陶曙紅 龍成志 郭麗冰 陳艷芬 沈志濱

（1廣東藥科大學(xué)中藥學(xué)院，廣州 510006；2廣東金融學(xué)院工商管理學(xué)院，廣州 510310）

1 引言

自主學(xué)習(xí)是指學(xué)習(xí)者自覺(jué)確定目標(biāo)、選擇方法、監(jiān)控進(jìn)程以及評(píng)價(jià)結(jié)果的行為和過(guò)程 （Nuttall et al.，2015；Zimmerman，2000；龐維國(guó)，2003）。 無(wú)論人本主義還是建構(gòu)主義學(xué)者，都高度重視自主學(xué)習(xí)，將自主學(xué)習(xí)策略視為學(xué)習(xí)績(jī)效的核心前因變量（Zimmerman，2000；顧世明，2013；劉向紅，2010；龍成志等，2017）。但是，單獨(dú)的自主學(xué)習(xí)策略能否準(zhǔn)確預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)績(jī)效卻備受質(zhì)疑。一些學(xué)者傾向于將學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和自主學(xué)習(xí)策略同時(shí)納入學(xué)習(xí)績(jī)效解釋變量的范疇。他們認(rèn)為，除自主學(xué)習(xí)策略之外，積極的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)不可或缺，因?yàn)樗鼮樽灾鲗W(xué)習(xí)策略的選擇與執(zhí)行提供動(dòng)力機(jī)制（Pintrich，2003；顧世明，2013；龐維國(guó)，2003）。Biggs（1987）等甚至提出，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與自主學(xué)習(xí)策略的結(jié)合才是學(xué)習(xí)績(jī)效達(dá)成的關(guān)鍵性路徑，還有學(xué)者將積極的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)視為自主學(xué)習(xí)不可或缺的構(gòu)件（Jang et al.，2016；Rose et al.，1996）。

除學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)之外，研究者還發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者人格特質(zhì)與社會(huì)認(rèn)知因素會(huì)對(duì)自主學(xué)習(xí)策略的采用及績(jī)效實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生影響（Bandura，1982；Pajares et al.，2002）。Bandura（1982，1989）因此提出自我效能感的概念并提出了社會(huì)學(xué)習(xí)理論。自我效能感是指人們對(duì)實(shí)現(xiàn)特定行為目標(biāo)所需能力的信心、信念與主觀感受。自我效能感與人格特征有關(guān)，同時(shí)受環(huán)境影響，是學(xué)習(xí)者對(duì)自我、環(huán)境與行為的交互性認(rèn)知。該理論核心觀點(diǎn)是：自我效能感會(huì)為行為主體提供行為具化的目的動(dòng)機(jī)，推動(dòng)特定行動(dòng)，使人們更加堅(jiān)韌，從而促成績(jī)效目標(biāo)達(dá)成。Bandura（1989）甚至將自我效能感視為人類(lèi)行為核心心理機(jī)制，該機(jī)制在醫(yī)療、教育、創(chuàng)業(yè)等領(lǐng)域得到驗(yàn)證（Cardon和Kirk，2015）。在學(xué)習(xí)行為研究中，Mccormick ＆ Mcpherson（2016）、Niehaus等（2015）和 Vayre 等（2017）證實(shí)了自我效能感對(duì)出勤率、專(zhuān)業(yè)課程成績(jī)及學(xué)習(xí)績(jī)效的預(yù)測(cè)解釋能力。

