职普融通背景下中职生自主学习动机培养及其对心智游移影响的实证研究

摘 要 职普融通背景下，理清中职生自主学习动机对心智游移的影响，以及执行功能与毅力的作用机制，有利于提升中职学校人才培养质量。通过对江苏省4所中等职业学校729名中职生进行问卷调查，结果表明：中职生自主学习动机对心智游移有显著负向预测作用；中职生自主学习动机会通过三条路径间接影响心智游移，分别是执行功能的单独中介作用和毅力的单独中介作用，以及执行功能-毅力的链式中介作用。在此基础上提出三点建议：一是深化职普融通教育理念，改变重普轻职的观念，提升中职生自信心和自主学习动机；二是完善职普融通课程体系，丰富学习任务类型与任务形式，提高中职生执行功能水平；三是重视生涯教育，加强毅力教育，优化中职生毅力品质。

关键词 职普融通；中职生；自主学习动机；心智游移

中图分类号 G718.3 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2024）26-0054-06

一、问题提出

中等职业教育是普及高中阶段教育和建设中国特色现代职业教育体系的重要基础，对于培养符合社会需求的技术技能型人才发挥着关键作用。高质量人才培养离不开高质量的教育，中职生的自主学习能力有助于其应对信息技术发展和技术技能的快速更迭，是促进中等职业教育高质量人才培养的关键。2022年12 月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于深化现代职业教育体系建设改革的意见》指出，要“拓宽学生成才成长通道……推动职普协调发展、相互融通，让不同禀赋和需要的学生能够多次选择、多样化成才”[1]。这为中职生的发展提供了多元化的成长方向，同时也对中职生的学习力提出了更高的要求。然而，大部分中职生在初中阶段没有形成良好的学习习惯，导致进入中职学校后学习效率较低。一部分中职生对学习目标感到模糊或不确定，导致在学习上缺乏明确的方向和动力，使得他们难以持续投入学习；还有一部分中职生学习兴趣不浓，缺乏积极的学习态度，导致在课堂上缺乏参与度和专注力。这些都是自主学习动机缺乏的表现，也属于心智游移现象。在职普融通背景下，只有激发和培养中职生的自主学习动机，加强其终身学习的动力，才能促进中等职业学校的人才培养朝高质量发展。本研究基于自我决定理论探究自主学习动机对中职生心智游移现象的影响机制，完善认知执行功能与毅力在自主学习动机与心智游移现象间的关系。

二、研究综述与假设

（一）自主学习动机和心智游移之间的关系

心智游移是指人们在完成某项任务中意识转移到与当前主要任务无关的事情或场景，在心理学上这种意识转移或偏离现象被称为心智游移。心智游移现象占据人们日常意识活动时间的30%[2]，这表明心智游移现象普遍存在于人们的日常学习与工作当中，在一定程度上影响着个体工作与学习效率。自主学习动机来源于自我决定理论，自我决定理论认为个体动机中自主成分越多，行为结果越积极[3]。相关文献大都聚焦于一般动机与心智游移关系的研究，对于自主学习动机对心智游移的影响研究较少。有研究人员通过实验指导语操纵被试在持续注意任务的动机，发现动机越强的被试在持续注意任务中的心智游移频率越低，任务表现越好[4]。为了进一步验证上述观点，研究者基于不同条件探究动机对个体心智游移的影响，结果发现无论在何种条件下，强动机个体的心智游移频率都相对较低[5]。施嘉慧等人在探测学生在学习中的心智游移状况时发现学生学习动机与心智游移呈显著负相关[6]。

自我决定论强调人类动机的影响作用是由有机体内在的需求而不是由外部因素提供的[7]。这表明自主动机对个体影响较大，对行为的促进效应也较为明显。因此，本研究做出假设H1：自主学习动机可以显著减少中职生心智游移。

（二）自主学习动机、执行功能和心智游移的关系

动机对执行功能的正向影响很早就被证实，有研究表明通过外部激励可以提升个体动机，使认知控制过程更为高效[8]。动机的增强可以促进个体的认知控制，从而提高执行任务时的专注度，避免心智游移高频出现[9]。心智游移的执行控制失败理论认为心智游移的发生是由人们缺乏控制或控制能力较低而导致的，即执行控制能力越低的个体越容易发生心智游移现象[10]。可见，提升动机能够减少心智游移现象主要是因为良好的动机促进了个体的执行控制功能，从而减少心智游移。因此，本研究做出假设H2：自主学习动机通过执行功能可以显著减少中职生心智游移。

