姜 怡

（華東師范大學(xué)教育學(xué)部教育心理學(xué)系，上海，200062）

一、問題的提出

在我國的教育體系中，高考占有舉足輕重的地位。作為基礎(chǔ)教育與高等教育的橋梁，高考影響著千萬高中學(xué)子的人生軌跡。在高考中取得優(yōu)異的成績，是每一個高中生所追求的理想目標(biāo)；如何提高學(xué)生的學(xué)業(yè)成績，也一直是基礎(chǔ)教育關(guān)注的核心問題。影響學(xué)業(yè)成績的因素眾多，就學(xué)生本身而言，既包括認(rèn)知層面的要素如智力水平，也包括諸多非認(rèn)知層面的要素如學(xué)習(xí)動機和學(xué)業(yè)情緒等。而在所有的非認(rèn)知因素中，學(xué)習(xí)動機被認(rèn)為是最為核心的一個要素（Schunk et al., 2008）。學(xué)習(xí)動機是激發(fā)和維持學(xué)生的行動，并使行動導(dǎo)向某一學(xué)習(xí)目標(biāo)的心理傾向或內(nèi)部驅(qū)力。它能夠影響學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度、學(xué)習(xí)策略的使用、在學(xué)習(xí)過程中的自我調(diào)節(jié)水平以及學(xué)業(yè)成績。良好的學(xué)習(xí)動機能夠幫助學(xué)生維持有效的學(xué)習(xí)行為，并且在遇到挫折時保持良好的心態(tài)以形成良性的學(xué)習(xí)循環(huán)；不良的學(xué)習(xí)動機則很會導(dǎo)致學(xué)生學(xué)習(xí)效率低下，并且形成拖延等回避學(xué)習(xí)的行為進而損害學(xué)業(yè)成績（Schunk et al., 2008）。

學(xué)習(xí)動機是一個多維的復(fù)雜概念（Pintrich, 2003）。教育心理學(xué)領(lǐng)域普遍將學(xué)習(xí)動機概念劃分為五個互相聯(lián)系的概念集合包括能力和效能感認(rèn)知（competence and efficacy beliefs）、歸因和控制認(rèn)知（attribution and control beliefs）、興趣和內(nèi)在動機（interest and intrinsic motivation）、成就價值（achievement value）以及成就目標(biāo)（achievement goals）。根據(jù)不同的研究側(cè)重點，不同的理論框架會選擇性地聚焦于上述五個概念集合中的一個或幾個概念。在眾多關(guān)于學(xué)習(xí)動機的理論中，期望-價值理論（Expectancy-Value Theory，EVT）是近三十年教育心理學(xué)領(lǐng)域最具影響力的理論框架之一（Eccles et al., 1983）。EVT重點關(guān)注學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)價值的相關(guān)認(rèn)知，以及它們?nèi)绾斡绊憣W(xué)生的學(xué)習(xí)行為和學(xué)業(yè)成就。首先，對能力認(rèn)知的分析能夠解釋學(xué)生是否相信自己能夠成功。EVT將能力認(rèn)知定義為學(xué)生對他們是否具備能夠完成學(xué)習(xí)任務(wù)能力的信念（Eccles & Wigfield, 2002），比如學(xué)業(yè)自我概念（Marsh, 2007）。其次，對于價值認(rèn)知的分析能夠解釋學(xué)生是否想學(xué)習(xí)。EVT區(qū)分了四種主要的學(xué)習(xí)價值認(rèn)知包括：興趣價值、有用價值、成就價值和成本認(rèn)知。這四種認(rèn)知的區(qū)別在于，它們是增強還是削弱了學(xué)生對于學(xué)習(xí)整體價值的判斷。興趣價值（認(rèn)為學(xué)習(xí)本身是令人愉悅的）、有用價值（認(rèn)為學(xué)習(xí)能幫助自己實現(xiàn)其他短期或長期目標(biāo)因此是有用的）和成就價值（認(rèn)為在學(xué)習(xí)上取得好成績是對自身的一種肯定）被認(rèn)為具有正效價（positively-valenced），能夠提高學(xué)生對學(xué)習(xí)整體價值的認(rèn)知。相反，成本認(rèn)知（學(xué)習(xí)活動所連帶的一系列負(fù)面因素）被認(rèn)為具有負(fù)效價（negatively-valenced），會削弱學(xué)生對學(xué)習(xí)整體價值的認(rèn)知。

