龍成志 劉志梅

(廣東金融學(xué)院工商管理系，廣州 510534)

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學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)行為的影響：以學(xué)習(xí)能力為中介*

龍成志 劉志梅

(廣東金融學(xué)院工商管理系，廣州 510534)

當(dāng)前背景下，培養(yǎng)大學(xué)生穩(wěn)定而持久的自主學(xué)習(xí)行為是高等教育重要目標(biāo)。此前研究普遍強調(diào)動機對學(xué)習(xí)行為的內(nèi)在驅(qū)動，并證明了學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)行為的積極性影響，但對學(xué)習(xí)動機促成自主行為的機制研究并不深入。以廣東六所高校1156名在校大學(xué)生為研究對象的實證研究表明，學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)行為的促進存在直接和間接效應(yīng)，學(xué)習(xí)能力是其促進效應(yīng)的中介變量。研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，性別、年級與專業(yè)對其促進效應(yīng)有顯著的調(diào)節(jié)作用。

學(xué)習(xí)動機 學(xué)習(xí)能力 自主學(xué)習(xí)行為

1 引 言

自主學(xué)習(xí)指的是學(xué)習(xí)者自我承擔(dān)學(xué)習(xí)責(zé)任的一種活動與事件(Perry & Winne，2006)，在學(xué)習(xí)過程中學(xué)習(xí)者自主設(shè)定目標(biāo)、制定學(xué)習(xí)計劃、選擇學(xué)習(xí)手段、監(jiān)控學(xué)習(xí)過程以及績效評估(Dickinson，1995；Zimmerman et al.，2012)。在學(xué)習(xí)資源和學(xué)習(xí)渠道日漸多元化的背景下，培養(yǎng)大學(xué)生自主學(xué)習(xí)行為的重要性成為共識(龐維國，2001；Pintrich，2003；孫國友，2015)。動機是誘發(fā)、推動和維持個人學(xué)習(xí)活動的內(nèi)在力量和決定性因素(Zimmerman，2000)，因而眾學(xué)者從動機管理的角度去探索促成大學(xué)生自主學(xué)習(xí)的解決方案(eg，高志敏，2005；蘇琪，2015)。但是，動機與學(xué)習(xí)行為的關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)系(焦璨等，2014；Oxford，2015；佐斌和譚亞莉，2002)。

學(xué)習(xí)動機是學(xué)習(xí)行為的起點，眾多學(xué)者因此將自主學(xué)習(xí)解構(gòu)成學(xué)習(xí)者在一定動機條件下選擇主動學(xué)習(xí)策略并達(dá)成學(xué)習(xí)目標(biāo)的過程(Biggs，1987；Weinstein et al.1987；Zimmerman et al.，2012)。他們普遍地認(rèn)為，主動的學(xué)習(xí)動機會促進學(xué)習(xí)者采取主動的學(xué)習(xí)策略，學(xué)習(xí)動機與主動學(xué)習(xí)策略相結(jié)合，自主學(xué)習(xí)行為就會產(chǎn)生和出現(xiàn)。然而，這種觀點僅解讀了自主學(xué)習(xí)現(xiàn)象的內(nèi)涵，即學(xué)習(xí)動機積極的學(xué)習(xí)者采取自我管理的主動學(xué)習(xí)策略去達(dá)成學(xué)習(xí)目標(biāo)，并未講清楚主動學(xué)習(xí)策略產(chǎn)生的條件，不能清楚揭示自主學(xué)習(xí)行為的產(chǎn)生機制。而學(xué)習(xí)能力在學(xué)習(xí)行為過程中至關(guān)重要，學(xué)習(xí)能力極大地制約著學(xué)習(xí)者對學(xué)習(xí)策略的選擇(潘玉進和陳鳳燕，2006)及自主學(xué)習(xí)行為的促成(Holec，1987；McCombs，1990；龐維國，2002)。因此，本研究整合性地把學(xué)習(xí)能力與學(xué)習(xí)動機同時作為自主學(xué)習(xí)的前置變量納入研究框架，使得我們在探索學(xué)習(xí)動機促成自主學(xué)習(xí)行為的機制上有進一步的推進。

