大學生專業認同對自主學習能力的影響研究
——基于學習動機的中介模型

◇江西農業大學人文與公共管理學院 李輝婕 朱玲娟 黃繼超 吳自明

本文基于調研所得數據，采用結構方程模型探索了江西省一流學科創新實驗班大學生專業認同、學習動機與其自主學習能力之間的關系，并深描其影響機理。結果顯示：此次被調查的大學生專業認同對其自主學習能力為積極影響，直接影響效應為0.515，間接影響效應為0.148；在學習動機這一中介變量的作用下，專業認同對自主學習的間接影響系數為0.148，占比22.32%，為促進作用。因此，要提升大學生的自主學習能力，就需從加強專業認同、學習動機這兩個途徑入手，一是重視大學生專業認同的培養，重點增強大學生對于自身專業的認知程度，幫助大學生與專業建立情感；二是加強大學生學習動機的教育，使其作為非智力因素教育的突破口。

1 引言

為推進我國高等教育的發展，國務院在2015年10月發布了《統籌推進世界一流大學和一流學科建設總體方案》這一指導性文件，提出“堅持立德樹人，突出人才培養的核心地位。”習近平總書記則于2016年12月在全國高校思想政治工作會議上指出：“辦好我國高校，辦出世界一流大學，必須牢牢抓住全面提高人才培養能力這個核心點，以及一流大學應立足新時代對卓越人才的需求，深化人才培養改革，提高人才培養能力[1]。”因此如果說本科教育的核心使命在于人才培養，那么一流本科教育的核心使命則在于拔尖創新人才的培養[2]。“創新實驗班”作為創新人才培養模式的重要舉措[3]，學校如何提升其主體的自主學習能力以增強人才培養質量的問題就顯得尤為重要。當前，學習動機（龍成志，劉志梅（2016），孫維（2019））、自我效能感（尚建國，寇金南（2015），刁曉蘭，劉利賢，葉霞（2012））、學習策略（李妍，羅軍，張巍（2015），王利娜，吳勇毅（2017））、慣習與場域（曾東霞，2011）等因素對自主學習能力影響的相關研究已經非常豐富。但是，專業認同對大學生自主學習能力影響的相關研究卻沒有引起足夠的重視，與此相關研究較少。21世紀后的高等教育越來越強調大學生的自我性和主體性，而專業認同作為反映大學生學習積極性及影響大學生未來職業發展的重要因素，其研究的重要性不言而喻。關于專業認同對自主學習能力的影響，已有文獻的研究觀點基本一致，專業認同對自主學習能力的影響為顯著正向關系（陳翠華（2014），寶景春（2018）），但其具體的影響機理尚未有定論。一方面，專業認同對自主學習是存在直接效應還是存在間接效應？抑或是兩者兼有？另一方面，若學習者將自身專業與其看作是同一性的，則認可自身專業的程度就會越高，就越會有積極的動機，進而產生更加主動的行為去努力使其變為杰出者[4]， 這一觀點與自我認同理論的觀點保持了一致[5]，且現有研究也證明了專業認同與學習動機的強聯系（李杰（2019），陳秋珠，徐慧青，鄭美妮（2019），李杰，劉洋，陳麗麗（2014））以及學習動機與自主學習能力的強聯系（龍成志，劉志梅（2016），孫維（2019）），那專業認同是否會通過影響學習動機而對自主學習能力產生影響呢？因此根據自我認同理論的邏輯及已有的相關研究結果，構建本文的理論分析模型，并依據對江西省內四所不同高校的一流學科創新實驗班大學生進行的問卷調查數據，構建計量模型，探求專業認同、學習動機及自主學習能力之間的影響機理，以豐富自我認同理論領域的研究，也為高校提高人才培養的質量提供了一定的參考價值。

2 提出問題

2.1 專業認同與自主學習能力的關系

本文的專業認同依據秦攀博對專業認同的解釋為基礎，分為“專業認知”、“發展前景”、“個人提升”、“繼續深造”及“仍然選擇”，主成分分析法后，將最大載荷值仍然小于0.4的“繼續深造”刪除，最終保留了“專業認知”、“發展前景”、“個人提升”及“仍然選擇”。我國高校教育模式基本以專業教育為主，專業認同是學習的基礎，學生對所學專業認識越深入，情感體驗越積極，其專業學習行為就越自覺，進而就會更加主動地投入學習并樂此不疲[6]。在學習與研究過程中，對所學專業的情感認同使個體獲得心理上的安全與情感愉悅滿足，這種內在的情感上的愉悅與滿足會直接導致積極的行為動機和外顯的行為效果[7]。綜上可見，專業認同對大學生自主學習存在直接影響且可能表現為積極作用，因此提出如下假設：

