应用心理学
. //. 年第0卷第1期，. 12. 3
! " #$%&%’() *$+, (-4, #%67&9" (, (558:8
，. //. ;
初中生学业自我效能、学习动机与学业成绩的关系
佐
斌>
谭亚莉.
（华中师范大学心理学系，武汉，；华中科技大学人文学院，武汉，）>; 1? //3@. ; 1? //31
摘要本研究使用学业自我效能量表和学习动机量表对初中生进行测量，
并对测量结果与学业成绩间的关系进行了分析。结果发现：学生学业自我效能、学习动机和性别是学业成绩的良好预测变量源，其中以学业自我效能的效应最为明显；学习动机与学业成绩之间并非单纯的线性关系。关键词
初中生
学业自我效能
学习动机
学业成绩
中图分类号：A 011
文献标识码：（）4文章编号：>//B 2B /. /. //. 2/12//. 12/1
可能通过影响学习者对后继学习行为的动机水
! 问题的提出
依据A 自我效能（+$6) *+的界定，&%, -C %--#C ）是人们对自己在特定领域实现预期结果9+98
［，］>. 。学业自我效能则是所需行为能力的信念
指学生对自己顺利完成学业的行为能力的信
［］? 念，是自我效能在学业领域内的表现。学业
平、投入度及目标设定等因素来对学习结果产
生影响。本研究的目的在于探讨学业自我效能、学习动机与学业成绩间的关系，分析初中生学业成绩发生分化的潜在原因。
" 方
法
自我效能的高低决定了个体面对新的学习任务或学习上遇到困难时，是把它当作挑战加以
［，］1D 迎接还是当作困难加以回避的学习态度。
. ; >被试
随机在武汉市? 所初中各年级抽取>个班共@个班的初中生。? 所初中均为普通中学，没有分重点班和普通班，学生上学期期中、期末语文和数学成绩没有显著差异。发放问卷1回收有效问卷? 回收率为. B 份，01份，
女生>初一、@/L . M 。其中男生. /D 人，3@人；
初二、初三学生分别为>、、? . >. D >. 3人。平均年龄>标准差>? L B 1岁，L . @岁。. ; . 研究工具. ; . ; >学业自我效能量表
采用N #K &($的教师自我效能感量表的研究思路并综合7#$G *#9" 和O %N *((G 的学业自我效能
［，］@>/分量表的研究结果，将教学情境改为学习情
学习动机一直以来都被认为是一个影响学业成绩的关键变量。
一些研究表明，学业自我效能对学习行为及成绩有重要影响。E 9" ) $F 的实验结果发现，
自我效能、归因与学业成就之间有密切相关；无论学习任务处于何种难度水平或对待被试的方式如何，自我效能是一个对学业成绩的良好预
［］B 测指标。较低A %G H 和I %J K *%%的研究也发现，
水平的自我效能与高考试焦虑及大多数的成绩
［，］30。因此，学业自我效能下降之间有显著相关
初中生学业自我效能、学习动机与学业成绩的关系／佐
斌等
2/
境，编制了学业自我效能量表（! " ! #$%&" ’$() *$) ) &" ! *，简称, ）。, " ’" ! ($-. --. -包含学习效能感和个+
人效能感两个维度，前者指学生对学习活动能否或在多大程度上影响学习的信念，后者指学生对自己的学习能力的主观评估。, -. -初测时包含
正向计分题1反向计分题2/0个项目，0个，0个，以/点量表计分。经过筛选项及问卷的标准化，
正式施测时项目数为10个。23232学习动机量表
在借鉴孙煜明和王振宏的研究成果基础上编制了学习动机量表（’45#64&7! 4&68+%
［，］::1，共包括2内部，简称-）0个项目，’" ! ($9-学习动机和外部学习动机各有:0个项目。
231研究程序
首先，研究者编制并标准化学业自我效能量表和学习动机量表。在量表编制过程中辅以个别访谈、教师评定和自我评定法收集有关资料。其次，以班为单位进行正式调查，同时收集被试的期中考试数学和语文成绩（与此次调查时间相距两周）作为学业成绩的指标。最后，对问卷进行编码，采用-; --
! 结
果
13:, -. -与-9-的效度与信度
, -. -的效标关联效度是将访谈得知的学
生对自己学习能力评估的等级作为效标，与各
，发现, 自得分求得效标关联效度为0=>2-. -有较高的实证效度。-9-的效标来源于班主
任对每个学生学习积极性的等级评定，将班主任评定的等级与学生问卷所得分数求相关得
。到-9-的效标关联效度为0=>?