自我效能感對(duì)行為主體的行為影響及績(jī)效達(dá)成存在兩種闡釋?zhuān)?“效能提供動(dòng)機(jī)，動(dòng)機(jī)推動(dòng)行為”（Bandura，1989；Dogan，2015；Ozlem，2013）和 “效能決定資源分配，資源分配決定績(jī)效”（Vancouver，More，＆ Yoder，2008）。很顯然，自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)行為的影響是一種有別于傳統(tǒng)意義上的心理機(jī)制。當(dāng)我們同時(shí)將自我效能感和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)納入理論框架的時(shí)候，沖突隨之而來(lái)。我們注意到，學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)千差萬(wàn)別，并有不同層級(jí) （Pintrich，2003；Biggs，1987；龍成志等，2016）。如有學(xué)生期待通過(guò)學(xué)習(xí)改變命運(yùn)甚至成就自我，也有學(xué)生期待取得好成績(jī)以提升就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，還有學(xué)生可能是“60分主義者”。這些學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)并不相同，但他們可能具有相同程度的自我效能感，學(xué)習(xí)行為也會(huì)存在顯著性差異。因此，自我效能感和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)行為的影響還需深入研究。

迄今，已有學(xué)者開(kāi)始探索自我效能感和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)行為的共同作用機(jī)制（石雷山等，2017）。比如，Niehaus等（2015）以拉美 6～8年級(jí)學(xué)生為研究對(duì)象，研究了自我效能感、內(nèi)在動(dòng)機(jī)與學(xué)習(xí)績(jī)效的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)內(nèi)在動(dòng)機(jī)與綜合性學(xué)習(xí)績(jī)點(diǎn)（GPA）正向關(guān)聯(lián)，自我效能感則可以預(yù)測(cè)學(xué)生出勤率和數(shù)學(xué)成績(jī)。也就是說(shuō)，內(nèi)在動(dòng)機(jī)影響綜合性績(jī)效，而自我效能感則影響具體學(xué)習(xí)行為及課程成績(jī)。Skaalvik等（2015）在丹麥的研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)績(jī)效的影響是通過(guò)自我效能感的中介作用來(lái)完成的。Dybowski等（2017）基于德國(guó)漢堡大學(xué)醫(yī)科教育的研究發(fā)現(xiàn)，教師教學(xué)動(dòng)機(jī)不能直接預(yù)測(cè)教學(xué)績(jī)效，教師自我效能感以及對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)能力的積極判斷才能預(yù)測(cè)績(jī)效。雖然相關(guān)研究不少，但自我效能感與學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的協(xié)同機(jī)制還沒(méi)能得到充分揭示。例如，對(duì)于自主學(xué)習(xí)行為來(lái)說(shuō)，不同動(dòng)機(jī)狀態(tài)下，自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)者自主學(xué)習(xí)策略的采用及其績(jī)效影響是否存在差異？本研究循此展開(kāi)。

回顧自主學(xué)習(xí)的研究文獻(xiàn)，相當(dāng)多學(xué)者將自主學(xué)習(xí)視為一種能力 （Dickinson，1995；Holec，1987；龐維國(guó)，2002）。與其將自主學(xué)習(xí)視為一種能力，還不如將學(xué)習(xí)能力視為自主學(xué)習(xí)行為的前提條件。龍成志等（2016）基于廣東1156名大學(xué)生的分層研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前大學(xué)生群體自主學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)較為積極（得分超過(guò)4.00分），但自主學(xué)習(xí)行為偏低（僅 3.02分），他們認(rèn)為原因在于自主學(xué)習(xí)能力的不足。依據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論（Bandura，1989），學(xué)習(xí)者對(duì)自身學(xué)習(xí)能力的感知，即自我效能感，比客觀事實(shí)更加重要。學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過(guò)程中基于自身能力的正面判斷更能推動(dòng)其采取學(xué)習(xí)行動(dòng)或者安排相應(yīng)學(xué)習(xí)資源，反之亦然。結(jié)合此前Mccormick 和 Mcpherson（2016）、Niehaus等（2015）和Vayre等（2017）等學(xué)者對(duì)自我效能感是積極學(xué)習(xí)行為及學(xué)習(xí)績(jī)效前因變量的研究，我們提出自我效能感是推動(dòng)學(xué)習(xí)者采取自主學(xué)習(xí)策略及學(xué)習(xí)績(jī)效達(dá)成的前因變量，此為本研究主效應(yīng)理論假設(shè)。

