學業自我效能感與在線學習投入的關系：學習動機和心流體驗的鏈式中介作用 *

蔡 林 賈緒計

(1 四川工業科技學院思想政治理論課教學部，德陽 618000)(2 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387)(3 天津師范大學心理學部，天津 300387) (4 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387 )

1 引言

隨著大規模在線開放課程（massive open online course, MOOC）的迅速發展，大量優質在線教育資源得以開發并受到學習者的追捧。但隨后發現MOOC 因缺乏有效的監督管理，學生學習動力不足，自我調控能力較弱，存在學生流失率高、課程完成率低等問題（黃慶雙, 李玉斌, 任永功, 鄭玉敏, 黃悅悅, 2019），有研究顯示MOOC 學生的流失率高達90%（Jordan, 2015）。“新冠肺炎”疫情使得學生不能按時到校上課，加速了在線教育的發展速度，但如何保障學生的在線學習投入度，提高在線學習課程完課率，已成為學校在疫情期間教學管理的難點問題。在線學習投入成為在線教育研究領域的熱點話題（Park & Yun, 2018）。因此，有必要對在線學習投入進行深入研究，為提升在線學習者學習投入水平，加強在線教育教學管理提供理論和實證支持。

1.1 學業自我效能感與在線學習投入

學習投入（learning engagement）是指學習者在學習過程中所投入的學習意愿、參與度、專注力及隨之而來的情感（Pike, Kuh, & McCormick,2011）。學業自我效能感（academic self-efficacy）是自我效能感在學習領域中的具體運用，是指學生對自己能否成功完成學習任務所具備的能力的判斷（Bandura, 1986），學業自我效能感是影響學習投入水平的重要近端因素之一（Fredricks,Blumenfeld, & Paris, 2004）。一項針對土耳其中學生的研究發現，學業自我效能感能正向預測學生的學習投入（S?kmen, 2019）。在線學習也有類似的研究結果，一項關于在線學習的研究顯示，學業自我效能感較高的學生更善于使用網絡進行學習，更能積極有效地投入到在線課程學習中（Bates & Khasawneh, 2007）。鑒于此，提出假設H1：學業自我效能感正向預測在線學習投入。

1.2 學習動機的中介作用

自我效能感與學習動機的關系在一些研究中存在爭議。有研究認為學習動機預測自我效能感（Kennedy, 2010; Wu, Li, Zheng, & Guo, 2020），也有研究認為自我效能感預測學習動機（Alhadabi et al.,2019; Cetin-Dindar, 2016）。這些都是基于橫斷研究的結果。而一項針對中學生的縱向研究則提供了更有說服力的證據，中學生學業自我效能感能正向預測3 個學期后的學習動機（Alivernini & Lucidi,2011）。同時，動機期望-價值理論（expectancyvalue theory of motivation）的最新觀點認為個體動機與個體的能力信念、對成功的期望以及主觀上的任務價值直接相關（Wigfield & Eccles, 2000）。而自我效能感是個體能力信念和成功期望的具體表現（段朝輝, 洪建中, 2019），自我效能感高的學習者有更高的能力信念以及獲取成功的期望，能激發學習者形成更高的學習動機（Cetin-Dindar,2016），更愿意投入時間與精力到學習中。在線學習中，具有高自我效能感的學習者更傾向于相信自己會取得成功，學習動機會更高，面對困難任務時也會付出更多的努力（Park & Yun, 2018）。一項關于數學在線課程學習投入的研究也發現，學習動機可通過對努力和注意力投入的自我管理與控制能力以及對學習策略的調整促進學生的學習投入（Kim, Park, Cozart, & Lee, 2015）。基于學業自我效能感、學習動機和在線學習投入之間的關系，提出假設H2：學習動機在學業自我效能感和在線學習投入關系中起中介作用。