对两个问卷的同质性信度进行分析，其内
。部一致性系数即! 系数分别为03? /和03? @
施测后两个星期进行重测，, -. -和-9-的重测信度分别为0。可见，3? 2和03? /, -. -和-9-具有较高的信度。
学习动机与学业成绩间132学业自我效能、
的关系1323:不同成绩水平学生的学业自我效能和学习动机的比较
其中成绩高于将学生按照成绩分为1组，
平均成绩加0=/个标准差的为成绩较好的学生，低于平均成绩减0=/个标准差的为成绩较差的学生，中间的为成绩一般的学生。方差分析结果表明，成绩水平好、中、差1组的学业自我效能和学习动机之间存在极显著差异，有依
）。方差分析结果，学业自次递减的趋势（表:
我效能和学习动机对学业成绩的主效应（分别
，）以及两者的交互作用为A B 0=000B 0=02>A ）都非常明显。（B 0=000A
较差组（）8B ? /3
表" 不同学习成绩水平学生的学业自我效能和学习动机的差异比较
）较好组（8B
学业自我效能学习动机
::/322E :2300>>3
中等组（）8B 20C :0? 3/3@>E ? 3
D 2C 3C :
!!! !!!
注：，，，后同。! 表示A " 0=0/!! 表示A " 0=0:!!! 表示A " 0=00:
学习动机对学业成绩13232学业自我效能、的方差分析
将样本按照学习动机的高低分为三组：学习动机得分高于平均数加0=/个标准差的为高动机水平组，低于平均数减03/个标准差的为低动机水平组，中间部分为中等动机水平组，分别求三组学业自我效能对学业成绩的回。归方程得到图:
图:不同学习动机组学业自我效能与学业成绩的关系
$-
应用心理学・$%%$年第*卷第.
期
图! 表明，学业自我效能和学习动机之间存在较为显著的交互作用，而且值得注意的是：动机水平中等组的学业自我效能对成绩的回归线位于动机水平较高组的学业自我效能对成绩的回归线上方，这说明在学业自我效能水平相等的条件下，学习动机中等的学生比动机水平较高的学生反而更有可能取得好成绩。
学业自我效能、学习动机对学业成" #" 性别、
绩的回归
使用逐步回归法考察性别、学业自我效能、学习动机对学习成绩的回归效应。由于类
别变量在多元回归分析和路径分析时应作为
［，］! $! " ，本研究将男设为! ，女设虚拟变量处理
，如果回归系数为正值且统计上具有显著为%性，则表示男性显著地高于女性；如果回归系数为负值且统计上具有显著性，则表示女性显
）发现，这著地高于男性。回归分析结果（表$
三个因素对学业自我效能的回归效应都较明显，其中学业自我效能的回归效应最为显著，
（这三个因素对学习成绩的决定系数为%&! " ’(
），即可以解释学习成绩变异的! ! %&%! " &’) ，
其中学业自我效能可以解释! %#*) 。
表! 性别、学业自我效能、学习动机对学习成绩的回归
因性
素别
+%#" $*%#" . $%#" 0$
$
+
$! +
" %#$-%%#! /! %#! ! /
, . #/-" #! 0$#%$
(%#%%%
""" "" "
学业自我效能学习动机
%#! %*%#! ! 0%#! " ’
%#! %*%#%! 0%#%! .