自我決定理論 （Self-Determination Theory，SDT）（Ryan＆ Deci，2000）認(rèn)為，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)內(nèi)在性越高，學(xué)習(xí)者為達(dá)成目標(biāo)的學(xué)習(xí)承諾越高，最終學(xué)習(xí)績(jī)效也越積極。注意到動(dòng)機(jī)的動(dòng)態(tài)性、多元化、情境依賴(lài)性等特性，Linnenbrink和Printrich（2002）提出不同動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)行為的影響存在差異。如，外在動(dòng)機(jī)對(duì)普通學(xué)習(xí)行為有一定促進(jìn)，但對(duì)創(chuàng)造性學(xué)習(xí)幾乎沒(méi)有作用。因此，在將學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)納入上述主效應(yīng)模型時(shí)，本研究將學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)聚焦到成就動(dòng)機(jī)，并把成就動(dòng)機(jī)作為調(diào)節(jié)變量納入其中，構(gòu)建本研究框架 （圖1）。理由有二：（1）動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)行為的影響往往并不直接。其作用機(jī)制類(lèi)似于“催化劑”，它推動(dòng)其它因素（如好老師、自我效能感等）對(duì)學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生影響，從而起到增強(qiáng)與促進(jìn)特定行為的效果 （Sternberg＆Williams，1993）。 （2） 成就動(dòng)機(jī)屬深層的內(nèi)在動(dòng)機(jī)（Linnenbrink ＆ Printrich，2002），對(duì)學(xué)習(xí)行為的影響具有多層次性，成就動(dòng)機(jī)可能影響學(xué)習(xí)者的自我效能判斷（Dybowski et al.，2017），也可能影響自主學(xué)習(xí)策略的采取可能性（Niehaus et al.，2015）。

2 方法

2.1 被試

采用典型樣本分層抽樣方法。以廣東三所不同類(lèi)型（雙一流高校、省屬一本與二本院校）高校為分層基點(diǎn)，選擇評(píng)教靠前的教師在課間發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，要求受試者選擇一門(mén)剛剛結(jié)束的專(zhuān)業(yè)必修課為對(duì)象來(lái)填寫(xiě)。調(diào)查時(shí)在專(zhuān)業(yè)、年級(jí)等方面進(jìn)行平衡性控制，確保樣本的有效覆蓋。由于大四學(xué)生實(shí)習(xí)情況較多，課程穩(wěn)定性不夠，為減少意外因素對(duì)研究的影響，我們剔除了大四學(xué)生。每所高校抽取大學(xué)生240名，共獲調(diào)查問(wèn)卷720份，刪除填寫(xiě)不全或連續(xù)五個(gè)題項(xiàng)答案相同者，得有效問(wèn)卷597份。其中，男生268人，女生329人；大一152人，大二186人，大三259人；專(zhuān)業(yè)涉經(jīng)濟(jì)學(xué)、法學(xué)、理學(xué)、工學(xué)、農(nóng)學(xué)、醫(yī)學(xué)、管理學(xué)等。

2.2 測(cè)量

量表形成經(jīng)兩個(gè)步驟：選擇學(xué)術(shù)應(yīng)用較多的量表結(jié)合中國(guó)情境進(jìn)行修正；基于課題組依托的高校抽取300名大學(xué)生進(jìn)行預(yù)測(cè)試，對(duì)量表進(jìn)行測(cè)項(xiàng)分析和純化。純化標(biāo)準(zhǔn)有三：比較各分項(xiàng)量表總計(jì)得分27%的高分組和低分組，鑒別度指標(biāo)需大于3.00（吳明隆，2010）；分析測(cè)項(xiàng)與分項(xiàng)目量表總分之間相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)要高于0.40（溫忠麟，黃彬彬，湯丹丹，2018）；檢測(cè)測(cè)項(xiàng)同質(zhì)性，共同度需大于 0.40，因素荷載需大于 0.50（Churchill，1979）。