1.3 心流體驗的中介作用

心流體驗（flow experience）最早由Csikszentmihalyi（1975）提出，是一種當個體完全沉浸在某項事物或情境中的整體感受。當個體處于心流狀態時，他們完全被所投入的事情所吸引，認真且專注于所從事的活動，以致忘了時間，忽略了其他的事情，心情非常愉悅且感覺時間過得很快。按照心流體驗理論，個體的體驗具有三個層次：心流前兆、心流體驗和心流結果。自我效能感是重要的心流前兆（Srivastava, Shukla, &Sharma, 2010），高自我效能感者更容易產生心流體驗（Trevino & Webster, 1992），在學習中感受到美好的心流體驗，會使個體更樂于投入其中。相關實證研究也支持了該觀點，一項針對西班牙和阿根廷的跨國比較研究證實了自我效能感可以通過心流體驗間接影響學習投入（Mesurado,Richaud, & Mateo, 2016）。在線學習活動中，心流體驗貫穿于學習活動的整個過程（王衛, 史銳涵, 李曉娜, 2017），心流體驗會對在線學習中的學習投入產生積極和直接的影響（?zhan & Kocadere,2020）。基于學業自我效能感、心流體驗和在線學習投入之間的關系，提出假設H3：心流體驗在學業自我效能感和在線學習投入關系中起中介作用。

1.4 學習動機和心流體驗的鏈式中介作用

動機與投入之輪（motivation and engagement wheel）是學習投入運用最廣泛的理論模型之一，該理論模型分為兩大部分，較高層次部分包括四個方面，為適應認知、適應行為、不適應認知和不適應行為；較低層次部分包含自我效能感、動機、價值觀、計劃、任務管理、堅持性、回避失敗等11 個因素（Martin, 2007）。Martin 認為，自我效能感、動機屬于適應認知，都對學習投入這一適應行為產生積極影響；而心流體驗也可以促進學習投入（Trevino & Webster, 1992）。同時，已有的縱向研究表明學業自我效能感能正向預測學習動機（Alivernini & Lucidi, 2011），學習動機可以激發心流體驗（Hong, Hwang, Tsai, Tai, & Wu,2020）。按照動機與投入之輪的理論模型及已有研究，作為適應認知的學業自我效能感能正向預測學習動機，學習動機能激發心流體驗，進而促進學生的學習投入。鑒于此，提出假設H4：學習動機、心流體驗在學業自我效能感和在線學習投入關系中起鏈式中介作用。

綜上，在已有研究基礎上，以在線學習者作為研究對象，構建一個鏈式中介模型（見圖1），探討在線學習者的學業自我效能感對在線學習投入的影響及其作用機制，考察學習動機和心流體驗的鏈式中介作用。

圖1 學習動機和心流體驗的鏈式中介模型圖

2 研究方法

2.1 被試

選取省級精品在線開放課程“大學生心理健康教育”的330 名選課學生為研究對象。該課程為面向全國大學生的公選基礎課，課程難度適中。結課后一周內，通過在網絡教學平臺發放問卷，對330 名學生進行一次性網絡調查，平均答題時間為9 分13 秒，剔除答題時間不足5 分鐘和規律作答問卷，最后得到有效問卷310 份，有效率93.94%。其中，男生143 名（46.13%），女生167 名（53.87%），平均年齡為20.84 歲（SD=1.78 歲）；大一103 名（33.23%），大二96 名（30.97%），大三75 名（24.19%），大四36 名（11.61%）。

2.2 研究工具

2.2.1 學業自我效能感量表

采用陳圓圓等（2016）修訂的適應性學習模式量表中的學業自我效能感分量表。共包括5 個項目，研究中增加“在線課程學習”這一背景條件，如“我相信我能掌握在線課堂上學到的知識和技能”。得分越高說明學生學業自我效能感越高。本研究中，該量表的內部一致性系數為0.84。

2.2.2 學習動機量表

采用龍成志和劉志梅（2016）修訂的學習動機量表。共包括5 個項目，在本研究中，學習動機量表增加“在線課程學習”這一背景條件，如“在線課程學習中，我不希望落后于其他同學”。得分越高說明學生在線學習動機越高。本研究中，該量表的內部一致性系數為0.73。

2.2.3 心流體驗量表

采用Chang 和Zhu（2012）編制的心流體驗量表。共包括4 個項目，如“在線課程學習中，我常常沉浸其中”。得分越高說明學生心流體驗越高。本研究中，該量表的內部一致性系數為0.79。

2.2.4 在線學習投入量表

采用劉斌、張文蘭和劉君玲（2017）修訂的在線學習投入量表。該量表共15 個項目，包括行為投入、認知投入和情感投入三個維度。行為投入包含3 個項目，如“我按時完成在線課程的作業”；認知投入包含5 個項目，如“在線課程中，如果我學習了一個不清楚的概念，我會想辦法把它弄明白”；情感投入包含7 個項目，如“在線課程是一種有趣的學習形式”。采用李克特5 點計分。各維度得分越高，表示相應的學習投入越高。本研究中，總量表及其分量表的內部一致性系數為0.90、0.79、0.86 和0.81。