%#%%$" #. 路径分析
使用路径分析方法对初中生学业自我效能、学习动机和性别对学业成绩的影响做了进一步探讨。先计算全递归模型的广义平方复
$$$，再使用超识相关系数+! 344%&" ’0125! 5$2
" 讨
论
别模型进行路径分析（见图$），结果发现超识
$$别模型的广义平方复相关系数624! 345! 75$7$），拟合指数82（／（2%&" ’-! 3+! 36）21
，统计检验表明路径模型能良好地拟合%&’’*
学业自我效能对学业成绩回归系数的显
和路径分析中学业自著性（解释率为! %#*) ）
我效能对学业成绩的总效应都表明，学业自我效能是学业成绩的一个良好预测指标，这与有的研究结果相一致，即高学业自我效能学生的
［，］" ! . #! -学业成绩更好。由于学业自我效能是一种对学业和自己学习能力有无信心的表征，
往往会通过影响学生的动机水平、目标定向、学习投入程度、应付挫折的能力以及心境等因
［］! 0。自我效能低的人较多素来影响学业成绩
强调自己的无能和学习中的困难，因而过多地
牵扯了精力，又会对学习产生焦虑和恐惧感，从而影响任务的完成。
不同成绩水平学生的学业自我效能、学习动机有极显著差异说明成绩除了与学业自我效能相关之外，还与学习动机有关。学业自我效能、学习动机的主效应及交互作用对学业成绩的影响都很明显，而学业自我效能的主效应较学习动机更明显，学业自我效能的标准化回归系数比学习动机的标准化回归系数也高。这说明与学习动机相比，学业自我效能可能是对学业成绩更有预测力的变量源。原因可能
数据。路径分析结果显示，学业自我效能对学，间接效应为%业成绩的直接效应为%&$-&%--（），总效应为%。性别和学习%&/. *9%&! $&" $-动机对学业成绩的效应分别为%。&! /和%&! $
图$超识别模型路径
初中生学业自我效能、学习动机与学业成绩的关系／佐斌等
&E
在于，学业自我效能是一个更为概括化的变
量，它的变化会影响多种因素，其中也包括学习动机，学习动机只作为学业自我效能的作用结果之一而对学业发生影响，所以学习动机的预测力较学业自我效能弱。
学业自我效能对学业成绩的回归方程表明，在学业自我效能相等条件下，学习动机水平中等的学生比学习动机较高的学生更有可能取得好成绩，即学习动机与学业成绩间并非，（）：D 3A 73
［］：&*+, -. /+[1**********]8+8:? 33G 3/87C 3; 58; , >/; 419
：，：K /33L +, " ((E F #! F (H 3
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，（）：科学，&$$" &F " ’F ! ’#
［，，’］B +>/78JM M 78J CN D +,0O 1D 34+>7; , C ; 59
单纯的线性关系，这与已有的研究有些出入
［! ，" #］。从图" 的回归线还可看出，动机水平较低组回归线的斜率最大，说明对于那些学习积极性不够高的学生而言，提高他们的学业自我效能将是提高其学业成绩的一条重要途径，学业自我效能有时与学习动机是一对互补因素，两者协同对学业成绩发生影响。另外在培养学生较高学业自我效能的同时，还要注意调整他们的学习动机水平，因人而异地找出适合每一个学生的动机水平。
由路径分析进一步确知，对于学业成绩来说，学业自我效能、学习动机和性别这三个主
要影响因素的标准回归系数分别为$%&’
、%" ’、$%" &
，学业自我效能、学习动机和性别能在一定程度上预测初中生的学业成绩，对学业成绩的共同解释率为" ! %() 。对于学业成绩这个受多种因素制约的变量，这三个因素构成了相对良好的预测源，并在一定程度上解释了初中生学业成绩发生分化的原因部分在于其学业自我效能与学习动机水平的差异。
! 结
论
（"
）学业自我效能是学业成绩的良好预测指标之一。
（&
）不同成绩水平学生的学业自我效能和学习动机均有极其显著的差异，但学习动机与学业成绩间并非单纯的线性关系。
（!
）学业自我效能、学习动机和性别能在一定程度上解释初中生学业成绩出现分化的原因。
参考文献
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（下转第F S 页）
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摘要本研究使用学业自我效能量表和学习动机量表对初中生进行测量，
并对测量结果与学业成绩间的关系进行了分析。结果发现：学生学业自我效能、学习动机和性别是学业成绩的良好预测变量源，其中以学业自我效能的效应最为明显；学习动机与学业成绩之间并非单纯的线性关系。关键词
初中生
学业自我效能
学习动机
学业成绩
中图分类号：A 011
文献标识码：（）4文章编号：>//B 2B /. /. //. 2/12//. 12/1
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［，］>. 。学业自我效能则是所需行为能力的信念