2.2.1 成就動(dòng)機(jī)量表

Biggs（1987）基于學(xué)習(xí)過(guò)程（SPQ）開(kāi)發(fā)了學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表，把學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)區(qū)分為淺層動(dòng)機(jī)、深層動(dòng)機(jī)和成就動(dòng)機(jī)等不同成分。鑒于該量表被大量引用，本研究采用Biggs（1987）的成就動(dòng)機(jī)量表，題項(xiàng)則基于中國(guó)情境適度修正（如，將擔(dān)心學(xué)習(xí)績(jī)效不佳的測(cè)項(xiàng)改為害怕掛科等）。計(jì)分采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，1表示受試者完全不同意測(cè)項(xiàng)陳述，5則表示完全同意。經(jīng)過(guò)測(cè)項(xiàng)分析與純化之后成就動(dòng)機(jī)測(cè)項(xiàng)數(shù)為6項(xiàng)。本次測(cè)量 Cronbach’s α 系數(shù)達(dá)到 0.89。

2.2.2 自主學(xué)習(xí)策略量表

在Biggs（1987）的SPQ量表中包含大量學(xué)習(xí)策略與行為項(xiàng)目，龍成志等（2017）將它們合并起來(lái)進(jìn)行因素分析，發(fā)現(xiàn)這些測(cè)量項(xiàng)目存在三類(lèi)因子：被動(dòng)拖延的消極學(xué)習(xí)、接受安排的機(jī)械學(xué)習(xí)和自我管理的自主學(xué)習(xí)。三類(lèi)因子都可完成對(duì)學(xué)習(xí)者自主學(xué)習(xí)策略的測(cè)試，不同點(diǎn)在于前兩者是從學(xué)習(xí)者自主程度的反面來(lái)完成。因此，本研究只選擇第三個(gè)因子，即從Biggs（1987）量表中反映學(xué)習(xí)者自主程度的正向測(cè)項(xiàng)來(lái)完成自主學(xué)習(xí)策略的測(cè)量，測(cè)量計(jì)分方法同上。測(cè)項(xiàng)數(shù)目為5項(xiàng)，本次測(cè)量Cronbach’s α系數(shù)達(dá)到 0.91。

2.2.3 自我效能感量表

自我效能感量表在Chen，Gully和Eden（2001）一般自我效能感量表基礎(chǔ)上編制而成。該量表包括15道題，要求學(xué)生根據(jù)實(shí)際情況對(duì)題目描述的內(nèi)容從1（完全不符合）到5（非常符合）進(jìn)行等級(jí)評(píng)定，得分越高表明學(xué)習(xí)者對(duì)自己的學(xué)習(xí)能力越自信，自我效能感水平越高。需要說(shuō)明的是，基于預(yù)測(cè)試樣本，本研究對(duì)該量表進(jìn)行測(cè)項(xiàng)分析，純化后得到 9 個(gè)測(cè)量項(xiàng)目，量表 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.93。

2.2.4 學(xué)習(xí)績(jī)效量表

Gibson和Dembo（1984）的教師效能量表對(duì)教學(xué)績(jī)效進(jìn)行了完整測(cè)評(píng)，依據(jù)研究目標(biāo)，本研究選擇其中能夠體現(xiàn)學(xué)生學(xué)習(xí)績(jī)效的題項(xiàng)組成測(cè)量量表，結(jié)合中國(guó)情境對(duì)相關(guān)題項(xiàng)進(jìn)行了修正。經(jīng)測(cè)項(xiàng)分析和純化之后，測(cè)項(xiàng)數(shù)目為10項(xiàng)，進(jìn)行因素分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)績(jī)效體現(xiàn)在兩個(gè)方面，其一為知識(shí)掌握，另一為能力提升。 整體量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

2.2.5 其它調(diào)查測(cè)項(xiàng)與問(wèn)卷

學(xué)習(xí)績(jī)效影響因素較多 （賈斌，徐恩芹，張景生，2013）。因此，調(diào)查問(wèn)卷中增加了一些環(huán)境變量（如授課老師的有趣程度）、學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)特征變量（如對(duì)目前專(zhuān)業(yè)的喜歡程度，學(xué)習(xí)渠道多樣性等）以及受試者人口統(tǒng)計(jì)特征等題項(xiàng)。參照溫忠麟等（2018）建議，本研究將這些變量作為控制變量處理。