EVT認(rèn)為學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)價值認(rèn)知是決定學(xué)生學(xué)習(xí)和發(fā)展的兩個關(guān)鍵因素。當(dāng)學(xué)生具有較高的學(xué)習(xí)能力認(rèn)知，如學(xué)業(yè)自我概念時，他們會更加努力學(xué)習(xí)，更樂于尋求挑戰(zhàn)，在遇到困難時不會輕易放棄，同時也能取得更好的學(xué)業(yè)成績；而當(dāng)學(xué)生對學(xué)習(xí)具有較高的價值認(rèn)知時，他們則更愿意參與到學(xué)習(xí)活動中，并且在學(xué)習(xí)過程中能夠表現(xiàn)出更多的堅韌性（Eccles & Wigfield, 2020; Wigfield & Eccles.,2000）。在四種學(xué)習(xí)價值認(rèn)知中，學(xué)習(xí)興趣與內(nèi)在動機密切相關(guān)，能夠促進學(xué)生的深度學(xué)習(xí)和學(xué)業(yè)成績（Ainley et al., 2002; Hidi & Renninger, 2006; Ryan & Deci, 2000）。相反，學(xué)習(xí)成本認(rèn)知則是導(dǎo)致學(xué)生形成回避性學(xué)習(xí)動機和損害學(xué)業(yè)成績的關(guān)鍵因素（Jiang et al., 2018; 2020; Perez et al., 2019）。學(xué)生回避學(xué)習(xí)很可能并不是因為缺少學(xué)習(xí)能力或者學(xué)習(xí)興趣，而是因為他們感知到了過高的學(xué)習(xí)成本（Barron &Hulleman, 2015）。成本認(rèn)知也是一個復(fù)合的概念，包括學(xué)習(xí)所需要付出的努力（努力成本）、放棄參與其他活動的機會（機會成本）、與失敗相關(guān)的自我認(rèn)同威脅（自我成本）以及相關(guān)的負(fù)面情緒（情緒成本）等。其中，努力成本被認(rèn)為是影響成本認(rèn)知的最重要因素之一。當(dāng)學(xué)生感知的努力成本過高時，他們會認(rèn)為學(xué)習(xí)所需要付出太多的努力是不值得的，進而影響學(xué)習(xí)投入損害學(xué)業(yè)成績（Eccles & Wigfield,2020; Rosenzweig et al., 2019）。

根據(jù)EVT，學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)價值認(rèn)知之間是相互影響的（Wigfield & Cambria, 2010）。在橫斷研究中，學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知通常存在顯著的相關(guān)（Flake et al., 2015; Gaspard et al.,2015; 2020）。然而，橫斷數(shù)據(jù)無法揭示各變量的發(fā)展軌跡及可能存在互相影響的關(guān)系。在同一時間點測量時高度相關(guān)的變量，在縱向發(fā)展的關(guān)系上可能彼此相對獨立，反之亦然（Preckel et al., 2013）。與此同時，基于EVT的發(fā)展研究表明，青少年學(xué)生的學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)價值認(rèn)知隨著年齡的增長普遍存在下降的趨勢，尤其是在中學(xué)階段（Wigfield, 1994; Wigfield & Eccles, 2000）。從初中到高中的發(fā)展過程中，學(xué)生經(jīng)常會變得對自己的學(xué)習(xí)能力缺乏自信、認(rèn)為學(xué)習(xí)不那么有趣、同時伴隨更高的學(xué)習(xí)成本（Fredricks & Eccles, 2002; Gaspard et al., 2017）。但是，已有的發(fā)展研究大多只是對學(xué)習(xí)能力或價值認(rèn)知的變化水平進行了追蹤和分析，并沒有涉及兩者之間的相互作用。EVT的創(chuàng)立者Eccles和Wigfield（2020）也指出了需要更多的縱向研究來深入了解學(xué)習(xí)能力和價值等相關(guān)認(rèn)知是如何在不同的年齡階段相互作用并影響學(xué)生的學(xué)習(xí)和發(fā)展。

近年來，一些研究開始使用交叉滯后模型（Cross-lagged panel modeling）分析學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)價值認(rèn)知之間的相互影響關(guān)系，并得到了一些有趣的發(fā)現(xiàn)（Arens et al., 2019; Lee & Seo, 2021; Perez et al.,2019）。但總體而言，目前相關(guān)的研究仍存在一定的局限性。首先，絕大多數(shù)的相關(guān)研究集中在分析學(xué)業(yè)自我概念和學(xué)習(xí)興趣價值之間的發(fā)展關(guān)系（Marsh et al., 2005; Spinath & Steinmayr, 2008），較少涉及其他類別的價值認(rèn)知，尤其是學(xué)習(xí)成本認(rèn)知。學(xué)習(xí)成本認(rèn)知作為誘發(fā)回避性動機的關(guān)鍵因素，其如何與學(xué)業(yè)自我概念和學(xué)習(xí)興趣價值在發(fā)展過程中互相影響，是全方位了解學(xué)生學(xué)習(xí)動機發(fā)展模態(tài)的關(guān)鍵。其次，現(xiàn)有的研究大多聚焦于STEM領(lǐng)域（科學(xué)、技術(shù)、工程和數(shù)學(xué)教育），在其他學(xué)科如語言領(lǐng)域的研究相對匱乏。學(xué)習(xí)動機的一個重要特征是領(lǐng)域特殊性（domain specificity），學(xué)生在數(shù)學(xué)和英語等不同學(xué)科領(lǐng)域的學(xué)習(xí)能力和價值的相關(guān)認(rèn)知及其互相之間的關(guān)系可能完全不同（Bong, 2004; Wigfield & Cambria, 2010）。此外，EVT起源于美國，目前通過此理論框架研究學(xué)習(xí)動機的發(fā)展模態(tài)及其對學(xué)業(yè)成績影響的研究主要基于歐美學(xué)生樣本，針對中國青少年學(xué)生的相關(guān)研究資源較為稀缺。最后，由于小學(xué)和初中階段是學(xué)生的學(xué)習(xí)動機形成發(fā)展的階段，同時也是學(xué)習(xí)動機波動變化較為明顯的時期（Wigfield &Eccles, 2002），因此早期的相關(guān)研究多聚焦于中小學(xué)階段的學(xué)生，較少關(guān)注高中階段學(xué)生的動機發(fā)展?fàn)顩r。高中作為基礎(chǔ)教育和高等教育的銜接階段，具有承上啟下的功能，在整個教育體系中處于非常重要的地位。對學(xué)生而言，高中是進入大學(xué)接受更高層級教育的必經(jīng)階段，是青少年學(xué)習(xí)發(fā)展的一個重要節(jié)點，尤其是高二和高三，是中國學(xué)生準(zhǔn)備高考的沖刺階段。厘清該階段高中生學(xué)習(xí)動機的發(fā)展變化模態(tài)，既能夠幫助教師更有針對性地設(shè)計教學(xué)和備考工作，以期達到提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績的目標(biāo)；也能夠為如何培養(yǎng)學(xué)生形成良好的學(xué)習(xí)動機以提高日后長期學(xué)習(xí)發(fā)展的可塑性提供重要的信息，具有十分重要的教育意義。