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生影响。本研究的目的在于探讨学业自我效能、学习动机与学业成绩间的关系，分析初中生学业成绩发生分化的潜在原因。
" 方
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自我效能的高低决定了个体面对新的学习任务或学习上遇到困难时，是把它当作挑战加以
［，］1D 迎接还是当作困难加以回避的学习态度。
. ; >被试
随机在武汉市? 所初中各年级抽取>个班共@个班的初中生。? 所初中均为普通中学，没有分重点班和普通班，学生上学期期中、期末语文和数学成绩没有显著差异。发放问卷1回收有效问卷? 回收率为. B 份，01份，
女生>初一、@/L . M 。其中男生. /D 人，3@人；
初二、初三学生分别为>、、? . >. D >. 3人。平均年龄>标准差>? L B 1岁，L . @岁。. ; . 研究工具. ; . ; >学业自我效能量表
采用N #K &($的教师自我效能感量表的研究思路并综合7#$G *#9" 和O %N *((G 的学业自我效能
［，］@>/分量表的研究结果，将教学情境改为学习情
学习动机一直以来都被认为是一个影响学业成绩的关键变量。
一些研究表明，学业自我效能对学习行为及成绩有重要影响。E 9" ) $F 的实验结果发现，
自我效能、归因与学业成就之间有密切相关；无论学习任务处于何种难度水平或对待被试的方式如何，自我效能是一个对学业成绩的良好预
［］B 测指标。较低A %G H 和I %J K *%%的研究也发现，
水平的自我效能与高考试焦虑及大多数的成绩
［，］30。因此，学业自我效能下降之间有显著相关
初中生学业自我效能、学习动机与学业成绩的关系／佐
斌等
2/
境，编制了学业自我效能量表（! " ! #$%&" ’$() *$) ) &" ! *，简称, ）。, " ’" ! ($-. --. -包含学习效能感和个+
人效能感两个维度，前者指学生对学习活动能否或在多大程度上影响学习的信念，后者指学生对自己的学习能力的主观评估。, -. -初测时包含
正向计分题1反向计分题2/0个项目，0个，0个，以/点量表计分。经过筛选项及问卷的标准化，
正式施测时项目数为10个。23232学习动机量表
在借鉴孙煜明和王振宏的研究成果基础上编制了学习动机量表（’45#64&7! 4&68+%
［，］::1，共包括2内部，简称-）0个项目，’" ! ($9-学习动机和外部学习动机各有:0个项目。
231研究程序
首先，研究者编制并标准化学业自我效能量表和学习动机量表。在量表编制过程中辅以个别访谈、教师评定和自我评定法收集有关资料。其次，以班为单位进行正式调查，同时收集被试的期中考试数学和语文成绩（与此次调查时间相距两周）作为学业成绩的指标。最后，对问卷进行编码，采用-; --
! 结
果
13:, -. -与-9-的效度与信度
, -. -的效标关联效度是将访谈得知的学
生对自己学习能力评估的等级作为效标，与各
，发现, 自得分求得效标关联效度为0=>2-. -有较高的实证效度。-9-的效标来源于班主
任对每个学生学习积极性的等级评定，将班主任评定的等级与学生问卷所得分数求相关得
。到-9-的效标关联效度为0=>?
对两个问卷的同质性信度进行分析，其内
。部一致性系数即! 系数分别为03? /和03? @
施测后两个星期进行重测，, -. -和-9-的重测信度分别为0。可见，3? 2和03? /, -. -和-9-具有较高的信度。
学习动机与学业成绩间132学业自我效能、
的关系1323:不同成绩水平学生的学业自我效能和学习动机的比较
其中成绩高于将学生按照成绩分为1组，
平均成绩加0=/个标准差的为成绩较好的学生，低于平均成绩减0=/个标准差的为成绩较差的学生，中间的为成绩一般的学生。方差分析结果表明，成绩水平好、中、差1组的学业自我效能和学习动机之间存在极显著差异，有依
）。方差分析结果，学业自次递减的趋势（表:
我效能和学习动机对学业成绩的主效应（分别
，）以及两者的交互作用为A B 0=000B 0=02>A ）都非常明显。（B 0=000A
较差组（）8B ? /3
表" 不同学习成绩水平学生的学业自我效能和学习动机的差异比较
）较好组（8B
学业自我效能学习动机
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中等组（）8B 20C :0? 3/3@>E ? 3
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注：，，，后同。! 表示A " 0=0/!! 表示A " 0=0:!!! 表示A " 0=00:
学习动机对学业成绩13232学业自我效能、的方差分析
将样本按照学习动机的高低分为三组：学习动机得分高于平均数加0=/个标准差的为高动机水平组，低于平均数减03/个标准差的为低动机水平组，中间部分为中等动机水平组，分别求三组学业自我效能对学业成绩的回。归方程得到图:
图:不同学习动机组学业自我效能与学业成绩的关系
$-
应用心理学・$%%$年第*卷第.