學(xué)習(xí)能力是指學(xué)習(xí)者為完成學(xué)習(xí)任務(wù)達(dá)成學(xué)習(xí)目標(biāo)具備的個性特征及其素質(zhì)。Holec(1987)提出，自主學(xué)習(xí)行為的出現(xiàn)以學(xué)習(xí)能力為關(guān)鍵條件，并具體描述為：一是學(xué)習(xí)者有能力并愿意對其學(xué)習(xí)進行管理，二是他/她擁有使用該能力的可能性。McCombs(1990)把自主學(xué)習(xí)分成兩個認(rèn)知過程：對信息進行加工、編碼和提??；對認(rèn)知過程進行計劃、監(jiān)督和評價。McCombs進一步認(rèn)為，自主學(xué)習(xí)行為不僅取決于學(xué)習(xí)者自我概念、自我意象等具有動機作用的心理機制，還取決于個人自我監(jiān)控和評價的能力水平。龐維國(2002)則明確指出，自主學(xué)習(xí)行為的促成應(yīng)包括“想學(xué)”(動機)和“會學(xué)”(能力)兩個條件。也即，動機和學(xué)習(xí)能力共同促成了自主學(xué)習(xí)行為的發(fā)生。但是，讓人遺憾的是，極少研究去關(guān)注動機與能力在促成自主行為的協(xié)作機制。文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，動機為學(xué)習(xí)行為起點的觀點已廣為接受，并且眾多研究證實了學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)能力的積極影響(倪清泉，2010；Zimmerman et al.，2012)。因此，我們將學(xué)習(xí)能力視為學(xué)習(xí)動機促成主動學(xué)習(xí)行為的中介變量，并提出研究假設(shè)：積極的學(xué)習(xí)動機通過學(xué)習(xí)能力并與其一道促成自主學(xué)習(xí)行為的發(fā)生。

此外，我們發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者自主學(xué)習(xí)的形成受一些調(diào)節(jié)變量的影響。由于學(xué)科領(lǐng)域的差異及其知識特性的不同，相應(yīng)的學(xué)習(xí)方式及其行為存在顯著性差異(Alexander et al.，1988；蔡笑岳，何伯鋒，2010；馬恒芬等，2010)。Maccoby & Jacklin(1974)等人也提出男女在大腦結(jié)構(gòu)與工作機制上存在差異，因而不同性別的學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)心理機制、能力狀況以及行為不盡相同。而且，自主學(xué)習(xí)行為存在情境依賴(Dickinson，1995)，對剛剛經(jīng)歷完高考的低年級與即將面臨就業(yè)壓力的高年級大學(xué)生而言，他們學(xué)習(xí)情境存在較大的不同，其自主學(xué)習(xí)行為的心理機制可能存在差異。因此，我們將學(xué)科、性別及年級作為調(diào)節(jié)變量進行分析，以確保研究的有效性。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究采用典型樣本分層抽樣方法，以華南理工大學(xué)、廣東工業(yè)大學(xué)、華南師范大學(xué)、廣東藥科大學(xué)、廣東金融學(xué)院、廣州大學(xué)等六所高校為分層基點，周末就餐時間在每所高校食堂隨機訪問(接受調(diào)查即送餐后蘋果)，每所學(xué)校抽取樣本200，共獲調(diào)查問卷1200份，刪除填寫不全或連續(xù)四個測項答案相同的問卷，得有效問卷1156份。其中，男生530人，女生626人；文科生386人，理科生770人；大一284人，大二277人，大三309人，大四286人。

2.2 研究工具

測量量表經(jīng)過兩個步驟形成：根據(jù)研究需要對國內(nèi)外相關(guān)研究所使用的量表進行選擇與修正；基于廣東藥科大學(xué)和廣東金融學(xué)院兩所大學(xué)296名大學(xué)生進行預(yù)測試，對量表進行測項分析和純化。純化標(biāo)準(zhǔn)有三：各分項量表總計得分27%的高分組和低分組進行極端組比較，鑒別度指標(biāo)需大于3.000；分析測項與分項目量表總分之間的相關(guān)關(guān)系，測項相關(guān)系數(shù)要高于0.400；檢測測項同質(zhì)性，共同度需大于0.200，因素荷載需大于0.450(吳明隆，2010)。