2.3 數據處理

采用SPSS 22.0 對數據進行描述性統計和相關分析，運用Mplus7.0 對數據進行結構方程模型分析，檢驗學習動機和心流體驗在學業自我效能感與在線學習投入關系之間的鏈式中介作用。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

參照周浩和龍立榮（2004）的建議，采用Harman 檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示，特征值大于1 的因子共有6 個，解釋了63.19%的變異，且第一個因子解釋的變異量為25.96%，小于40%的臨界值（Podsakoff, MacKenzie, Lee, &Podsakoff, 2003）。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述性統計和相關分析

相關分析（見表1）表明，在線學習投入與學業自我效能感、學習動機、心流體驗之間有顯著的正相關；學業自我效能感與學習動機、心流體驗之間有顯著的正相關；學習動機與心流體驗之間有顯著的正相關；性別與在線學習投入、學業自我效能感、學習動機、心流體驗之間有顯著的負相關，因此在結構方程建模中將性別作為控制變量。

表1 各變量的均值、標準差與相關矩陣

3.3 學習動機和心流體驗在學業自我效能感與在線學習投入間的中介作用

采用結構方程建模的方法檢驗研究假設，模型估計方法為最大似然估計法。以學業自我效能感為預測變量，在線學習投入為結果變量，學習動機和心流體驗為中介變量（方杰, 溫忠麟, 張敏強, 孫配貞, 2014），性別為控制變量進行結構方程分析。顯著性檢驗采用偏差校正的Bootstrap 法，有放回地重復取樣5000 次，根據95%的置信區間是否包含0 來檢驗中介效應是否顯著，若置信區間不包含0 則表示中介效應顯著，若包含0 則表示中介效應不顯著（Taylor, MacKinnon, & Tein, 2008）。

假設模型的檢驗結果顯示整體模型擬合指數良好：χ2=325.57，df=127，RMSEA=0.07，90%CI為[0.0 6 2, 0.0 8 1]，C F I=0.9 4，T L I=0.9 3，SRMR=0.05。同時，建立兩個備擇模型：備擇模型1 是建立一個無鏈式中介作用的模型，即學習動機和心流體驗分別獨立起中介作用，該模型擬合指數為：χ2=346.67，df=128，RMSEA=0.07，90%CI 為[0.065, 0.084]，CFI=0.94，TLI=0.92，SRMR=0.06，備擇模型1 與假設模型的比較結果（Δχ2=11.10,df=1,p＜0.001）表明假設模型與數據的擬合更好。備擇模型2 以學習動機為預測變量，在線學習投入為結果變量，以學業自我效能感和心流體驗為中介變量，該模型結果為：χ2=328.76，df=127，RMSEA=0.07，90%CI 為[0.062, 0.081]，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.05。備擇模型2 與假設模型比較發現，二者為等同模型，自由度相等，假設模型其他擬合指數略優于備擇模型2，而已有研究和理論更加支持假設模型。綜上，本研究中提出的鏈式中介作用的假設模型與數據更加契合，作為最終模型，具體路徑系數見圖2。

圖2 最終模型的路徑系數圖

采用偏差校正的Bootstrap 法進一步檢驗中介效應，結果顯示（見表2），各中介效應的95%置信區間均不包含0，說明中介效應均顯著。即學業自我效能感分別通過學習動機、心流體驗的中介作用預測在線學習投入，中介效應值分別為0.22 和0.25，假設H2 和H3 得到支持；學習動機與心流體驗在學業自我效能感與在線學習投入之間起鏈式中介作用，中介效應值為0.19，假設H4 得到支持。

表2 模型各路徑系數的Bootstrap 結果

4 討論

4.1 學業自我效能感與在線學習投入的關系

本研究發現，MOOC 學習者學業自我效能感對在線學習投入具有顯著正向預測作用，即當學習者有較高的學業自我效能感時，其在線學習投入程度也愈高。此結果證實了研究假設H1，與已有研究結果一致（Bates & Khasawneh, 2007）。學業自我效能感作為學習投入的重要近端影響因素，會影響在線學習者在面對學習任務或遇到學習困難時的學習態度與學習行為。高自我效能感的在線學習者，更愿意將在線學習任務或學習困難視為挑戰，并積極迎接挑戰，從而更能積極有效地投入到在線課程學習中去（Bates & Khasawneh, 2007）。