綜上，本研究采用為期一年的追蹤設(shè)計，同時關(guān)注數(shù)學(xué)和英語兩門基礎(chǔ)學(xué)科，測評學(xué)生從高二到高三期間三個學(xué)期的學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知，使用交叉滯后模型，探索這三個學(xué)習(xí)動機變量之間的動態(tài)變化、相互影響及其對學(xué)業(yè)成績的影響。

二、研究方法

（一）被試

采用方便整群抽樣法選取上饒市一所公立高中的高二年級學(xué)生作為被試，對其進行為期三個學(xué)期的追蹤問卷測查。第一次施測（高二第一學(xué)期，2019年1月）獲得有效問卷626份；第二次施測（高二第二學(xué)期，2019年6月）獲得有效問卷557份；第三次施測（高三第一學(xué)期，2020年1月）獲得有效問卷454份。三次施測共包含被試694名（至少參加一次施測），平均年齡為17.07歲（SD = 0.54歲），其中男孩440名，占63.4%。全部被試中有353人參加了全部三次施測，平均年齡為17.03歲（SD = 0.57歲），其中男孩222名，占62.9%。對所有被試構(gòu)建一個新的指標(biāo)（1 = 三次施測沒有缺失，0 = 三次施測有缺失）進行差異檢驗，卡方檢驗及t檢驗結(jié)果顯示，有缺失的被試與完整參加三次施測的被試在性別（χ2(1) = 0.81,p＞ 0.05）、年齡（χ2(4) = 6.40,p＞ 0.05）、家庭社會經(jīng)濟地位（Socioeconomic Status，SES）各指標(biāo)（χ2s ＜ 8.11,ps ＞ 0.05）以及數(shù)學(xué)和英語的學(xué)業(yè)成績上（ts ＜ 1.87,ps ＞ 0.05）均未發(fā)現(xiàn)顯著差異，表明被試不存在結(jié)構(gòu)化差異。

（二）施測程序

在征得被試本人知情同意后, 以班級為單位進行三次團體施測, 被試在約定的自習(xí)課時間統(tǒng)一參加問卷填寫, 并當(dāng)場收回問卷。三次施測的程序完全一致。每次施測時，每個班級配備一名心理學(xué)專業(yè)研究生作為主試。全體主試均接受了關(guān)于指導(dǎo)語、問卷內(nèi)容、施測過程中職責(zé)和注意事項等的統(tǒng)一培訓(xùn)。施測過程中主試負(fù)責(zé)向被試閱讀指導(dǎo)語（包括說明本次測查的目的，強調(diào)保密原則和獨立作答原則，解釋答案無對錯之分等信息）及對施測過程進行監(jiān)控，確保施測質(zhì)量及處理可能出現(xiàn)的問題。被試完成每次施測的全部問卷約需10分鐘。

（三）研究工具

學(xué)習(xí)動機問卷針對數(shù)學(xué)和英語兩門學(xué)科，各學(xué)科所有問卷量表的內(nèi)容保持一致（學(xué)科名稱除外）。所有問卷量表均采用6點計分，從1“完全不同意”到6“完全同意”?；谕馕奈墨I的問卷量表嚴(yán)格遵循Brislin（1970）建議的問卷翻譯和反向翻譯程序（translation and back-translation）進行了漢化，以確保中文翻譯是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

1. 學(xué)業(yè)自我概念

學(xué)業(yè)自我概念的測量采用Chen（1998）修訂的中文版學(xué)業(yè)自我概念量表。原問卷來自Marsh（1992）編制的自我描述問卷（Self-Description Questionnaire II）。該量表由4道題目組成，測量學(xué)生對自己具體學(xué)科的學(xué)習(xí)能力主觀全面的評價（如“我數(shù)學(xué)/英語成績很好”）。本研究中，學(xué)業(yè)自我概念在兩門學(xué)科三次測量中的Cronbach系數(shù)α在0.87 —0.94之間。

2. 學(xué)習(xí)興趣價值

學(xué)習(xí)興趣價值的測量采用Marsh等人（2005）編制的學(xué)科學(xué)習(xí)興趣量表。量表由4道題目組成，測量學(xué)生對具體學(xué)科的興趣及喜愛程度（如“我覺得數(shù)學(xué)/英語有趣”）。本研究中，學(xué)習(xí)興趣價值在兩門學(xué)科三次測量中的Cronbach系數(shù)α在0.93—0.96之間。

