黃瑞瀅

〔摘要〕生涯規(guī)劃在高中階段仍未受到重視和普及。本研究以多樣化辦學模式下的高中學生為被試，通過多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析，探討了多樣化辦學模式下高中生的學習動機、自我效能感與職業(yè)生涯規(guī)劃三者間的關(guān)系。結(jié)果表明：多樣化辦學模式下的高中生，其職業(yè)生涯規(guī)劃對學習動機具有正向預測作用，自我效能感在職業(yè)生涯規(guī)劃和學習動機之間具有不完全中介效應。在群體內(nèi)部，無論在未受限模型下進行群體差異分析，還是在測量加權(quán)模型下分析，都得到一致的結(jié)論：相對于普高辦學模式的群體，中職辦學模式的學生群體的職業(yè)生涯規(guī)劃對其學習動機表現(xiàn)出更大的正向影響作用。

〔關(guān)鍵詞〕職業(yè)生涯規(guī)劃；高中生；多樣化辦學模式；多群組結(jié)構(gòu)方程分析；學習動機

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標識碼〕 A 〔文章編號〕1671-2684（2016）19-0008-08

一、問題提出

生涯規(guī)劃歷來在高中特別是普通高中重視不足，但是在文理分科、志愿填報或?qū)I(yè)選擇時高中生又表現(xiàn)出迷茫。目前，世界很多發(fā)達國家（地區(qū)）都開始從中小學階段就重視生涯發(fā)展教育，甚至連發(fā)展中國家的馬來西亞、菲律賓、尼日利亞等的生涯發(fā)展指導模式也日趨成熟；而我國大陸地區(qū)的中小學生涯發(fā)展指導制度還未建立，學生的生涯發(fā)展教育仍處在初級階段[1]。我國目前的學生發(fā)展指導工作主要仍以經(jīng)驗式、直覺式為主，學校缺乏對生涯發(fā)展指導相關(guān)工作的效果檢驗。因此，立足中學生的生涯規(guī)劃與學習的關(guān)系現(xiàn)狀研究，為各學段的生涯課程實施提供扎實的理論支持是很有必要的。

二、研究方法

（一）研究程序和被試

以班級為單位，在學校機房進行施測。施測時，由研究人員擔任主試，向施測對象講明本次研究的意義和目的，取得配合；同時要求施測對象仔細閱讀指導語再作答。

以瑞格心理教育信息化管理系統(tǒng)V3.0為問卷平臺，共收集數(shù)據(jù)718例，剔除反應時偏短、連續(xù)10題都選同一答案等無效問卷，剩余656例。研究對象為漳州五中高中學生，樣本頻數(shù)分見表1。此高中走多樣化辦學道路，到高二時進行專業(yè)化分，部分學生繼續(xù)接受普通高中教育，即“普高辦學模式”；部分學生接受職業(yè)教育，后面統(tǒng)一稱為“中職辦學模式”。

（二）研究工具

（1）“職業(yè)生涯規(guī)劃問卷”，由詹發(fā)尚[2]于2006年編制，包括職業(yè)探索、自我認識、目標計劃、自我提升、人際關(guān)系、反饋修正六個維度，共30道題。

（2）“一般自我效能感量表”（General Self-Efficacy Scale簡稱GSES），最早由Schwarzer等人[3]編制于1981年，之后我國學者翻譯并廣泛運用。共10個項目，為Likert點評分，每個項目之間的一致性系數(shù)、信效度都比較高。

（3）“學習動機問卷”為黃希庭[4]編制，共26題。該問卷由求知進取、物質(zhì)追求、社會取向、害怕失敗、個人成就取向和小群體取向6個分量表組成；各因素獲得的解釋方差分別是17.2、9.3、14.3、6.1、4.6和4.1。

三、結(jié)果分析

（一）問卷的信、效度分析

“職業(yè)生涯規(guī)劃問卷”總量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)，即Cronbachα為0.910，各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.705～0.87之間（具體見表2和表3），均大于0.7，屬于高信度值[5]。