H1：專業認同會直接影響大學生的自主學習能力，這種影響表現為顯著的積極作用。

2.2 學習動機的中介作用

學習動機一般分為內在學習動機與外在學習動機[8]。自我認同理論為學習動機的中介作用提供了理論支撐，同時專業認同與學習動機作為心理學變量，二者相互影響[9-10]。自我認同理論最早由埃里克森提出，他認為自我的基本功能是建立并保持自我認同感，個體需要與他人存在情感上或者心理上的趨同，這其實就是人的內在需要，在對自身專業達到一個高度認同時，就有了渴望變為杰出者的需要，而因為這個需要的存在，學習者會有更強烈的學習動機，并主動采取積極的措施實現目標，這個邏輯還正好呼應了龐維國對于自主學習的特征描述。自主學習能力一般指美國心理學家齊默爾曼對其下的定義，當學生在元認知、動機和行為三個方面都是一個積極的參與者時，其學習就是自主的[11]。本文的自主學習能力則以龐維國對自主學習特征的闡述為依據，將其分為“學習意識”、“自我規劃”、“自我調控”、“自我評價”與“交流協作”五個維度[12]。大學生的專業認同程度越高，意味著專業匹配程度也越高，則擁有更積極的專業情感，對學習的投入程度也越深，則其學習動機形成的幾率也越高，進而產生學習行為，自主學習能力也隨之提升。學習者意義的來源，是經由學習者的個別化學習過程建構而成的對所學專業的認同態度，而認同作為一種內隱的態度，通過主客體的交互作用，直接決定著學習者的行為動機與效果[9]。另外專業認同程度高者會促使大學生的學習動機的提升，而隨著學習動機的提升，其專業認同程度也在不斷增加，進而形成了一個良性循環，相反專業認同程度較低者其學習動機較低，阻礙了專業認同程度的增加，進而形成了一個惡性循環[13]。綜上可見，專業認同可能會通過影響大學生的學習動機間接地影響大學生的自主學習能力，因此提出如下假設：

H2：專業認同會通過影響大學生的學習動機間接地影響大學生的自主學習能力。

H3：大學生學習動機在專業認同與自主學習能力之間存在中介作用。

本文理論模型見圖1。

圖1 專業認同、學習動機、自主學習能力關系理論模型

3 數據來源及變量設置

3.1 數據來源

本研究通過江西農業大學研究生課題組的自編問卷“江西省一流學科創新實驗班學生自主學習能力及其影響因素調查問卷”獲取最終的調查數據，課題組針對江西省內四所不同高校的一流學科創新實驗班大學生進行了實地問卷調查，共調查26個班級，收集了597份樣本數據，回收有效問卷557份，問卷有效率為93.4%。調查所選取的高校類型涉及綜合高校、師范高校、理工學校和農業學校，分別為南昌大學、江西師范大學、南昌航空大學和江西農業大學。被調查者的專業類別涉及經濟學、管理學、工學、文學等類別，整體來看樣本具有較好的代表性。

3.2 變量設置

根據調研所得數據得到本文的觀測變量與潛變量，本文潛變量分別為自主學習能力、專業認同與學習動機，其中，自主學習能力包含3個觀測變量，分別為“學習意識”、“自我管理”與“交流協作”。“學習動機”包含“渴望知識”、“提高能力”、“取得成就”3個觀測變量。“專業認同”包含“專業認知”、“專業前景”、“愿意深造”、“仍然選擇”4個觀測變量。

4 模型實證分析

4.1 模型擬合檢驗結果

（1）信度分析。

根據本次調研的特點，采用折半信度分析法進行問卷的信度分析。如表1顯示，各個分量表及整體量表的折半信度均>0.7，符合檢驗標準，且無論是整體量表還是分量表，其Alpha值均＞0.75，因此此研究的量表內部一致性均較好，可知此次問卷的信度較好。

表1 信度檢驗表

（2）效度分析。

如表2、表3所示，自主學習能力、學習動機、專業認同之間均具有顯著的相關性（p<0.01），另外相關性系數絕對值均小于0.54，且均小于所對應的AVE的平方根，即說明各個潛變量之間具有一定的相關性，且彼此之間又具有一定的區分度，即說明量表數據的區分效度理想。綜上，可知本文問卷效度較好。