3. 努力成本認(rèn)知

努力成本認(rèn)知的測量采用Jiang等人（2020）編制的學(xué)習(xí)努力成本認(rèn)知量表。量表由3道題目組成，測量學(xué)生對學(xué)習(xí)需要付出多少努力以及這樣做是否值得的看法（如“對我來說學(xué)好數(shù)學(xué)/英語需要花費太多的精力”）。本研究中，學(xué)習(xí)成本認(rèn)知在兩門學(xué)科三次測量中的Cronbach系數(shù)α在0.86—0.96之間。

4. 學(xué)業(yè)成績

三次施測全部結(jié)束之后，學(xué)校提供了學(xué)生在高三第一學(xué)期數(shù)學(xué)和英語的校級期末考試成績作為學(xué)業(yè)成績指標(biāo)。數(shù)學(xué)和英語期末考試的滿分都是150分。

5. 人口學(xué)變量

通過背景問卷了解被試的人口統(tǒng)計學(xué)信息，包括性別、年齡和SES等。SES由父親和母親受教育程度及家庭擁有物共11項指標(biāo)的均值構(gòu)成。

（四）數(shù)據(jù)分析統(tǒng)計方法

本研究使用SPSS 23軟件進行數(shù)據(jù)預(yù)處理、描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析等，使用Mplus 8.0構(gòu)建潛變量結(jié)構(gòu)方程模型進行數(shù)據(jù)建模分析。相比于傳統(tǒng)的回歸模型，潛變量模型能夠控制測量指標(biāo)的測量誤差，以達到對模型參數(shù)更好的估計。具體而言，通過交叉滯后建模分析高中生學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知之間的相互關(guān)系。通過潛變量調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程建模（Latent moderated structural equation modelling, LMS）分析T3學(xué)習(xí)動機潛變量對T4學(xué)業(yè)成績的預(yù)測是否存在顯著的交互效應(yīng)（Kelava et al., 2011）。根據(jù)文獻的建議（Marsh et al., 2013），所有模型使用Z標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進行分析，人口統(tǒng)計學(xué)變量（性別、年齡和SES）則作為控制變量納入模型分析。

本研究中所有模型估計均采用穩(wěn)健極大似然估計（Robust maximum likelihood estimator, MLR）方法，同時采用全信息最大似然法（Full information maximum likelihood, FIML）處理缺失值。為了更完整地保留所有的被試信息, 本研究將所有694名被試均納入分析中。MLR結(jié)合FIML的分析方法已被證明能夠在處理缺失數(shù)據(jù)比例較高的縱向數(shù)據(jù)時做到無偏參數(shù)估計（Enders, 2001; Shin et al., 2009）。此外，針對數(shù)據(jù)中存在的嵌套結(jié)構(gòu)（學(xué)生嵌套于班級中），采用“Type = Complex”命令對參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進行校正。模型的擬合指標(biāo)采用CFI、TLI、RMSEA和SRMR等衡量。CFI和TLI的值高于0.90，RMSEA和SRMR的值低于0.08表示模型擬合良好（Kline, 2010）。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究的學(xué)習(xí)動機數(shù)據(jù)均采用自評法收集，因此在正式分析數(shù)據(jù)之前首先對可能出現(xiàn)的共同方法偏差采用Harman單因素因子檢驗（周浩，龍立榮，2004）。檢驗結(jié)果顯示，在三次測量中，特征值大于1的因子均為5個，第一個因子解釋的變異量分別為31.58%、32.88%、30.27%，均小于40% 的臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此，可認(rèn)為本研究不存在明顯的共同方法偏差。

（二）描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

表1列出了三次數(shù)據(jù)的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和皮爾遜相關(guān)矩陣。通過重復(fù)測量方差分析，數(shù)學(xué)學(xué)科中的學(xué)業(yè)自我概念和努力成本認(rèn)知在三次測量過程中的時間主效應(yīng)顯著：F學(xué)業(yè)自我概念（1.934, 678.969） =32.493，p＜ 0.01；F努力成本認(rèn)知（2, 702） = 9.491，p＜ 0.01。事后比較發(fā)現(xiàn)，對學(xué)業(yè)自我概念而言，T2和T3得分顯著大于T1得分；對努力成本認(rèn)知而言，T2和T3得分顯著小于T1得分。在英語學(xué)科，學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知在三次測量過程中的時間主效應(yīng)都顯著：F學(xué)業(yè)自我概念（1.929,543.219） = 32.525，p＜ 0.01；F學(xué)習(xí)興趣價值（1.948, 683.750） = 3.774，p＜ 0.05；F努力成本認(rèn)知（2, 702） = 4.814，p＜ 0.01。事后比較發(fā)現(xiàn)，對學(xué)業(yè)自我概念而言，T2和T3得分顯著大于T1得分；對學(xué)習(xí)興趣價值而言，T3得分顯著大于T1得分；對努力成本認(rèn)知而言，T3得分顯著小于T1得分。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果及相關(guān)分析

就各變量之間的相關(guān)關(guān)系，數(shù)學(xué)和英語兩個學(xué)科的結(jié)果高度一致。首先，學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知的各維度在三次測量間均呈顯著的正相關(guān)（rs = 0.41—0.58,ps ＜ 0.01）。其次，學(xué)業(yè)自我概念與學(xué)習(xí)興趣價值呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)（rs = 0.19—0.63,ps ＜ 0.01）；與努力成本認(rèn)知呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)（rs = —0.60— —0.22,ps ＜ 0.01）。學(xué)習(xí)興趣價值也與努力成本認(rèn)知呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)（rs =—0.46——0.10,ps ＜ 0.05）。學(xué)業(yè)成績與學(xué)業(yè)自我概念和學(xué)習(xí)興趣價值都呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)（rs =0.14—0.42,ps ＜ 0.01）；與努力成本認(rèn)知則呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)（rs = —0.37——0.21,ps ＜ 0.01）。