“學習動機量表”的總量表內(nèi)部一致性信度系數(shù)，即Cronbachα為0.900，各分量的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.696～0.865之間，除小群體取向分量表的信度系數(shù)0.696（也在可接受范圍內(nèi)[6]）之外（具體見表2和表3），均大于0.7，屬于高信度值[5]。

“一般自我效能感問卷”只有一個維度，即總量表內(nèi)部一致性信度系數(shù)，Cronbachα系數(shù)為0.885>0.7（表2），也屬于高信度值[5]。

效度檢驗：分別對“生涯規(guī)劃問卷”和“學習動機”問卷進行驗證性因素分析，驗證結(jié)果如表5所示。總體上講，“職業(yè)生涯規(guī)劃量表”的模型擬合情況良好，“學習動機量表”的模型擬合情況尚可，可以用于普通高中生的職業(yè)生涯規(guī)劃和學習動機測量。

（二）生涯規(guī)劃、自我效能感與學習動機三者關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型檢驗

在結(jié)構(gòu)方程全模型中以高中生的生涯規(guī)劃為外生潛變量，以其自我效能感、學習動機為內(nèi)生潛變量進行運算。模型假設的各路徑如圖1所示。

1.違反估計和正態(tài)性檢驗

如存在負的誤差方差、標準化系數(shù)太接近1甚至超過1[7]，都屬于違反估計。本研究的誤差方差在0.111～1.522之間，均為正；標準化系數(shù)均小于0.95（具體可見后面的表7），因此不存在違反估計。偏度系數(shù)在-0.57～0.680之間，均小于3，峰度系數(shù)在-0.99～1.08之間，均小于8[8]，說明本研究的數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，可以進一步進行分析。

2.整體適配度檢驗

通過違反估計和正態(tài)性檢驗后，進行進一步分析。整體模型擬合指數(shù)如表6所示：第一，模型適配指標中，GFI值0.894>0.8（適配指標值）、且接近0.9（理想適配指標值），AGFI值0.847>0.8（適配指標值），PGFI值0.619>0.5（理想適配指標值），均達到模型可以適配的標準。第二，簡約擬合指標（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，達到理想的標準，說明假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以適配[9]。第三，AMOS輸出的的基線比較適配統(tǒng)計量NFI、IFI、TLI、CFI，四種適配指標均大于0.8，表示假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以契合。結(jié)構(gòu)模型的絕對適配度指數(shù)和增值適配度指數(shù)均達到威廉姆多爾[10]提出的標準0.8，說明該模型擬合較好。除了χ2/df和RMR，其他指標均達到尚可或理想的標準，說明該模型能夠被接受。

3.路徑系數(shù)及效應分析

與研究假設（圖1）一致，a為測量模型路徑：a1～a5分別代表生涯規(guī)劃中除C6反饋修正（β值為0.463，路徑系數(shù)為1）以外的測量模型路徑；a6～a10分別代表學習動機中除L3物質(zhì)追求（β值為0.672，路徑系數(shù)為1）以外的測量模型路徑，從表7的p值可以得出，生涯規(guī)劃量表和自我效能感量表的測量模型標準化路徑系數(shù)均達到顯著相關(guān)（p<0.001）。經(jīng)過模型系數(shù)的標準化，我們可以看出，高中生的學習動機排序：求知進取和社會取向、物質(zhì)追求、小群體取向、個人成就取向、害怕失敗取向。職業(yè)生涯規(guī)劃能力排序為：人際關(guān)系、目標計劃、自我提升、職業(yè)探索、自我認識、反饋修正。

b為結(jié)構(gòu)模型路徑：b1為生涯規(guī)劃對學習動機的影響路徑，b2為生涯規(guī)劃對自我效能感的影響路徑，b3為自我效能感對學習動機的影響路徑。從表7可以得出，其標準化回歸系數(shù)均為正數(shù)，且顯著相關(guān)（p<0.001），說明研究的三個假設得到支持，即普通高中生的生涯規(guī)劃對學習動機有顯著的正向影響，其生涯規(guī)劃對自我效能感有顯著的正向影響，而自我效能感對學習動機的正向影響也具有顯著性。也就是說，自我效能感對職業(yè)生涯規(guī)劃和學習動機起不完全中介作用。在該模型中，主效應為0.368，間接效應為0.120，總效應為0.488。