2.2.1 學(xué)習(xí)動機量表

基于Biggs(1987)基于學(xué)習(xí)過程SPQ提出的學(xué)習(xí)動機量表的廣泛接受性，我們采用該量表。經(jīng)測項分析和純化之后，學(xué)習(xí)動機包括5個題項：學(xué)習(xí)成就帶來心理滿足的程度、學(xué)習(xí)有益就業(yè)、學(xué)習(xí)終歸是好事、不希望落后于別人和我希望取得好成績。需說明的是，根據(jù)研究需要，我們并未按照類型對學(xué)習(xí)動機進行細(xì)分，而是檢驗學(xué)習(xí)動機的綜合強度。

2.2.2 學(xué)習(xí)能力量表

依據(jù)Dickinson(1995)、Black & Deci(2000)、Benson(2013)等人對學(xué)習(xí)能力的研究，我們將學(xué)習(xí)能力的測定范圍確定為目標(biāo)管理能力、學(xué)習(xí)興趣的發(fā)現(xiàn)、探究精神與能力以及學(xué)習(xí)行為的自我管理能力等，量表依據(jù)能力范疇自行發(fā)展。經(jīng)測項分析最終測項確定為4項：學(xué)習(xí)目標(biāo)是否清楚、喜歡閱讀的程度、探究精神及其能力以及能否找到學(xué)習(xí)的快樂。

2.2.3 自主學(xué)習(xí)行為量表

Gibson & Dembo(1984)的教師效能量表對教師教學(xué)績效進行了完整測評，該量表得到學(xué)術(shù)界較多的采納。Biggs(1987)SPQ量表與該量表中提出的自主學(xué)習(xí)行為測項重疊率相當(dāng)高。依據(jù)本研究目標(biāo)，我們選擇其中能夠體現(xiàn)學(xué)生穩(wěn)定的自主學(xué)習(xí)行為的測項組成自主學(xué)習(xí)行為測量，并針對性增加中國情境的問題測項，如采用“老師教啥我學(xué)啥，老師講啥我聽啥”測項來反映學(xué)習(xí)自發(fā)性(反向測項)等，并將大學(xué)課程的出勤率、學(xué)習(xí)是否被手機等干擾等作為重要測項納入。經(jīng)測項分析和純化之后，測項數(shù)目為4項：學(xué)習(xí)自發(fā)性、學(xué)習(xí)專注程度、不找借口推脫學(xué)習(xí)任務(wù)、充足的學(xué)習(xí)時間安排等。

2.3 量表質(zhì)量檢驗

在信度方面，學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)能力與自主學(xué)習(xí)行為量表Cronbach’s Alpha系數(shù)分別為0.705、0.757和0.658，均大于0.6，說明量表內(nèi)部一致性良好。量表測項主要來自于已經(jīng)使用的量表，并經(jīng)過測項分析，測量量表能夠反映要測量的構(gòu)念，量表內(nèi)容效度可靠。進一步的驗證性因素結(jié)果顯示，包括組合信度和平均變異抽取值等各項指標(biāo)達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)(見表1)，表明量表具有較好的適切性和真實性。

同時，我們將所有變量采用全部進入法進行主成分分析，結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的主成分分析共有三個因子的特征值大于1，而且各因子最大特征值大于2.5，可解釋總變異量為30.52%，表明調(diào)查所使用量表收集數(shù)據(jù)的共同方法偏差可接受。

3 數(shù)據(jù)分析與研究結(jié)果

3.1 相關(guān)分析

表2列出了本研究所涉及變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和Pearson相關(guān)系數(shù)。相關(guān)分析結(jié)果顯示，學(xué)習(xí)動機和自主學(xué)習(xí)行為相關(guān)系數(shù)僅為0.181，雖然通過顯著性檢驗，但屬于弱相關(guān)；學(xué)習(xí)動機和學(xué)習(xí)能力相關(guān)系數(shù)略高，為0.231(p<0.01)；學(xué)習(xí)能力與自主學(xué)習(xí)行為的相關(guān)系數(shù)最高，0.451(p<0.01)。該結(jié)果反映了這些變量之間的粗略關(guān)系，為進一步探索它們之間的聯(lián)系，我們通過結(jié)構(gòu)方程模型進一步分析。