（三）測量等值性檢驗

在進行潛變量交叉滯后分析前，先檢驗各變量三次測量中的測量等值性。檢驗分為三個步驟，首先對各變量分別進行三次測量的形態(tài)等值檢驗；其次進行弱等值檢驗，既在形態(tài)等同的基礎(chǔ)上，再設(shè)定同一指標(biāo)三次測量的負(fù)荷等值；最后進行強等值檢驗，既在弱等值的基礎(chǔ)上，進一步設(shè)定同一指標(biāo)三次測量的截距等值。所有模型擬合良好（見表2）。在模型比較中，卡方檢驗結(jié)果顯示模型差異不顯著（Δχ2/Δdf≤ 2.31,ps ＞ 0.05）；進一步采用Cheung和Rensvold ( 2002) 推薦的擬合指標(biāo)差異值，計算得到ΔCFI ≤ 0.002，差異不顯著。綜合多個指標(biāo)的差異分析，本研究所有測量變量均滿足跨時間測量的強等值性，為下一步交叉滯后分析奠定了基礎(chǔ)。

表2 各變量測量等值性的模型擬合及比較結(jié)果

（四）學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知的交叉滯后分析

針對數(shù)學(xué)和英語兩學(xué)科，分別建構(gòu)潛變量結(jié)構(gòu)方程模型分析三次測量的學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知的相互關(guān)系以及T3各變量對T4學(xué)業(yè)成績的預(yù)測路徑。在模型中，允許同一時間點潛變量誤差相關(guān)（Little, 2013）。同時，為了排除人口學(xué)變量的影響，將性別、年齡和SES作為控制變量加入模型，設(shè)定所有控制變量同時預(yù)測3次測量的各動機變量和最終的學(xué)業(yè)成績。

交叉滯后分析結(jié)果如圖1所示（為簡化模型未顯示控制變量），模型擬合良好：數(shù)學(xué)：χ2（604） =993.955，CFI = 0.970，TLI = 0.968，RMSEA = 0.031，SRMR = 0.056；英語：χ2（604） = 1 133.322，CFI =0.965，TLI = 0.962，RMSEA = 0.036，SRMR = 0.070。不同時間點相同變量的自回歸路徑分析結(jié)果顯示，兩個學(xué)科的學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知都表現(xiàn)出中等程度的穩(wěn)定性，自回歸路徑系數(shù)介于0.34— 0.55之間（ps ＜ 0.001）。交叉回歸路徑分析結(jié)果顯示，在數(shù)學(xué)學(xué)科中，T1和T2學(xué)業(yè)自我概念分別顯著負(fù)向預(yù)測T2和T3努力成本認(rèn)知（βs = —0.16; —0.18）；T1和T2努力成本認(rèn)知也分別顯著負(fù)向預(yù)測T2和T3學(xué)業(yè)自我概念（βs = —0.11; —0.19）；T2學(xué)習(xí)成本認(rèn)知還顯著負(fù)向預(yù)測T3學(xué)習(xí)興趣價值（β = —0.19）。在英語學(xué)科中，只有T1學(xué)業(yè)自我概念顯著負(fù)向預(yù)測T2努力成本認(rèn)知（β =—0.30），其他交叉回歸路徑均不顯著。

圖1 高中生學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值與努力成本認(rèn)知的交叉滯后分析

T3各變量對T4學(xué)業(yè)成績的預(yù)測路徑分析結(jié)果顯示，在數(shù)學(xué)學(xué)科中，T3學(xué)業(yè)自我概念（β = 0.17）和T3學(xué)習(xí)興趣價值（β = 0.20）顯著正向預(yù)測T4學(xué)業(yè)成績；T3努力成本認(rèn)知顯著負(fù)向預(yù)測T4學(xué)業(yè)成績（β =—0.17）。在英語學(xué)科中，T3學(xué)業(yè)自我概念顯著正向預(yù)測T4學(xué)業(yè)成績（β = 0.20）；T3努力成本認(rèn)知顯著負(fù)向預(yù)測T4學(xué)業(yè)成績（β = —0.21）；而T3學(xué)習(xí)興趣價值對T4學(xué)業(yè)成績的預(yù)測路徑不顯著。潛變量調(diào)節(jié)分析結(jié)果進一步顯示，數(shù)學(xué)學(xué)科中T3學(xué)業(yè)自我概念和T3努力成本認(rèn)知對T4學(xué)業(yè)成績的預(yù)測存在顯著的交互效應(yīng)（見表3）。具體交互效應(yīng)如圖2所示，學(xué)業(yè)自我概念能夠顯著地緩解努力成本認(rèn)知對學(xué)業(yè)成績的負(fù)向影響。在英語學(xué)科中，T3各變量對T4學(xué)業(yè)成績的預(yù)測不存在顯著的潛在交互效應(yīng)。

表3 T3動機變量對T4學(xué)業(yè)成績的潛在交互模型結(jié)果

圖2 數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)自我概念與努力成本認(rèn)知對學(xué)業(yè)成績預(yù)測的潛在交互效應(yīng)