2.3 測(cè)量質(zhì)量檢驗(yàn)、共同方法偏差與多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

如前述，各測(cè)量量表測(cè)項(xiàng)信度大于0.70，表明數(shù)據(jù)一致性程度較高；由于本研究采用的量表大都來(lái)自于權(quán)威學(xué)者開(kāi)發(fā)并廣泛采用的量表，因此其內(nèi)容效度值得信任。同時(shí)，我們通過(guò)SPSS分析工具進(jìn)行了驗(yàn)證性因素分析，各量表測(cè)項(xiàng)組合信度均大于0.70且平均變異抽取值大于0.60，表明量表有較好的適切性和結(jié)構(gòu)效度。

由于研究數(shù)據(jù)來(lái)自于受試者自我匯報(bào)，可能存在共同方法偏差，本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)法（周浩，龍立榮，2004），將所有測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行主成分分析。結(jié)果顯示，特征值大于1的因子共有12個(gè)，第一個(gè)因子解釋的變異量?jī)H為11.53%，小于40%。此外，我們采用“中心換位法”依照因子得分加權(quán)得到數(shù)據(jù)進(jìn)行學(xué)習(xí)績(jī)效對(duì)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、自主學(xué)習(xí)策略的回歸分析，各解釋變量的方差膨脹系數(shù)（VIF）大部分低于 2.00，全部在 1.00～5.00 之間 （溫忠麟等，2018）。因此，本研究共同方法偏差和多重共線(xiàn)性在可接受范圍之內(nèi)。

3 分析與結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了本研究所涉關(guān)鍵變量 （性別等控制變量未列入）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果。結(jié)果顯示，與綜合績(jī)效相關(guān)的變量依次是自主學(xué)習(xí)策略、成就動(dòng)機(jī)、教師、專(zhuān)業(yè)熱愛(ài)程度、自我效能感。其中，自我效能感與綜合績(jī)效相關(guān)度為 0.34（p＜0.001），自我效能感與自主學(xué)習(xí)策略的相關(guān)度為 0.22 （p＜0.01），且自主學(xué)習(xí)策略與綜合績(jī)效的相關(guān)度達(dá)到0.67（p＜0.001），這些結(jié)果與自我效能通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略影響學(xué)習(xí)績(jī)效的主效應(yīng)吻合。而且成就動(dòng)機(jī)與自我效能感的相關(guān)系數(shù)達(dá)到 0.40（p＜0.01），表明兩個(gè)心理變量之間存在特定關(guān)聯(lián)。

3.2 自我效能通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略影響學(xué)習(xí)績(jī)效的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

鑒于學(xué)習(xí)績(jī)效影響因素眾多，并且學(xué)術(shù)界對(duì)自主學(xué)習(xí)策略在績(jī)效實(shí)現(xiàn)中的作用存在不同主張 （龍成志等，2017），因此有必要對(duì)本研究提出的自我效能感通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略對(duì)學(xué)習(xí)績(jī)效產(chǎn)生影響的中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)溫忠麟等（2005）提出的中介作用檢驗(yàn)方法，我們將性別、專(zhuān)業(yè)、年級(jí)、專(zhuān)業(yè)熱愛(ài)程度、教師有趣程度等列為控制變量，分別以知識(shí)獲得與技能提升作為績(jī)效變量，對(duì)自變量 （自我效能感）與中介變量（自主學(xué)習(xí)策略）及因變量（學(xué)習(xí)績(jī)效）的各路徑進(jìn)行回歸分析（如圖2、圖3）。首先，我們將課程知識(shí)掌握情況（知識(shí)績(jī)效）作為因變量：（1）檢驗(yàn)自我效能感對(duì)知識(shí)績(jī)效的影響；（2）檢驗(yàn)自我效能感對(duì)自主學(xué)習(xí)策略的影響；（3）檢驗(yàn)自主學(xué)習(xí)策略對(duì)知識(shí)績(jī)效的影響；（4）以自我效能感和自主學(xué)習(xí)策略為自變量，知識(shí)績(jī)效為因變量，進(jìn)行回歸分析。表2的回歸分析顯示，每一次回歸擬合均通過(guò)F檢驗(yàn)顯著性檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)意義，并且各路徑系數(shù)達(dá)到顯著性水平（p＜0.01 或 0.05）。 接下來(lái)，我們以能力績(jī)效（應(yīng)用知識(shí)解決問(wèn)題的能力提升情況）為因變量進(jìn)行了四步驟回歸分析（如表3），各回歸模型具有統(tǒng)計(jì)意義 （F檢驗(yàn)達(dá)到顯著性水平），并且各路徑系數(shù)也通過(guò)顯著性檢驗(yàn) （p＜0.01或0.05）?；诒?、表3的回歸分析，自我效能感通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略影響學(xué)習(xí)績(jī)效的中介效應(yīng)模型得到驗(yàn)證。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與相關(guān)分析