表1 本研究所涉及量表質(zhì)量檢驗情況

表2 變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

注：**表示顯著性檢驗值p<0.01，*表示p<0.05。下同。

3.2 結(jié)構(gòu)方程分析

為驗證學(xué)習(xí)動機與自主學(xué)習(xí)行為的關(guān)系，本研究構(gòu)建了兩個競爭模型：直接效應(yīng)模型(模型1，圖1)和包括直接與間接效應(yīng)的綜合模型(模型2，圖2)。依照抽取的樣本數(shù)據(jù)，兩個模型的擬合情況并不一致。對于模型1，學(xué)習(xí)動機與自主學(xué)習(xí)行為間的相關(guān)系數(shù)雖達(dá)到顯著性水平，但相關(guān)系數(shù)僅為0.141，為弱相關(guān)，而檢驗?zāi)Ｐ涂傮w適配度的CMIN/DF值偏大(3.95，p<0.05)，表明模型因果路徑與實際數(shù)據(jù)吻合一致的概率幾乎為零。與模型1形成對比的是，包括中介路徑的綜合模型的絕對擬合指數(shù)、增值擬合指數(shù)以及簡約擬合指數(shù)均達(dá)到良好適配，如圖2所示。兩相比較，模型2更好地反映了學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)能力與自主學(xué)習(xí)行為之間的相互關(guān)系，即學(xué)習(xí)能力是學(xué)習(xí)動機促成發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)行為的關(guān)鍵中介變量。

圖1 直接效應(yīng)模型

圖2 綜合效應(yīng)模型

依據(jù)模型2，學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)行為的直接影響系數(shù)為0.22，通過學(xué)習(xí)能力對自主學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生間接影響的系數(shù)為0.37×0.68，即0.25，也就是學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)行為的總效應(yīng)為0.47。其中，間接影響效應(yīng)略大于直接效應(yīng)。

3.3 調(diào)節(jié)變量影響分析

基于擬合效果更好的綜合模型，我們按照性別、專業(yè)和年級進行分組擬合，調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果如表3。

模型3是在模型2基礎(chǔ)上增加了性別調(diào)節(jié)變量，旨在檢驗性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究首先利用嵌套模型對男女樣本進行配對比較，兩個模型卡方差異值(Δχ2)為0.559，Δχ2顯著性檢驗p值為0.012(p<0.05)，因而拒絕兩個模型協(xié)方差相等的零假設(shè)，即男女樣本的結(jié)構(gòu)模型路徑存在顯著性差異。進一步的擬合結(jié)果顯示，由于學(xué)習(xí)動機對學(xué)習(xí)行為的直接效應(yīng)男性(0.34)高于女性(0.24)，學(xué)習(xí)動機促進自主學(xué)習(xí)的總體效應(yīng)男性高于女性。另一方面，雖然動機促成自主學(xué)習(xí)的間接效應(yīng)基本相當(dāng)，但對學(xué)習(xí)能力對自主學(xué)習(xí)行為的影響而言，女性(0.70)高于男性(0.50)。

為檢驗?zāi)昙壍恼{(diào)節(jié)效應(yīng)，模型4在模型2基礎(chǔ)上增加了年級作為調(diào)節(jié)變量。嵌套模型比較分析顯示，Δχ2為0.556，Δχ2顯著性檢驗p值為0.005(p<0.05)，模型協(xié)方差相等的零假設(shè)被拒絕。高低年級樣本模型擬合結(jié)果顯示，模型擬合情況良好。對不同年級而言，學(xué)習(xí)動機促成自主學(xué)習(xí)行為的直接效應(yīng)沒有區(qū)別。但對低年級學(xué)生而言，學(xué)習(xí)能力對自主學(xué)習(xí)行為促成的影響力較高，低年級為0.71，高年級為0.57。上述結(jié)果說明通過一定的教育手段提升學(xué)生學(xué)習(xí)能力，其效果低年級階段應(yīng)高于高年級。