測量模型路徑系數(shù)和結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)的顯著相關(guān)（p<0.001），說明外生變量對內(nèi)生變量，潛變量對各觀測變量均存在顯著相關(guān)，整個模型結(jié)構(gòu)良好。

（三）基于人口學變量的多群組結(jié)構(gòu)方程分析

分別以兼職、性別、年級劃分不同的群組，進行多群組結(jié)構(gòu)方程分析。模型適配指標中，GFI值在0.866～0.879之間，大于0.8，且接近0.9（理想適配指標值）；AGFI值在0.806～0.826之間，大于0.8；PGFI值在0.6～0.609之間，大于0.5；χ2/df在3.217～4.346之間，小于5；均達到模型可以適配的標準。簡約擬合指標（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，達到理想的標準，說明假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以適配[9]。AMOS輸出的基線比較適配統(tǒng)計量NFI、IFI、TLI、CFI，四種適配指標均大于0.8，表示假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以契合。結(jié)構(gòu)模型的絕對適配度指數(shù)和增值適配度指數(shù)均達到威廉姆多爾[10]提出的標準0.8，說明該模型擬合較好。除了RMR，其他指標均達到尚可或理想的標準，說明該模型能夠被接受。其模型適配度指標與全模型適配度指標基本一致，說明結(jié)構(gòu)模型擬和良好。

各群組的結(jié)構(gòu)方程路徑標準化系數(shù)如表8：各結(jié)構(gòu)模型系數(shù)b1、b2、b3在各群組模型中均顯著（除了無兼職群體的b1的p<0.01，高一年級學生的b3的p<0.05外，其余均達到p<0.001），結(jié)果與全模型基本一致，進一步說明了普通高中生自我效能感對職業(yè)生涯規(guī)劃、學習動機的中介作用模型假設成立。

在路徑b1上的差異：兼職群體（β=0.477，p<0.001）顯著高于無兼職群體（β=0.235，p<0.01）；男生（β=0.488，p<0.001）顯著高于女生（β=0.260，p<0.001）；年級間的差異不明顯。

在路徑b2上的差異：兼職群體（β=0.530，p<0.001）顯著高于無兼職群體（β=0.426，p<0.001）；男生（β=0.480，p<0.001）顯著高于女生（β=0.324，p<0.001）；年級間的差異不明顯。

在路徑b3上的差異：高一年級β=0.212，p<0.05）顯著低于高二年（β=0.347，p<0.001）和高三年（β=0.257，p<0.001）；兼職與否群體間和性別間的差異不明顯。

（四）基于辦學模式的多群組結(jié)構(gòu)方程分析

1.多群組模型適配度檢驗

以辦學模式這一變量進行的多群組結(jié)構(gòu)方程分析，其模型適配度指標與整體適配度指標相近（詳見表9），模型適配指標中，GFI值0.873>0.8（適配指標值），AGFI值0.817>0.8（適配指標值），PGFI值0.605>0.5（理想適配指標值），均達到模型可以適配的標準。簡約擬合指標（PGFI、PNFI、PCFI），均大于模型可接受的要求值0.5，達到理想的標準，說明假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以適配。AMOS輸出的基線比較適配統(tǒng)計量NFI、IFI、TLI、CFI，四種適配指標均大于0.8，表示假設模型與樣本數(shù)據(jù)可以契合。此外，χ2/df值4.476<5；表示模型可以接受[2]。RMSEA達到0.073<0.08；達到良好的指標[9]。除了RMR，其他指標均達到尚可或理想的標準，說明該模型能夠被接受。這一結(jié)果與全模型的適配度分析基本一致，說明普通高中生的職業(yè)生涯規(guī)劃、自我效能感、學習動機三者間的不完全中介關(guān)系模型成立。