四、討論與結(jié)論

本研究運用交叉滯后設(shè)計考察了高二至高三的一年間學(xué)生在數(shù)學(xué)和英語兩門學(xué)科的學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知的動態(tài)變化、相互影響及其對學(xué)業(yè)成績的影響。首先，相比于小學(xué)生和初中生在成長過程中普遍出現(xiàn)的學(xué)習(xí)動機明顯下滑的趨勢（Gaspard et al., 2017; Wigfield et al.,1991），高中生的學(xué)習(xí)動機呈現(xiàn)出了良性的發(fā)展態(tài)勢。本研究發(fā)現(xiàn)高二至高三階段的學(xué)生在數(shù)學(xué)和英語學(xué)科的學(xué)習(xí)動機水平隨時間的變化顯示出中等程度的穩(wěn)定性。在比較各動機變量在三個測量時間點的均值時，研究結(jié)果進一步表明當(dāng)學(xué)生從高二升至高三后，他們在數(shù)學(xué)和英語學(xué)科上的學(xué)業(yè)自我概念都有顯著的提高，同時對數(shù)學(xué)和英語學(xué)習(xí)的努力成本認(rèn)知水平則都有顯著的下降。在英語學(xué)科，學(xué)生在高三的學(xué)習(xí)興趣價值也顯著高于在高二的學(xué)習(xí)興趣價值。

相比起高中生，小學(xué)生和初中生的學(xué)習(xí)動機仍處于形成發(fā)展的階段，較容易受到周邊環(huán)境的影響（Wigfield et al., 1997）。從小學(xué)升至初中，學(xué)科知識的難度開始顯著增加，學(xué)校也開始強調(diào)成績及社會比較，這些顯著的環(huán)境改變都會導(dǎo)致學(xué)生的學(xué)習(xí)動機產(chǎn)生變化，尤其會損害學(xué)生對學(xué)習(xí)的自信心以及對學(xué)習(xí)的興趣（Fredricks & Eccles, 2002）。從初中升至高中，學(xué)生們經(jīng)歷了一次教育分流，許多學(xué)習(xí)動機和學(xué)業(yè)成績較低的學(xué)生被分流進了職業(yè)教育體系。進入高中學(xué)習(xí)的學(xué)生，學(xué)習(xí)目標(biāo)普遍趨于明確，既在高考中取得優(yōu)異的成績進入大學(xué)深造。此時學(xué)生對自己的各方面認(rèn)知也都趨于穩(wěn)定，能夠?qū)ψ约旱膶W(xué)習(xí)能力和對學(xué)習(xí)的價值認(rèn)知有一個清晰的判斷。進入高三之后，學(xué)生已經(jīng)完成基本知識的學(xué)習(xí)，更多地為高考進行針對性的準(zhǔn)備。在此期間所經(jīng)歷的大量練習(xí)和演練能夠不斷幫助學(xué)生鞏固完善知識要點，在此循序漸進的過程中學(xué)生能夠逐漸積累成功的經(jīng)驗，從而使學(xué)業(yè)自我概念得到提升，同時努力成本認(rèn)知得到緩解。

關(guān)于三個學(xué)習(xí)動機變量之間的發(fā)展關(guān)系，本研究發(fā)現(xiàn)學(xué)業(yè)自我概念和學(xué)習(xí)興趣價值在兩個學(xué)科中都不存在長期的相互影響關(guān)系。EVT對于學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)興趣之間的關(guān)系是存在方向性假設(shè)的，認(rèn)為在現(xiàn)實情境中，學(xué)生傾向于覺得自己能夠成功的學(xué)科和任務(wù)更加有趣（Wigfield & Eccles, 2002; Wigfield et al., 2009）。自我決定理論（Self-Determination Theory, SDT）也提出了類似的假設(shè)，認(rèn)為學(xué)生對能力的感知是形成內(nèi)在動機和學(xué)習(xí)興趣的先決條件（Deci & Ryan, 2000）。Bandura（1997）在其社會認(rèn)知理論中也提到，在時間變化的關(guān)系中，高度的效能感會促進掌握體驗，隨著時間的推移，提供有利于興趣增長的自我滿足?；谶@些觀點，理論上學(xué)業(yè)自我概念應(yīng)當(dāng)能夠影響學(xué)習(xí)興趣的形成和發(fā)展。相對于較為明確的理論假設(shè)，實證研究的發(fā)現(xiàn)則較為復(fù)雜并呈現(xiàn)出不一致性。一些研究結(jié)果支持了理論假設(shè)。例如Marsh等人（2005）在同一學(xué)年對數(shù)學(xué)自我概念和數(shù)學(xué)興趣進行了兩次測量。前期的數(shù)學(xué)自我概念正向預(yù)測后期的數(shù)學(xué)興趣，而前期的數(shù)學(xué)興趣與后期的數(shù)學(xué)自我概念無顯著相關(guān)。Lauermann等人（2017）研究也發(fā)現(xiàn)9年級的數(shù)學(xué)自我概念正向預(yù)測12年級的數(shù)學(xué)興趣，而前期數(shù)學(xué)興趣與后期數(shù)學(xué)自我概念之間沒有顯著相關(guān)。另一些研究則發(fā)現(xiàn)學(xué)業(yè)自我概念和學(xué)習(xí)興趣之間沒有顯著的縱向發(fā)展關(guān)系（Skaalvik & Valas, 1999; Spinath & Spinath, 2005; Spinath & Steinmayr, 2008）。本研究的結(jié)果也支持學(xué)業(yè)自我概念和學(xué)習(xí)興趣之間不存在明顯的相互影響關(guān)系。

