各方面的水平由高到低分別是自我提升、職業探索、自我認識、反饋修正、目標計劃、人際關系。此外，各維度上的得分高一均高于高二年級，其中高一年級在自我認識（t=2.05，p<0.05）、人際關系（t=2.98，p<0.01）和反饋修正（t=2.86，p<0.01）這三個維度上的得分要顯著高于高二年級。

由表2可知，高中生學業效能感在性別上總體存在顯著差異。具體而言，男生在學業能力自我效能感（t=7.02，p<0.001）這一維度上要顯著高于女生，在學業行為自我效能感這一維度上男女生得分無顯著差異。

高中生學業效能感在年級上總體存在顯著差異。具體而言，高二年級在學業能力自我效能感（t=-3.31，p<0.01）這一維度上要顯著高于高一年級，在學業行為自我效能感這一維度上高一與高二年級學生的得分無顯著差異。

由表3可知，高中生學習動機在性別上總體不存在顯著差異。具體而言，男生學習的各動機由強到弱分別是求知進取、物質追求、個人成就、社會取向、小群體取向、害怕失敗；女生學習的各動機由強到弱分別是求知進取、物質追求、社會取向、小群體取向、個人成就、害怕失敗。其中，女生在求知進取（t=-2.52，p<0.05）這一維度上要顯著高于男生，而男生在個人成就（t=3.83，p<0.001）這一維度上要顯著高于女生。

高中生學習動機在年級上總體存在顯著差異。具體而言，高一年級學習的各動機由強到弱分別是求知進取、物質追求、社會取向、個人成就、小群體取向、害怕失敗；高二年級學習的各動機由強到弱分別是求知進取、物質追求、個人成就、社會取向、小群體取向、害怕失敗。其中，高一年級在社會取向（t=3.73，p<0.001）、物質追求（t=4.62，p<0.001）、害怕失敗（t=4.50，p<0.001）、小群體取向（t=5.75，p<0.001）這幾個維度上要顯著高于高二年級。

（二）高中學生學業效能感在職業生涯規劃與學習動機之間的中介作用

由表4可知，職業生涯與學業效能感（r= 0.43，p < 0.001）及學習動機（r = 0.31，p < 0.001）呈顯著正相關；學業效能感與學習動機呈顯著正相關（r = 0.26，p <0.001）。

由表5及圖1可知，高中生的學業效能感在職業生涯規劃與學習動機之間起部分中介作用。其中，總效應為0.31，直接效應為0.25，間接效應為0.06（即總效應減去直接效應），中介效應在總效應中的所占比重為0.06/0.31=0.19，即高中生的生涯規劃作用于學習動機，有19%是通過學業效能感起作用的。

四、討論

（一）高中生職業生涯規劃、學業效能感、學習動機的性別及年級差異

在高中生職業生涯規劃方面，本研究發現，在性別這一人口學變量上，男女生之間總體不存在顯著差異。具體而言，除人際關系這一維度，女生的職業生涯規劃水平其他各維度均高于男生，尤其體現在職業探索和反饋修正這兩個維度上。這說明相比于男生，女生在高中期間會有更多的職業方面的探索并不斷進行調整。Crites[6]的長期追蹤結果也表明，中學階段男女生的職業發展即存在性別差異，7年級之后，女生職業生涯發展水平均優于男生。

高中生職業生涯規劃在年級上總體存在顯著差異。具體而言，高一年級在各維度上的得分均高于高二年級，尤其體現在自我認識、人際關系、反饋修正三個維度上。可能的原因是高一年級面臨文理分科的選擇，激發了學生職業生涯規劃意識，不斷向外尋求信息和向內探索并調整自己的職業生涯規劃。程熙[7]也發現，在整個高中階段，從高一到高三職業生涯規劃水平呈現“U”型模式，說明高一和高三是職業生涯規劃的關鍵期。此外，總體而言，不同性別、不同年級的學生在職業探索與自我提升方面均有較高得分，但在目標計劃方面卻基本是最低分。說明在職業生涯規劃方面，學生的目標性、計劃性不強。

在高中生學業效能感方面，本研究發現，在性別這一人口學變量上，男女生之間總體不存在顯著差異。具體而言，男生的學業能力自我效能感要高于女生，說明男生對于自己的學習能力有更高的自信，這與張敏等的研究一致[8]。可能的原因是，男生的自信心較多建立在自身感受的基礎上，具有較明顯的內力性，而女生則較看重教師的態度、對自己學業的評價，具有明顯的外力性[9]。

高中生學業效能感在年級上總體存在顯著差異。具體而言，高二年級的學業能力自我效能感要高于高一年級。可能的原因是，高一年級剛進入高中，學習內容增多，學習難度加大，作業量加重，學生在學習方面遇到了挫折與挑戰，導致其對自己的學習能力評估降低[8]。