2.未受限模型差異性分析

以辦學模式這一變量進行的多群組結(jié)構(gòu)方程分析，群組間的未受限模型差異、兩群組各路徑及其差異（在此只羅列出兩個群組的結(jié)構(gòu)方程模型系數(shù)和群組間有顯著性差異的測量模型系數(shù)）如表10：無論是結(jié)構(gòu)模型路徑（b1_1至b3_1、b1_2至b3_2）、還是測量模型路徑（a1_1至a10_1、a1_2至a10_2），其標準化路徑系數(shù)均達到顯著（p<0.001），這一結(jié)果與全模型檢驗的結(jié)果一致，說明無論是普高辦學模式的群體、還是中職辦學模式的群體，其外生變量與內(nèi)生變量，潛變量與各觀測變量均存在顯著相關(guān)，整個模型結(jié)構(gòu)良好。

主效應差異分析：普高辦學模式與中職辦學模式的模型具有顯著差異（p小于0.001），具體表現(xiàn)在b1_1和b1_2之間的CR值2.162>1.96，達到0.05的顯著性水平，說明中職辦學模式群體的主效應0.44大于普高辦學模式群體的主效應0.29，且具有顯著性；即相對于普高辦學模式的群體，中職辦學模式的學生群體的職業(yè)生涯規(guī)劃會對其學習動機產(chǎn)生更大的正向影響。

間接效應差異分析：b2_1和b2_2之間、b3_1和b3_2之間的CR均未達到顯著性水平，即兩群體的間接效應（0.126和0.108）之間沒有顯著性差異。

在測量模型路徑上，中職辦學模式群體在學習動機上的排序依次是：物質(zhì)追求、社會取向、小群體取向、個人成就、求知進取、害怕失??；而普高辦學模式群體在學習動機上的排序依次是：求知進取取向、社會取向、小群體取向、個人成就、物質(zhì)追求、害怕失敗。

3.測量加權(quán)模型差異性分析

測量加權(quán)模型，是在假定各測量結(jié)構(gòu)系數(shù)沒有顯著性差異（a1_1=a1_2，a2_1=a2_2，……a10_1=a10_2）的前提下，比較群組間的模型差異，結(jié)果如圖5和圖6所示。

多群組間的模型差異p值為0.046<0.05，說明群組模型之間有顯著性差異。具體表現(xiàn)在中職辦學模式的學生的主效應b1_1（圖2.6，β=0.46，t=4.398）大于普高辦學模式下的學生群體的主效應b1_2（圖2.5，β=0.31，t=5.459），其CR值2.256>1.96，說明差異性達到0.05的顯著性水平，相對于普高辦學模式下的學生群體，已進行中職辦學模式下的學生群體的職業(yè)生涯規(guī)劃會對其學習動機產(chǎn)生更大的正向影響。b2_1和b2_2之間、b3_1和b3_2之間的CR均未達到顯著性水平，即兩群體的間接效應（0.126和0.099）沒有顯著性差異。主效應與間接效應的差異與之前的多群組未受限模型差異分析結(jié)果保持一致。

四、討論

（一）生涯規(guī)劃、自我效能感與學習動機三者關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型

無論是全模型分析，還是不同辦學模式的多群組分析，各組的測量模型路徑系數(shù)和結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)均顯著相關(guān)（少部分p<0.01，其他p<0.001），說明無論普通高中生整體、還是其內(nèi)部各群體的外生變量與內(nèi)生變量，潛變量與各觀測變量均存在顯著相關(guān)，整個模型結(jié)構(gòu)良好，主效應和間接效應顯著。即生涯規(guī)劃對學習動機有影響，這與陳官章[11]、Mohammed[12]等人的研究結(jié)果以及劉玉霞等人[13]的職業(yè)生涯規(guī)劃與成就動機呈正相關(guān)的結(jié)論相近。

（二）人口學變量的群組差異

在“職業(yè)生涯規(guī)劃對學習動機的直接影響”上：相對于無兼職經(jīng)歷的群體，有兼職經(jīng)歷的學生群體的職業(yè)生涯規(guī)劃會對其學習動機產(chǎn)生更大的正向影響。兼職學生在兼職中有更多職業(yè)模擬和社會實踐的機會，有利于他們在此過程中對職業(yè)生涯和學習的作用進行反思，感受工作的艱辛和學習對獲得更高社會地位的幫助，由此建立聯(lián)系，因此兼職群體的生涯規(guī)劃對學習動機的影響更大；而未有兼職經(jīng)歷的學生，生涯的重點更多放在校園生活，對職業(yè)的思考較少，學習動機的獲得較少來源于職業(yè)生涯規(guī)劃。男生顯著高于女生，隨著年齡增長，男女生的社會角色感逐漸增長，從傳統(tǒng)角色傾向上來說，男生比女生普遍更以事業(yè)為重，因為在職業(yè)生涯上的思考，更可能成為他們學習上的動力。