表2 區分效度

（3）模型適配檢驗。

此次結構方程模型的適配度評價及數據擬合程度以溫忠麟的規則為準[14]，中介效應檢驗采用bootstrap法。卡方值為122.88，自由度為32，相對卡方為3.84，一般來說<5模型可被接受；規范擬和指數NFI為0.94，大于0.9，可接受；增值擬合指數IFI為0.92，大于0.9，可接受；非規范擬合指數TLI為0.94，大于0.9，可接受；簡效比較擬合指數PCFI為0.68，大于0.5，可接受；簡效規范擬合指數PNFI為0.67，大于0.5，可接受；近似誤差均方根RMSEA為0.07，小于0.08，可接受。綜上可知此次構建的模型整體擬合良好，適合建模。

4.2 路徑分析與假設回應

（1）測量模型路徑檢驗。

如表3所示，F1為自主學習能力潛變量，F2為專業認同潛變量，F3為學習動機潛變量。各因子均在1%的顯著性水平上通過顯著性水平檢驗。表明不同路徑均存在。

表3 模型擬合結果

（2）模型估計與假設驗證。

依據表3，表4及圖2路徑分析結果，對原假設進行驗證，分析如下。

表4 不同變量對大學生學習動機及自主學習能力的影響效應

圖2 大學生自主學習能力結構方程路徑分析結果

a、專業認同與自主學習能力的關系。

大學生專業認同對其自主學習能力的直接影響系數為0.515，意味著專業認同對自主學習存在直接效應，且為正向的促進影響，驗證原假設H1。大學生專業認同對其自主學習能力的間接影響系數為0.148，意味著專業認同對自主學習存在間接效應，且為正向的影響，驗證原假設H2。

b、學習動機的中介作用。

專業認同對學習動機的影響路徑系數（α=0.418）為正，學習動機對自主學習能力的影響系數（α=0.35）為正，且均在1%的顯著性水平下顯著，因此表明在專業認同→學習動機→自主學習能力這一路徑下，學習動機的中介效應存在，且占比22.32%，為部分中介作用，驗證原假設H3。

5 主要結論與建議

本文以調查問卷所得數據為樣本，通過構建結構方程模型，探討了大學生專業認同、學習動機與其自主學習能力之間的關系，并得出以下結論：

（1）專業認同對自主學習能力存在直接與間接效應。專業認同對大學生自主學習能力的總效應為0.663，為正向促進作用，直接效應為0.515，占比77.68%，間接效應為0.148，占比22.32%。

（2）學習動機在專業認同與自主學習能力之間存在部分中介作用。專業認同對學習動機的影響路徑系數（α=0.418）為正，學習動機對自主學習能力的影響系數（α=0.35）為正，且均在1%的顯著性水平下顯著，因此表明在專業認同→學習動機→自主學習能力這一路徑下，學習動機的中介效應存在，且占比22.32%。

本文已證實專業認同、學習動機及其自主學習能力三者之間緊密的聯系，即專業認同可直接正向影響自主學習能力，也可通過學習動機這一中介變量對自主學習能力產生正向影響，因此為提升大學生的自主學習能力就需從加強專業認同、學習動機這兩個途徑入手。

由此本文提出以下幾點建議：

第一，重視學生專業認同的培養，重點增強學生對于自身專業的認知程度，以及加深其從事與自身專業相關職業的意愿。學校可定期邀請知名專家或優秀畢業生舉行講座介紹本專業的最新研究動態或就業情況，幫助學生樹立積極的專業認知意識，了解專業的培養要求等，用一定的獎勵吸引及鼓勵學生主動參與，例如參加講座達到一定的次數的學生可獲得一定的學分，也可在評定獎學金時作為考核標準之一；班級可定期舉行專業認知班會，為學生提供一個交流及總結反思的平臺，在交流中對專業有更好的理解及熱情；專業課教師可以在專業課中設置專門課時為學生介紹專業研究的最新動態及發展情況，幫助學生能夠及時地跟蹤專業最新動態，專業教師還應以身作則，在教學過程中加深學生對專業的熱愛。

第二，加強學生學習動機的教育，使其作為非智力因素教育的突破口。學習動機作為主觀能動因素，在學生初入校園時，大多數學生的學習動機都呈現積極狀態，因此高等學校應及時讓學生意識到當前大學的學習是與未來自身發展相關的，使學習與自身發展形成同一性，促使其學習動機的產生，提高自身學習的積極性，將先前“要我學”的狀態轉變為“我要學”，提升學生學習的自主性；專業課教師要認識到內部學習動機對自主學習的重要影響，依據內部動機來引導學生自主學習，專業課教師可對課程內容進行改革，使其更具有探索性，激發學生的求知欲及好奇心，保持學生對專業的學習熱情，從而更好地促進學生自主學習。