表2 自我效能感通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略影響知識(shí)績(jī)效的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n＝597）

表3 自我效能感通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略影響能力績(jī)效的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n＝597）

鑒于 Zhao，Lynch 和 Chen（2010）指出分步驟回歸分析的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法存在缺點(diǎn)，本研究應(yīng)用 SPSS分析軟件的 PROCESS 插件（Hayes，2013），選擇樣本量5000，在95%置信區(qū)間下采用Bootstrap 方法（Preacher ＆ Hayes，2004）進(jìn)行補(bǔ)充檢驗(yàn)。以知識(shí)績(jī)效和能力績(jī)效為因變量，中介檢驗(yàn)結(jié)果沒(méi)有包含 0（LLCI＝0.11，ULCI＝0.26），自主學(xué)習(xí)策略的中介效應(yīng)為 0.18（p＜0.01），而自我效能感的直接效應(yīng)為 0.23（p＜0.01）。 以能力績(jī)效為因變量，中介檢驗(yàn)結(jié)果也沒(méi)有包含 0（LLCI＝0.12，ULCI＝0.28），中介效應(yīng)為 0.20（p＜0.01），直接效應(yīng)為 0.30（p＜0.01）。因此，自我效能感通過(guò)自主學(xué)習(xí)策略影響學(xué)習(xí)績(jī)效的中介效應(yīng)得到驗(yàn)證。

3.3 成就動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

借鑒葉寶娟和溫忠麟（2013）的方法，需要通過(guò)三個(gè)步驟進(jìn)行有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)。第一步，控制性別等變量，以自我效能感和成就動(dòng)機(jī)為自變量，學(xué)習(xí)績(jī)效（知識(shí)績(jī)效和能力績(jī)效的加權(quán)平均值）為因變量進(jìn)行回歸擬合，M1 成立 （F 值＝32.07，p＜0.01），自我效能感（X）×成就動(dòng)機(jī)（C）與學(xué)習(xí)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為-0.70（p＜0.01）。第二步，檢驗(yàn)成就動(dòng)機(jī)與自我效能感對(duì)自主學(xué)習(xí)策略作用的交互性 （M2），結(jié)果顯示，M2 成立（F 值＝22.37，p＜0.01），成就動(dòng)機(jī)和自我效能感均可對(duì)自主學(xué)習(xí)策略產(chǎn)生影響，X×C系數(shù)也達(dá)到了顯著性水平（-0.31，p＝0.03＜0.05）。第三步，將自我效能感、自主學(xué)習(xí)策略和成就動(dòng)機(jī)作為自變量并驗(yàn)證自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)。M3回歸分析結(jié)果顯示，F(xiàn) 值＝76.58 （p＜0.01），但自我效能感負(fù)向調(diào)節(jié)成就動(dòng)機(jī)的績(jī)效影響，r （X×C）＝-0.54 （p＝0.01＜0.05）。綜上，有中介的調(diào)節(jié)模型得到驗(yàn)證。