在“生涯規(guī)劃對自我效能感的影響”上：兼職群體顯著高于無兼職群體，普通高中生的學習水平和能力相對一般，他們在學習上很難獲得自我效能感，而在兼職中能夠創(chuàng)造社會價值，對各種行業(yè)產(chǎn)生興趣，這種在生涯上的規(guī)劃能夠適當?shù)靥岣咚麄兊淖晕倚芨?。男生顯著高于女生，說明男生通過生涯規(guī)劃中取得的自我效能感比女生高。

在“自我效能感對學習動機的影響”上：高一年級顯著低于高二年和高三年，高一年作為新生，面對學校環(huán)境、課本知識學習難度等變化，需要一個適應的過程，因而對學習的掌控感較弱，隨著年級升高，這種掌握感逐漸恢復，也獲得了一些適合高中學習的方法，因而自我效能感的升高，促成他們學習動機提高。

（三）不同辦學模式的群組差異

無論是未受限模型下的群組間差異分析，還是測量加權(quán)模型下的群組間差異分析，都得到一致的結(jié)論：相對于普高辦學模式的群體，已進行中職辦學模式的學生群體的職業(yè)生涯規(guī)劃會對其學習動機產(chǎn)生更大的正向影響。這可能是因為中職辦學模式的學生開始接受職業(yè)方面的教育，相對于普高辦學模式的學生，他們更早或更深地進入職業(yè)探索階段，有一部分的學習內(nèi)容是專業(yè)知識甚至是專業(yè)技能，在職業(yè)生涯上的思考和規(guī)劃能夠使他們獲得更強的學習動機。因此，針對這一部分學生，通過職業(yè)生涯規(guī)劃教育，能夠更好地幫助學生提高學習動機，增強學習的參與度。

從中職辦學模式和普高辦學模式在學習動機上的排序上看：中職辦學模式群體的學習動機中，物質(zhì)追求取向較高，學習的主要目的是以后能獲得更高的物質(zhì)享受；而普高辦學模式群體的學習動機主要來源于求知進取，即更關(guān)注學習的知識、真理本身，這與學校的實際生源情況相符合：普高辦學模式下的學生本身的學習成績較好，而中職辦學模式下的學生很多是因為學習成績不佳，或在學習上缺乏一定的技巧和動力。

五、結(jié)論

無論是多樣化辦學模式下的高中生整體、還是它的內(nèi)部各群體，其職業(yè)生涯規(guī)劃對學習動機都具有正向預測作用，自我效能感在職業(yè)生涯規(guī)劃和學習動機之間具有不完全中介效應。相對于普高辦學模式的群體，中職辦學模式的學生群體的職業(yè)生涯規(guī)劃對其學習動機產(chǎn)生更大的正向影響。

從傳統(tǒng)的觀點來看，如果能夠?qū)⑼獠縿訖C轉(zhuǎn)化為內(nèi)部動機、將表現(xiàn)目標傾向轉(zhuǎn)化為學習目標傾向，自然是很理想的。然而普通高中生學習動機的現(xiàn)狀是：隨著年齡的增長，學業(yè)的難度不斷提高，學生接觸的誘因也更多，愈發(fā)難以像原來一樣心無旁騖地學習，因此外部動機、表現(xiàn)目標動機的取向也隨著年齡在增高。這是中學生學習動機的特點，面對這一現(xiàn)實，需要尊重這一規(guī)律，可以從提高學生內(nèi)部動機轉(zhuǎn)向提高外部動機考慮，如增強學生的社會動機取向，明白學習的意義、承擔社會責任等，激發(fā)學生的學習動機。

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（作者單位：1.福建省漳州市第五中學，漳州，363000；2.閩南師范大學教育科學學院，漳州，363000）

編輯/王抒文 劉 揚 終校/于 洪