在數(shù)學(xué)學(xué)科中，本研究發(fā)現(xiàn)自我概念和努力成本之間表現(xiàn)出了顯著的負(fù)向相互影響關(guān)系。橫斷研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)比起價值認(rèn)知，能力認(rèn)知和成本認(rèn)知的相關(guān)系數(shù)更高（Flake et al., 2015）。本研究的結(jié)果進一步表明，在縱向發(fā)展關(guān)系上，自我概念和努力成本之間的聯(lián)系也更加的緊密。學(xué)生對自己的能力越有信心，越可能會期待在學(xué)習(xí)中取得好的結(jié)果。而因為對學(xué)習(xí)結(jié)果有正面的期待，學(xué)生會認(rèn)為取得成功所需要投入的努力是值得的，從而減少努力成本認(rèn)知。反之，當(dāng)學(xué)生認(rèn)為學(xué)習(xí)要取得成功需要付出太多的努力，他們更有可能覺得這些付出是不值得的，并因此而減少投入導(dǎo)致成功的概率減少。由于成功的經(jīng)驗是自我概念的重要來源，因此學(xué)生的學(xué)業(yè)自我概念也會受到相應(yīng)的負(fù)面影響。

本研究還發(fā)現(xiàn)，在從高二升至高三的階段，數(shù)學(xué)努力成本認(rèn)知還顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)習(xí)興趣價值。這個發(fā)現(xiàn)具有重要的教育意義。學(xué)習(xí)興趣是決定學(xué)生未來學(xué)習(xí)選擇傾向的主要因素（Hidi & Renninger,2006; Wigfield et al., 2017）。高三學(xué)生對數(shù)學(xué)學(xué)科的學(xué)習(xí)興趣很可能會影響他們對大學(xué)專業(yè)的選擇傾向。根據(jù)PISA的調(diào)查結(jié)果，當(dāng)問及“學(xué)生30歲時希望從事的工作”時，中國僅有16.8%的學(xué)生希望從事科學(xué)類事業(yè)（數(shù)學(xué)、科學(xué)、工程等），位于參與調(diào)查的國家（地區(qū)）的中下游（侯杰泰，2019）。數(shù)學(xué)是所有STEM學(xué)科的基礎(chǔ)，如果想要提升高中生對STEM學(xué)科的選擇意愿，教育工作者應(yīng)該積極關(guān)注如何幫助學(xué)生減緩數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)的努力成本認(rèn)知，以提高對數(shù)學(xué)的學(xué)習(xí)興趣。

需要注意的是，學(xué)習(xí)動機本身具有領(lǐng)域特殊性，學(xué)生在不同的學(xué)科領(lǐng)域可以形成相對獨立的學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)價值認(rèn)知（Eccles et al., 1993; Trautwein et al., 2012)。早期分析學(xué)習(xí)能力和價值之間發(fā)展關(guān)系的研究通常側(cè)重的是學(xué)生整體的學(xué)習(xí)，并沒有特別關(guān)注可能存在的學(xué)科差異（Spinath & Spinath,2005）。其他的一些研究則只針對性地分析了數(shù)學(xué)學(xué)科，并沒有涉及英語學(xué)科（Lauermann et al., 2017;Marsh et al., 2005）。這些都導(dǎo)致已有研究無法分析學(xué)習(xí)動機發(fā)展可能存在的學(xué)科化差異。本研究的結(jié)果顯示，相比于數(shù)學(xué)學(xué)科，英語學(xué)科各動機變量發(fā)展相對獨立，體現(xiàn)出了明顯的學(xué)科差異性。雖然同為基礎(chǔ)教育階段的重點學(xué)科，數(shù)學(xué)和英語在學(xué)科特征上存在著顯著差異。例如，教師們通常認(rèn)為數(shù)學(xué)學(xué)科具有較為明確的學(xué)科邊界，知識點相對明確、需要必備知識和技能的積累（Stodolsky & Grossmann,1995）。與教師的觀點相似，學(xué)生們也通常認(rèn)為數(shù)學(xué)的學(xué)習(xí)內(nèi)容較為固定，并且學(xué)習(xí)情境主要基于學(xué)校課堂。與此相比，語言學(xué)科的學(xué)習(xí)被認(rèn)為是動態(tài)多樣化的，其教學(xué)內(nèi)容多樣化、課程中經(jīng)常有討論的機會并且涉及日常生活的話題（Stodolsky et al., 1991）。因此，學(xué)生在語言學(xué)科的學(xué)習(xí)上可能不需要像在數(shù)學(xué)學(xué)科中那樣高度地依賴于特定的先驗知識和技能以及特定的學(xué)習(xí)經(jīng)驗。