期
图! 表明，学业自我效能和学习动机之间存在较为显著的交互作用，而且值得注意的是：动机水平中等组的学业自我效能对成绩的回归线位于动机水平较高组的学业自我效能对成绩的回归线上方，这说明在学业自我效能水平相等的条件下，学习动机中等的学生比动机水平较高的学生反而更有可能取得好成绩。
学业自我效能、学习动机对学业成" #" 性别、
绩的回归
使用逐步回归法考察性别、学业自我效能、学习动机对学习成绩的回归效应。由于类
别变量在多元回归分析和路径分析时应作为
［，］! $! " ，本研究将男设为! ，女设虚拟变量处理
，如果回归系数为正值且统计上具有显著为%性，则表示男性显著地高于女性；如果回归系数为负值且统计上具有显著性，则表示女性显
）发现，这著地高于男性。回归分析结果（表$
三个因素对学业自我效能的回归效应都较明显，其中学业自我效能的回归效应最为显著，
（这三个因素对学习成绩的决定系数为%&! " ’(
），即可以解释学习成绩变异的! ! %&%! " &’) ，
其中学业自我效能可以解释! %#*) 。
表! 性别、学业自我效能、学习动机对学习成绩的回归
因性
素别
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学业自我效能学习动机
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%#%%$" #. 路径分析
使用路径分析方法对初中生学业自我效能、学习动机和性别对学业成绩的影响做了进一步探讨。先计算全递归模型的广义平方复
$$$，再使用超识相关系数+! 344%&" ’0125! 5$2
" 讨
论
别模型进行路径分析（见图$），结果发现超识
$$别模型的广义平方复相关系数624! 345! 75$7$），拟合指数82（／（2%&" ’-! 3+! 36）21
，统计检验表明路径模型能良好地拟合%&’’*
学业自我效能对学业成绩回归系数的显
和路径分析中学业自著性（解释率为! %#*) ）
我效能对学业成绩的总效应都表明，学业自我效能是学业成绩的一个良好预测指标，这与有的研究结果相一致，即高学业自我效能学生的
［，］" ! . #! -学业成绩更好。由于学业自我效能是一种对学业和自己学习能力有无信心的表征，
往往会通过影响学生的动机水平、目标定向、学习投入程度、应付挫折的能力以及心境等因
［］! 0。自我效能低的人较多素来影响学业成绩
强调自己的无能和学习中的困难，因而过多地
牵扯了精力，又会对学习产生焦虑和恐惧感，从而影响任务的完成。
不同成绩水平学生的学业自我效能、学习动机有极显著差异说明成绩除了与学业自我效能相关之外，还与学习动机有关。学业自我效能、学习动机的主效应及交互作用对学业成绩的影响都很明显，而学业自我效能的主效应较学习动机更明显，学业自我效能的标准化回归系数比学习动机的标准化回归系数也高。这说明与学习动机相比，学业自我效能可能是对学业成绩更有预测力的变量源。原因可能
数据。路径分析结果显示，学业自我效能对学，间接效应为%业成绩的直接效应为%&$-&%--（），总效应为%。性别和学习%&/. *9%&! $&" $-动机对学业成绩的效应分别为%。&! /和%&! $
图$超识别模型路径
初中生学业自我效能、学习动机与学业成绩的关系／佐斌等
&E
在于，学业自我效能是一个更为概括化的变
量，它的变化会影响多种因素，其中也包括学习动机，学习动机只作为学业自我效能的作用结果之一而对学业发生影响，所以学习动机的预测力较学业自我效能弱。
学业自我效能对学业成绩的回归方程表明，在学业自我效能相等条件下，学习动机水平中等的学生比学习动机较高的学生更有可能取得好成绩，即学习动机与学业成绩间并非，（）：D 3A 73
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单纯的线性关系，这与已有的研究有些出入
［! ，" #］。从图" 的回归线还可看出，动机水平较低组回归线的斜率最大，说明对于那些学习积极性不够高的学生而言，提高他们的学业自我效能将是提高其学业成绩的一条重要途径，学业自我效能有时与学习动机是一对互补因素，两者协同对学业成绩发生影响。另外在培养学生较高学业自我效能的同时，还要注意调整他们的学习动机水平，因人而异地找出适合每一个学生的动机水平。
由路径分析进一步确知，对于学业成绩来说，学业自我效能、学习动机和性别这三个主
要影响因素的标准回归系数分别为$%&’
、%" ’、$%" &
，学业自我效能、学习动机和性别能在一定程度上预测初中生的学业成绩，对学业成绩的共同解释率为" ! %() 。对于学业成绩这个受多种因素制约的变量，这三个因素构成了相对良好的预测源，并在一定程度上解释了初中生学业成绩发生分化的原因部分在于其学业自我效能与学习动机水平的差异。
! 结
论
（"
）学业自我效能是学业成绩的良好预测指标之一。
（&
）不同成绩水平学生的学业自我效能和学习动机均有极其显著的差异，但学习动机与学业成绩间并非单纯的线性关系。
（!
）学业自我效能、学习动机和性别能在一定程度上解释初中生学业成绩出现分化的原因。
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