高中生成就动机对学业成就的影响.pdf
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1、中国科技期刊数据库 科研 140 高中生成就动机对学业成就的影响 覃彦钦 向 德 重庆轻工职业学院,重庆 401329 摘要:摘要:本文通过对全国各地区一千五百名高中生进行问卷调查,运用多元回归方法进行实证分析发现:(1)自我效能对成就动机和学业成就展现出来的积极而又正性的预测作用是相当明显的,而且成就动机对于学业的积极影响作用也十分深刻;(2)成就动机在自我效能感和学业成就的关系中起着部分中介作用。据此建议:在新高考背景下,为进一步帮助学生实现个人发展,学生、家长和学校各方面应努力提高学生的成就动机,帮助学生探索自我、开发兴趣,鼓励学生勇敢尝试,不惧失败,更加关注学生主观学业成就。关键词:关
2、键词:成就动机;学业成就;多元回归法 中图分类号:中图分类号:G444 0 引言 在国内,几乎所有的高中生都面临着高考的压力事件,2014 年新高考改革形成“分类考试、综合评价、多元录取”的新模式1,无论是学生还是家长,在激烈的竞争环境之下都难免会产生一种焦虑情绪或者是困惑情绪。除此之外,学校的管理主体以及教师主体的混乱状态也是难以规避的。各方如果不能及时调整应对,可能会对学生产生深远的影响,主要表现为大学阶段的迷茫和消沉2。关于成就动机的大多数研究主题都与学生的成就动机和其学习成绩的关系有关,很少有研究讨论主管学业成就。最初有学者3提出:“先前”变量,学生高中经历之前的先有条件(资源、家庭和
3、学生素质等);“过程”变量,高中教育过程的特征(班级人数、教学质量和吸引学生的能力等);“结果”变量,这些变量可衡量教育过程的结果,如学业成就和就业能力等。这部分变量的研究主要集中在可能影响学生学习和表现的外部条件上。另一部分文献分析了内部心理因素,这些因素潜在地推动学生的学习行为,进而影响学生的学习表现。进而还有一部分研究提倡将对认知过程中的各变量整合到一个综合框架中,并对这些复杂模型进行实证检验4。自我认知、成就动机、学习策略和努力程度都可以用来解释学习成绩。1 研究方法 1.1 数据收集 本文在 2022 年对全国 1600 名高中生进行问卷调查,调查对象控制在高中低年级。选择高一年级作
4、为研究基础主要是因为高一年级高中学习生活较短,生涯意识的差异更多受到高中之前各因素的影响,研究他们的特性并做出相应的调整有利于后续研究的进行。本次调研收回问卷 1478 份,其中有效问卷 1333 份。1.2 变量测量 考虑到测量高中生内隐成就动机的难度,本文采用叶仁敏和 Hegtvet5译制的成就动机量表。对生涯意识的测量,本文根据赵青37对高中生职业生涯意识的调查研究中所使用的量表进行修改,主要用于测量高中生生涯意识水平,保留了 10 个题目。对学业成就的测量分为两个模块,客观学业成就测量方面主要参考周文霞8对客观职业成功的测量。考虑到各地区、各学校之间、各班级学生学习水平差距较大,本研究
5、将班级名次作为客观学业成功的衡量标准。题项是“集体测试考入班级前十名的次数”,选项依次为(1)0 次(2)1 次(3)2 次(4)3 次(5)4 次(6)5 次(7)5 次以上。主观学业成就方面,以往研究均表明学习满意度与学习成果之间所表现出来的正性影响作用相当深刻4。本文认为主观学业成就与以往研究中学生的学习满意度有相似关系,并根据王蕊5修订的学习满意度量表进行修改,设置了五个题项。控制变量:根据过往研究,人口统计学变量如性别会对个体的生涯意识以及成就动机产生影响6;此外,学生所出生的地方也可能会对学生学业成就产生影响。因此,性别、年级和学生生源地列被列为控制变量。中国科技期刊数据库 科研
6、141 1.3 共同方法偏差 此次研究活动所设计的问卷全部为自行填写的问卷。为了规避共同方法导致误差的出现在研究以及问卷发放的过程当中,借助于多元化的方式和手段进行了有效的控制。举例来说,对于一些主题开展反向表达并且会对涉及到的变量进行安排7。在数据分析活动正式开展之前,采用 Harman 的检验方式,对于共同方法是否存在偏差进行了全面的检验8,其中一共有五个因子的特征值相比较一要略大一些。与此同时,第一个因素仅解释总方差就达到了 13.834%,由此也就可以看出共同方法所产生的偏差作用并不是十分的明显。1.4 信度与效度 1.4.1 内部结构检验 通过对 Anderson 和 Gerbing
7、9的研究分析,专门针对量表的内部结构开展了分析评价。SPSS 分析后,问卷中提取的 5 个因素,解释了总方差的 60.657%,可以解释问卷中大部分问题的信息。通过对所涉及的所有变量进行探索性因子分析来评估测量条目和理论是否处于高度契合的良好状态。通过对最终的分析结果进行整理删除了与要求不符合的两个条目。结果表明,因子载荷量均高于标准 0.6,内部结构良好。1.4.2 信度 有学者提出因子载荷为 0.71,AVE 在 0.5 以上是较高水平,对于单题项而言,因子载荷超过 0.55,AVE在 0.3 就可接受,因此,在本问卷中自我效能和生涯意识的 AVE 值略低于 0.5 是可以接受的。本文通过
8、内部一致性系数和组合信度评估量表信度。除追求成功动机和避免失败动机两个分变量外,所有变量的Cronbach 系数表现都是要高于 0.8 的,这也就意味着两表内部的一致性表现十分理想。其中追求成功动机的系数为 0.753,避免失败动机的的 Cronbach 系数为0.767,两个数值都是在可以接受的范围之内的9。研究的最后开展了偏度检验以及风度检验活动。所有的数值都居于-2 和 2 之间,正态分布的表现十分明显,因此可以开展后续的回归分析活动。2 研究结果 2.1 描述统计及回归分析 结果显示各变量的描述性统计和相关系数均符合相关假设。自我效能感、生涯意识、成就动机和学业成就的相关系数在 p0.
9、01 的水平上显著,证明研究变量可以进行回归检验。学业成就和自我效能之间所表现出来的正性关联相当明显(r=0.552,p0.01),和学业成就(r=0.403,p0.01)、客观学业成就(r=0.370,p0.01)均呈现正相关关系,其中主观学业成就相关系数较强。与追求成功动机(b=0.291,r0.01)所表现出来的正性关联十分突出,与避免失败动机(b=-0.348,r0.01)所表现出来的复性关联十分突出。成就动机与学业成就(b=0.391,r391)呈正相关关系。2.2 客观学业成就 2.2.1 中介效应检验 本文使用的中介效应检验工具为 PROCESS for SPSS(3.2 版本)
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