表4 成就動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析（n＝597）

4 討論

4.1 自我效能感對(duì)自主學(xué)習(xí)績(jī)效的影響

基于社會(huì)認(rèn)知理論（Bandura，1989），本研究系統(tǒng)探索了自我效能感在自主學(xué)習(xí)行為中對(duì)學(xué)習(xí)績(jī)效的影響。通過(guò)597名廣東大學(xué)生的實(shí)證樣本，我們確認(rèn)了自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)績(jī)效的影響。如圖2，自我效能感對(duì)知識(shí)績(jī)效的影響系數(shù)達(dá)到0.40，直接效應(yīng)為0.25，間接效應(yīng)為 0.15（0.28×0.55）。 據(jù)圖 3 測(cè)算，自我效能感對(duì)能力績(jī)效的影響系數(shù)也達(dá)到0.37。之所以自我效能感的影響系數(shù)達(dá)到這么高的水平，合理的解釋是，與成就動(dòng)機(jī)潛藏于行為人意識(shí)“冰山”底層因此對(duì)行為影響有一定的邏輯距離不同，自我效能感會(huì)淺層一些，可以清楚準(zhǔn)確地給與行為主體具體的目標(biāo)指向，對(duì)自主策略選擇等指向性清楚的行為影響就會(huì)直接而有力量。這樣的邏輯解釋與Skaalvik等（2015）的研究形成呼應(yīng)，他們的研究顯示，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在推動(dòng)學(xué)習(xí)者積極主動(dòng)的學(xué)習(xí)行為甚至績(jī)效實(shí)現(xiàn)的時(shí)候，是通過(guò)自我效能感來(lái)完成的?？梢哉f(shuō)，本研究進(jìn)一步揭示了學(xué)習(xí)行為的內(nèi)在心理機(jī)制，與成就動(dòng)機(jī)等內(nèi)在動(dòng)機(jī)不同，自我效能感對(duì)推動(dòng)自主學(xué)習(xí)策略的采用等行為是學(xué)習(xí)者近端驅(qū)動(dòng)源。

4.2 自主學(xué)習(xí)策略的中介作用

一直以來(lái)，自主學(xué)習(xí)策略被各類(lèi)研究者高度重視，被視為學(xué)習(xí)績(jī)效取得的核心前因變量（Pintrich，2003；Zimmerman，2000；龐維國(guó)，2003）。 本研究則在自主學(xué)習(xí)策略影響學(xué)習(xí)績(jī)效的框架之內(nèi)，納入自我效能感等心理變量去探索它們的相互關(guān)系。從理論演繹上，本研究確認(rèn)了自主學(xué)習(xí)策略是自我效能感達(dá)成績(jī)效的中介變量，因?yàn)樽晕倚芨斜举|(zhì)上是對(duì)學(xué)習(xí)者自身學(xué)習(xí)能力的積極評(píng)價(jià)和自信，而自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)者的驅(qū)動(dòng)結(jié)果就是自主能力的應(yīng)用，即在學(xué)習(xí)過(guò)程中采取自主學(xué)習(xí)的策略，并選擇自我設(shè)定目標(biāo)、組織資源、選擇手段與績(jī)效評(píng)價(jià)等等。同時(shí)，我們?cè)诶碚撗堇[基礎(chǔ)上提出的中介模型得到了實(shí)證的檢驗(yàn)，不管納入成就動(dòng)機(jī)與否，自主學(xué)習(xí)策略的中介作用都是顯著的。這樣的研究結(jié)果進(jìn)一步明確了自主學(xué)習(xí)策略在學(xué)習(xí)績(jī)效達(dá)成中的關(guān)鍵性作用。即自主學(xué)習(xí)策略能夠解釋和預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)績(jī)效，如果和自我效能感等變量結(jié)合在一起，其解釋預(yù)測(cè)能力將更為穩(wěn)定。這樣的觀點(diǎn)與龍成志等（2016）的觀點(diǎn)是一致的，即自主學(xué)習(xí)是一種策略行為，更是整體性的事件。