英語作為當(dāng)前世界的主要通用語言，其學(xué)科學(xué)習(xí)需要同時兼顧知識性和應(yīng)用性，因此課程內(nèi)容發(fā)展進化的速度更快，學(xué)生也能夠收獲來自學(xué)校內(nèi)外不同來源的信息反饋，以及針對不同語言技能（如聽、讀、說、寫）的相關(guān)的反饋。這些都可能使得學(xué)生在英語學(xué)科的自我概念和學(xué)習(xí)興趣等動機認(rèn)知的形成更加動態(tài)多樣化并更廣泛地分布在語言領(lǐng)域的不同亞技能中（Arens & Jansen, 2016; Schurtz et al., 2014)。因此，高水平的英語自我概念并不一定意味著高水平的學(xué)習(xí)興趣，因為這兩種信念可能涉及不同的語言子技能或主題。同時，在全社會都高度強調(diào)英語學(xué)習(xí)的社會現(xiàn)實中，學(xué)生們往往需要在校內(nèi)和校外都進行相關(guān)的學(xué)習(xí)，因此具有較高的自我概念同樣未必能減少對于英語學(xué)習(xí)的努力成本認(rèn)知。以上這些因素都可能是本研究中英語學(xué)科的三個動機維度之間發(fā)展相對獨立的原因?？傮w而言，目前探究EVT變量之間關(guān)系的領(lǐng)域特異性的研究資源非常有限，需要更多的研究來完善對此領(lǐng)域的探究。

本研究還分析了學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知對學(xué)業(yè)成績的影響。結(jié)果表明在數(shù)學(xué)和英語學(xué)科中，學(xué)業(yè)自我概念都顯著正向預(yù)測學(xué)業(yè)成績，努力成本認(rèn)知都顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)成績。在眾多的學(xué)習(xí)動機因素中，學(xué)習(xí)能力認(rèn)知被認(rèn)為是學(xué)業(yè)成績的最有力預(yù)測因素之一（Marsh, 2007; Wigfield et al., 2009）。本研究的結(jié)果驗證了這一結(jié)論，并且進一步揭示出當(dāng)學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣價值和努力成本認(rèn)知同時作為自變量預(yù)測學(xué)業(yè)成績時，努力成本能夠顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)成績。這與近年來學(xué)習(xí)成本認(rèn)知領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn)一致，表明成本認(rèn)知與學(xué)業(yè)成績之間存在較為緊密的負(fù)相關(guān)（Jiang et al.,2018; 2020; Perez et al., 2019）。相比之下，學(xué)習(xí)興趣價值則沒有對兩個學(xué)科的學(xué)業(yè)成績顯示出一貫性的預(yù)測作用（僅在數(shù)學(xué)學(xué)科中顯著）。這些研究結(jié)果表明，努力成本認(rèn)知對于學(xué)生學(xué)業(yè)成績的發(fā)展變化具有重要的解釋力。作為誘發(fā)學(xué)習(xí)回避性動機的核心要素，對學(xué)習(xí)成本認(rèn)知的探究能夠幫助教育者更有效地全方位了解學(xué)生的學(xué)習(xí)發(fā)展。

通過潛變量調(diào)節(jié)分析，本研究進一步發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)學(xué)科中學(xué)業(yè)自我概念和努力成本認(rèn)知對學(xué)業(yè)成績的預(yù)測存在顯著的交互效應(yīng)，表現(xiàn)為學(xué)業(yè)自我概念能夠顯著地緩解努力成本認(rèn)知對學(xué)業(yè)成績的負(fù)向影響。EVT是強調(diào)學(xué)習(xí)能力和價值認(rèn)知之間的交互作用的，因為任何一個學(xué)生都會同時體驗到與學(xué)習(xí)相關(guān)的能力、價值和成本認(rèn)知。由于交互作用的檢測通常需要非常大的樣本量作為支持（Marsh et al.,2013），早期的EVT研究基本都沒有涉及交互作用的檢驗。近年來，基于新興的統(tǒng)計分析方法，如潛在調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程模型（Kelava et al., 2011），陸續(xù)有學(xué)者開展相關(guān)的探究。但是迄今為止，只有極少數(shù)的研究同時分析了青少年學(xué)習(xí)能力、價值和成本認(rèn)知對學(xué)業(yè)成績的交互作用。與本研究的結(jié)果類似，這些研究也發(fā)現(xiàn)在預(yù)測青少年數(shù)學(xué)成績時，能力認(rèn)知與成本認(rèn)知之間存在交互作用，既成本認(rèn)知越低，能力認(rèn)知對成績的預(yù)測越強（Guo et al., 2015; Trautwein et al., 2012）。同時我們注意到，學(xué)業(yè)自我概念和努力成本認(rèn)知的交互作用僅在數(shù)學(xué)學(xué)科中顯著，在英語學(xué)科中則不顯著，契合前文所討論的學(xué)科差異性。

本研究采用交叉滯后的方法分析了高中生學(xué)習(xí)動機發(fā)展模態(tài)及其對學(xué)業(yè)成績的影響，獲得了許多重要發(fā)現(xiàn)。盡管如此, 本研究仍存在一些不足。首先，本研究采用問卷調(diào)查的方法獲得數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源單一，未來的研究可以結(jié)合行為觀察和深入訪談等多種方法，更加深入地剖析學(xué)生學(xué)習(xí)動機的發(fā)展模態(tài)。第二，本研究采用為期一年的追蹤數(shù)據(jù)，只考察了高二至高三這一階段的學(xué)習(xí)動機發(fā)展變化，未來可進行更長期的追蹤研究, 深入全面地分析基礎(chǔ)教育階段青少年學(xué)習(xí)動機的動態(tài)發(fā)展和具體特征。第三，本研究的被試來自同一所高中，雖然此高中為國內(nèi)典型的省級公辦重點高中，但單一的樣本結(jié)構(gòu)還是在一定程度上降低了本研究結(jié)果的代表性。未來研究需選取更大、更具代表性的樣本, 對本研究的發(fā)現(xiàn)予以印證。