類似地，我們在模型2基礎(chǔ)上增加了學(xué)科專業(yè)作為調(diào)節(jié)變量，即模型5。結(jié)果顯示，模型5同樣達(dá)到良好的擬合適配，即學(xué)科專業(yè)對動機促成自主學(xué)習(xí)行為具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。特別地，對理科學(xué)生而言，通過一定教學(xué)訓(xùn)練更可能幫助他們獲得一定學(xué)習(xí)能力，并促成他們獲得穩(wěn)定的學(xué)習(xí)行為。因為，以理科學(xué)生樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的擬合結(jié)果顯示，學(xué)習(xí)能力與自主學(xué)習(xí)行為的關(guān)系達(dá)到0.91的高度相關(guān)水平。

表3 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

4 研究討論

4.1 學(xué)習(xí)動機對自主學(xué)習(xí)行為的影響

雖然眾多理論分析和實證研究都表明動機對自主學(xué)習(xí)行為具有決定性影響，但學(xué)術(shù)界對動機影響并促成學(xué)習(xí)者自主學(xué)習(xí)行為的機制研究并不清晰(顧世明，2013；焦璨等，2014)。我們的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型1路徑與樣本數(shù)據(jù)實際吻合一致的概率顯著性小于0.05，也就是說，如果僅僅考慮學(xué)習(xí)動機對自主性學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生直接影響，我們將遺漏其他關(guān)鍵路徑，導(dǎo)致序列誤差的出現(xiàn)，使得模型擬合較差。為此，本研究在基于理論推演的基礎(chǔ)上引入自主學(xué)習(xí)能力構(gòu)建具有中介效應(yīng)的綜合模型，各項擬合結(jié)果指標(biāo)向好，表明學(xué)習(xí)動機在達(dá)成自主學(xué)習(xí)行為的過程中還存在其他關(guān)鍵變量。即學(xué)習(xí)動機促成自主學(xué)習(xí)行為的路徑是多樣而復(fù)雜的，有直接效應(yīng)，也存在間接效應(yīng)。

4.2 學(xué)習(xí)能力提升在學(xué)習(xí)動機促成學(xué)習(xí)行為中的關(guān)鍵性作用

本研究整合性提出學(xué)習(xí)動機通過學(xué)習(xí)能力促成自主學(xué)習(xí)行為的理論假設(shè)，并構(gòu)建了包括中介效應(yīng)的綜合模型。擬合結(jié)果分析顯示，在學(xué)習(xí)動機促成自主行為的過程中，通過學(xué)習(xí)能力來完成的貢獻(xiàn)度超過50%。該結(jié)果不僅證實了學(xué)習(xí)動機通過學(xué)習(xí)能力促成自主學(xué)習(xí)行為的理論假設(shè)，同時揭示動機促成自主學(xué)習(xí)行為的內(nèi)在機制。一方面，學(xué)習(xí)動機可促進學(xué)習(xí)者自主學(xué)習(xí)能力。如Ushioda(1996)等研究，學(xué)習(xí)動機可激發(fā)學(xué)習(xí)者通過自我管理并維持自主學(xué)習(xí)行為的能力。只有在動機被調(diào)動的情況下，學(xué)習(xí)者才可能自覺主動地制訂計劃，確定學(xué)習(xí)內(nèi)容，采取相應(yīng)策略來完成學(xué)習(xí)任務(wù)。此外，具有主動學(xué)習(xí)動機的學(xué)習(xí)者傾向于對自身學(xué)習(xí)能力進行積極評價。另一方面，學(xué)習(xí)能力對自主學(xué)習(xí)行為的達(dá)成能夠產(chǎn)生顯著性影響。McCombs等(1990)學(xué)者主張在自主學(xué)習(xí)行為過程中，學(xué)習(xí)能力不可或缺，它直接影響學(xué)習(xí)者對學(xué)習(xí)效能的感知，甚至可強化學(xué)習(xí)動機，從而對自我管理的自主學(xué)習(xí)行為起到自我強化的作用。