在高中生學習動機方面，本研究發現，在性別這一人口學變量上，高中生學習動機總體上不存在顯著差異。具體而言，女生的求知進取動機高于男生，而男生的個人成就動機要高于女生。說明女生學習的動機主要來源于對所學內容的內在興趣，即更關注和喜歡所學知識的本身，而男生更關注學習帶來的個人成就，這可能與家庭和社會對男生的期望與要求有關[10]。

高中生學習動機在年級上總體存在顯著差異。具體而言，高一年級的總體學習動機要高于高二年級。尤其體現在社會取向、物質追求、害怕失敗、小群體取向這幾方面的動機上。這說明，高一年級學生的學習動機主要來自外部動機。此外，總體而言，不同性別、不同年級的學生雖然求知進取動機的得分非常高，但同時物質追求的動機也很高，說明對于學生的學習動機進行積極引導的必要性。

（二）高中生學業效能感在職業生涯規劃與學習動機之間的中介作用

本研究發現，高中生的職業生涯規劃會通過學業效能感影響學生的學習動機，即高中生學業效能感在職業生涯規劃和學習動機之間起部分中介作用成立。這說明，高中生的職業生涯規劃水平越高，對職業和自我的探索越多，目標越明確，對自我的學習和職業定位越清晰，學習的效能感越高，學習的動機越強。既往的研究也發現，學業效能感是影響學習動機的重要因素之一[11]，能顯著預測高中生的學習動機，培養高中生的學習效能感能夠激發和維持其學習動機[12]。因此，通過開設職業生涯規劃課程，引導學生提前建立職業生涯規劃意識，明確個人目標，提高學生的學業效能感并最終達到激發和提高學生的學習動機這一目的，對于學生未來的學習與發展具有重要意義。

五、研究結論

1. 高中生職業生涯規劃的水平在性別上總體不存在顯著差異。其中，女生在職業探索和反饋修正這兩個維度上的得分要顯著高于男生。

2. 高中生職業生涯規劃的水平在年級上總體存在顯著差異。其中，高一年級在自我認識、人際關系和反饋修正這兩個維度上的得分要顯著高于高二年級。

3. 高中生學業效能感在性別上總體存在顯著差異。其中，男生在學業能力自我效能感這一維度上要顯著高于女生。

4. 高中生學業效能感在年級上總體存在顯著差異。其中，高二年級在學業能力自我效能感這一維度上要顯著高于高一年級。

5. 高中生學習動機在性別上總體不存在顯著差異。其中，女生在求知進取這一維度上要顯著高于男生，而男生在個人成就這一維度上要顯著高于女生。

6. 高中生學習動機在年級上總體存在顯著差異。其中，高一年級在社會取向、物質追求、害怕失敗、小群體取向這幾個維度上要顯著高于高二年級。

7. 高中生學業效能感在職業生涯規劃與學習動機之間起部分中介作用。

六、研究不足與展望

本研究在研究過程中，因為受到各方面條件限制，所以仍然存在一定的局限性。

第一，在被試的取樣方面，在研究中無法做到嚴格的分層取樣，只能根據實際條件，采用方便取樣原則，選取了廣州市的一所中學，如果條件允許，應盡量滿足分層隨機取樣原則，選取不同地區不同中學，樣本容量可以再擴大一些。

第二，在數據收集方面，本研究采用的是被試自評的方式，容易受被試主觀性的影響，對數據真實性可能會產生一定的影響，未來可以從多角度來收集數據，如學生每次考試的客觀成績、教師的評價等。

第三，本研究只采用了橫斷研究法，未來如果能夠結合進行縱向追蹤研究，有助于我們更好地了解和分析發展中的高中生職業生涯、學業效能感及學習動機之間的關系。

注：本文系2014年廣東省教育研究院教育研究課題“高中生學業規劃指導的行動研究”（課題編號：GDJY-2014-A-b508）的研究成果。

參考文獻

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[3] 李伯黍，燕國材主編. 教育心理學（第二版） [M].上海：華東師范大學出版社，2001.

[4] 秀榮.高中生學習動機、自信心與學習責任心之間的相關研究[D]. 呼和浩特：內蒙古師范大學，2009.

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[7] 程曦. 高中生職業成熟度的特點及其與社會支持的相關研究[D]. 呼和浩特：內蒙古師范大學，2011.

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[11] 王學臣，周琰. 大學生的學習觀及其與學習動機、自我效能感的關系[J]. 心理科學，2008，31（3）：84-86.

[12] 姜兆萍，周宗奎. 班級環境、學習效能感與高中生學習動機的關系[J]. 中國臨床心理學雜志，2010，18（6）：789-791.

（作者單位：廣東省廣州市第二中學，廣州，510530）

編輯/衛 虹 終校/肖亦華