4.3 成就動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)作用

依據(jù)前述實(shí)證分析結(jié)果，在不考慮自主學(xué)習(xí)策略的調(diào)節(jié)模型中，成就動(dòng)機(jī)對(duì)自我效能感績(jī)效提升的調(diào)節(jié)效應(yīng)達(dá)到-0.70（p＜0.01），而在納入自主學(xué)習(xí)策略之后的調(diào)節(jié)模型擬合中，成就動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)依然達(dá)到-0.54（p＜0.01）。 研究結(jié)果意味著，在低成就動(dòng)機(jī)的狀態(tài)下，自我效能感更能推動(dòng)自主學(xué)習(xí)策略的采用及促成最終學(xué)習(xí)績(jī)效的達(dá)成，反之亦然?？赡艿慕忉屖牵海?）由于其深層屬性，成就動(dòng)機(jī)影響學(xué)習(xí)者行為穩(wěn)定而深入。高成就動(dòng)機(jī)狀態(tài)下，學(xué)習(xí)者可能已經(jīng)形成自主學(xué)習(xí)習(xí)慣，因而自主學(xué)習(xí)策略的采用成為常態(tài)，因?yàn)樽晕倚芨凶兓鴰?lái)的自主學(xué)習(xí)的不穩(wěn)定性就會(huì)降低。（2）成就動(dòng)機(jī)不高的情景下，學(xué)習(xí)者的目標(biāo)導(dǎo)向傾向于淺層化，良好的自我效能感可讓學(xué)習(xí)者感到唾手可得，學(xué)習(xí)者達(dá)成淺層目標(biāo)的難度就會(huì)被降低，自主學(xué)習(xí)策略采用的幾率就會(huì)大大提高。結(jié)合上述分析推論：自我效能感是近端心理機(jī)制，成就動(dòng)機(jī)是遠(yuǎn)端機(jī)制，近端機(jī)制直接有效，但是，當(dāng)近端機(jī)制運(yùn)行不佳時(shí)，遠(yuǎn)端機(jī)制會(huì)進(jìn)行糾正與補(bǔ)充。

5 結(jié)論

綜上，本研究得出如下結(jié)論：（1）成就動(dòng)機(jī)和自我效能感在影響自主學(xué)習(xí)的過(guò)程中，自我效能感是近端心理機(jī)制，是前因變量，可直接促成學(xué)習(xí)者對(duì)自主學(xué)習(xí)策略的選擇，而成就動(dòng)機(jī)是深層影響力量，屬于遠(yuǎn)端機(jī)制，可調(diào)節(jié)自我效能感的績(jī)效影響。（2）在高成就動(dòng)機(jī)狀態(tài)下，學(xué)習(xí)者已經(jīng)有較為穩(wěn)定的自主學(xué)習(xí)習(xí)慣，因而自我效能感對(duì)自主學(xué)習(xí)策略的影響偏弱。但是，在低成就動(dòng)機(jī)狀態(tài)下，自我效能感可以穩(wěn)定地對(duì)自主學(xué)習(xí)策略的選擇及績(jī)效實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生影響。（3）自主學(xué)習(xí)策略對(duì)學(xué)習(xí)績(jī)效具有穩(wěn)定高效的預(yù)測(cè)能力，而自主學(xué)習(xí)策略的動(dòng)力來(lái)源可以是自我效能感，也可以是成就動(dòng)機(jī)。當(dāng)然，本研究?jī)H僅局限在自主學(xué)習(xí)行為的范疇，研究樣本也僅為在校大學(xué)生，研究方法也較為傳統(tǒng)，未來(lái)的研究可拓展到探究學(xué)習(xí)等不同學(xué)習(xí)行為和管理、醫(yī)療等其它學(xué)習(xí)領(lǐng)域，并采取實(shí)驗(yàn)研究等方法來(lái)推進(jìn)。