4.3 學(xué)習(xí)動機與學(xué)習(xí)能力管理中的條件適用性

學(xué)習(xí)行為具有條件和情境依賴特性(Dickinson，1987；Alexander等，1988；蔡笑岳，何伯鋒，2010)。在不同的學(xué)科情景下，不同性別及年級的大學(xué)生的自主學(xué)習(xí)心理機制應(yīng)該存有差異。因而，本研究將性別、年級和專業(yè)作為調(diào)節(jié)變量進行整合研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)能力以及自主學(xué)習(xí)行為的關(guān)系路徑存在結(jié)構(gòu)性差異。就性別來說，女性群體學(xué)習(xí)能力培養(yǎng)的重要性高于男性，因為通過提升學(xué)習(xí)能力來促成自主學(xué)習(xí)行為的效應(yīng)更為顯著；對低年級同學(xué)而言，通過提升學(xué)習(xí)能力來促成自主學(xué)習(xí)行為的有效性高于高年級，也就是說提升學(xué)習(xí)能力的適合時間應(yīng)該在低年級；相對文科專業(yè)而言，理科同學(xué)學(xué)習(xí)能力促成自主行為的相關(guān)度更高，表明通過學(xué)習(xí)能力的培養(yǎng)可獲得高參與度的自主學(xué)習(xí)行為。該結(jié)果為我們在高校教學(xué)改革與技術(shù)調(diào)整中提供了理論依據(jù)以及針對性技術(shù)建議。比如，我們可以在低年級側(cè)重于學(xué)習(xí)能力的培養(yǎng)，而在高年級側(cè)重于學(xué)習(xí)動機的激發(fā)。

需指出，雖然本研究揭示了學(xué)習(xí)能力在學(xué)習(xí)動機促成自主性學(xué)習(xí)行為中的中介作用，并貢獻(xiàn)了一些有趣發(fā)現(xiàn)，但存在一些不足。如本研究沒有深入探討學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)能力與自主學(xué)習(xí)行為之間的交互關(guān)系；本研究并沒有考慮學(xué)習(xí)動機的復(fù)雜性、多元性和情境依賴性，而是從綜合和普遍意義進行總體測量。

5 研究結(jié)論

(1)學(xué)習(xí)動機對穩(wěn)定的自主學(xué)習(xí)行為有促進作用，直接促進和間接促進幾乎相當(dāng)。

(2)學(xué)習(xí)能力提升是學(xué)習(xí)動機促成自主學(xué)習(xí)行為的關(guān)鍵中介變量。

(3)學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)能力和自主學(xué)習(xí)行為的相互關(guān)系受到性別、專業(yè)和年級的調(diào)節(jié)影響。

(4)學(xué)習(xí)動機管理和學(xué)習(xí)能力提升相互結(jié)合是促成學(xué)生自主學(xué)習(xí)行為的有效途徑。

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The Mechanism of Motivation Influencing Learning Autonomy with Mediating Effect of Learning Competence

LONG Cheng-zhi LIU Zhi-mei

(Business Administrative Department,Guangdong University of Finance,Guangzhou 510534,China)

Currently,it has become an increasingly important goal of higher education to cultivate the stable and enduring learning behaviors.Prior research mainly focuses on and proves the positive impact of motivation on learning behaviors,however few studies explore the mechanism on how motivation influences learning autonomy.The present study conducted a survey with 1156 valid samples collected in six universities in Guangzhou.After the correlation analysis，structural equation modeling (SEM) and competitive models comparison,we found the following results:(1) Learning motivation can help students cultivate learning autonomy directly and indirectly at the same time.(2) Learning competence mediates the relationship between learning motivation and autonomy significantly.(3) Gender,grade and major moderate the influence of motivation on promoting learning autonomy.

learning motivation,learning competence,learning autonomy

*廣東省普通高校重點平臺建設(shè)暨教育科學(xué)研究項目(2014GXJK114)。

B844

A

1006-6020(2016)-03-0203-08

**通信作者：龍成志，男，廣東金融學(xué)院工商管理系副教授，e-mail：louiee@yeah.net；劉志梅，廣東金融學(xué)院工商管理系教授，e-mail：gzzml2008@163.com。