4.2 學習動機的中介作用

本研究發現，學業自我效能感通過學習動機間接影響在線學習投入，證實了假設H2，與Cetin-Dindar（2016）的研究結果相似，但與Kennedy（2010）的研究結果不一致。Kennedy 的研究是針對中學生的閱讀寫作學習投入，一般來說，閱讀寫作對大多數人來說有一定難度，它的提高需要長期持續的培養，在這一過程中有了更高的學習動機才能持續不斷地有效激發學習者的學業自我效能感，從而促進閱讀寫作的高學習投入度。本研究是針對通識類在線課程的學習，對大多數學習者而言，這類課程的學習難度不大。已有在線學習研究表明，具有高自我效能感的學習者更傾向于相信自己會取得成功，學習動機更高，面對困難任務時會付出更多的努力（Park &Yun, 2018）。這提示，不同課程的教學要根據具體的學科特征開展教學。對于閱讀寫作這類需要長時間積累的課程，持續激發學習動機更有利于學習者通過學業自我效能感促進學習投入。對于通識類在線課程，學業自我效能感越好，學習動機越高，更有利于學習投入的提升。

4.3 心流體驗的中介作用

本研究結果發現心流體驗在學業自我效能感與在線學習投入的中介作用顯著，假設H3 被證實，這與前人的研究結果吻合（Mesurado et al.,2016）。Mesurado 等的研究指出，當學生認為自己在學習上是有能力的，就更易產生心流體驗，并更多地參與學習活動。按照心流體驗理論，自我效能感是重要的心流前兆，高自我效能感者更容易出現心流體驗，而高心流體驗有利于促進學習投入（?zhan & Kocadere, 2020）。因此，在線學習過程中，當學習者具有高自我效能感這一心流前兆，就更容易形成愉悅的心流體驗，對在線學習中的學習投入產生積極與正面的影響（Ho & Kuo,2010），更愿意繼續堅持學習在線課程，從而保證在線課程的完課率。

4.4 學習動機和心流體驗的鏈式中介作用

學習動機、心流體驗在學業自我效能感與在線學習投入之間的鏈式中介作用顯著，此結果證實了假設H4。按照動機與投入之輪理論模型，自我效能感和學習動機能激發學習的堅持性，從而促進學習投入。心流理論強調，在學習活動中，專注、愉悅和興趣都對心流體驗有重要影響（Shernoff, Csikszentmihalyi, Shneider, & Shernoff,2003）。興趣是動機的主要因素，是現有認知結構對刺激做出的正面反應，它能激發和保持學習者的好奇心（張妮, 張屹, 張魁元, 2008），從而對心流體驗產生積極促進作用。

雖然，動機與投入之輪理論模型并沒有明確自我效能感和學習動機之間的關系。但動機期望價值理論認為學習動機作為動力因子對個體行為具有積極的促進作用（Wigfield & Eccles, 2000）。在線學習情景中，學業自我效能感高的學習者有更高的能力信念以及獲取成功的期望（Cetin-Dindar,2016），能促使在線學習者形成更高的學習動機，使得學習者愿意投入更多的時間與精力到學習任務中，學習投入感高。相反，學業自我效能感不高的學習者，當遇到學習困難時會懷疑自我的能力，出現倦怠等不良情緒（Maricutoiu & Sulea,2019），以至于降低學習動機而不愿堅持學習，長此以往，在線學習者會減少學習投入，甚至出現退課的現象。因此，本研究支持并進一步拓展了動機與投入之輪理論模型，即作為適應認知的學業自我效能感能正向預測同樣作為適應認知的學習動機，學習動機能正向預測心流體驗，進而對在線學習投入產生積極正面的影響。

本研究也存在一些不足。一方面，本研究屬于橫斷性研究，無法得出變量間明確的因果關系，學業自我效能感與學習動機之間的因果關系還有待以后通過縱向追蹤研究或實驗研究予以明確。另一方面，學習動機根據不同劃分標準可以分為不同類型，本研究基于整體的視角探討學習動機的整體情況，未來可以根據不同類型的學習動機進行更細致的研究。

5 結論

（1）學業自我效能感對在線學習投入具有正向預測作用；（2）學習動機和心流體驗在學業自我效能感和在線學習投入之間起部分中介作用；（3）學習動機、心流體驗在學業自我效能感和在線學習投入之間起鏈式中介作用。