（三）自主学习动机、毅力和心智游移的关系

毅力是指对长期目标的坚持及热情，它独立于认知能力，促使个体努力工作、坚持长远目标[11]。法灵顿等学者提出的非认知因素影响模型中提到个体的毅力受到自主学习能力的影响[12]，有学者对三年级到九年级学生进行问卷调查发现，自主动机中的内部动机维度与认同调节维度与毅力呈正相关[13]。毅力是个体目标维持的重要且直接影响因素，研究表明自主动机与目标维持存在显著相关关系[14]。这进一步表明自主学习动机对个体毅力品质影响明显。同时非认知因素影响模型也提到毅力会影响个体的学业行为表现，在该模型中个体学业行为包括学习习惯、课堂参与和作业完成度等，良好的学习行为表现又需要个体能够保持注意力，减少任务无关思维的影响，即减少个体的心智游移现象。因此，本研究做出假设H3：自主学习动机可以通过毅力显著减少中职生心智游移。

（四）执行功能和毅力的链式中介作用

自主学习动机较高的个体执行功能表现更为突出，使其可以更专注执行当前任务，从而保证对任务的专注度。而执行功能对毅力存在显著正向影响[15]。有研究表明，执行功能可以预测大学生的毅力水平，执行功能较强的个体能够更好的贯彻计划好的任务[16]。在通过提升中职生的自主动机来减少心智游移现象中可以提升中职生的执行功能以及毅力水平从而达到预设目标。因此，本研究做出假设H4：执行功能与毅力在自主学习动机与中职生心智游移之间起到链式中介作用。

基于上述文献梳理以及相关理论阐述，本研究拟调研中职生自主学习动机与心智游移的关系，以及执行功能与毅力在其中的中介效应。综合上述研究假设，构建了一个链式中介模型，见图1。

三、研究设计

（一）研究对象

本研究采用随机抽样方式，抽取江苏省常州市、南通市4所中职学校的学生为研究对象，通过线上与线下双渠道发放问卷843份，其中，线上发放443份，线下发放400份。对数据进行集中清理后，剔除114份无效问卷，最终得到有效问卷729份，有效率为86%。其中，男生357名（49%），女生372名（51%）；一年级学生246名（34%），二年级学生259名（36%），三年级学生224名（30%）；成绩排前15%的学生244名（33%），成绩排中间的学生325名（45%），成绩排名后15%的学生160名（22%）。

（二）研究工具

1.心智游移频率量表

本研究采用王寅谊所编制的心智游移频率量表（Mind Wandering）对中职生的心智游移进行测量[17]。该量表共有三个维度，分别是自发思维、注意失控和总体评价。采用里克特5点计分，其中1～5分别对应一天之内心智游移发生的次数，包含极少（0～2次）、偶尔（3～4次）、一般（5～7次）、经常（8～10次）和总是（11次以上）5种情况，得分越高代表测试者的心智游移发生频率越高。在本研究中，总量表Cronbach’s α系数为0.958，各分量表Cronbach's α系数分别为0.933、0.833、0.889。

2.学习自我调节问卷

本研究运用学习自我调节问卷（Academic Self-Regulation Questionnair，SRQ-A）对中职生的自主学习动机进行测量，该问卷由Ryan[18]等人编制，国内学者唐本钰[19]进行了修订。该问卷包括外部调节、内摄性调节、认同性调节和内部动机四个维度。该问卷可以通过各维度加权总分来反映个体的自主倾向性，其得分也被称为相对自主性指数（Relative Autonomy Index，RAI），加权公式为：RAI=2×内部动机+认同性调节-内摄性调节-2×外部调节。相对自主性指数越高的个体越倾向自主性调节，自主学习动机水平也较高，在本研究中用相对自主性指数表示个体的自主学习动机。该问卷同样也是采用里克特5点计分法，1-5表示测试者最近一年从事学习活动原因的相符合程度从完全不符到完全符合。在本研究中，该问卷Cronbach’s α系数是0.926，各分问卷Cronbach’s α系数分别是0.866、0.785、0.850、0.904。

3.青少年执行功能量表

本研究采用黄春晖等学者编制的青少年执行功能量表（Adolescents Executive Function）对中职生的执行功能进行测量[20]。该量表分为三个维度，分别是抑制控制、认知转换、工作记忆。该量表选项设置1～3，分别表示没有、有时和经常。在本研究中进行反向计分，总量表Cronbach’s α系数为0.908，分量表Cronbach’s α系数分别为0.849、0.818、0.857。

4. 毅力量表

本研究采用Duckworth等人编制的毅力量表（Grit Scale）对中职生的毅力状况进行测量[21]。量表包括兴趣一致性和坚持努力两个维度，采用里克特5点计分法，1～5表示完全符合到完全不符合，兴趣一致性维度的题目采用反向计分。总量表Cronbach’s α系数是0.724，分量表Cronbach’s α系数分别为0.802、0.806。

四、数据分析

（一）共同方法偏差

为防止变量间产生共同方法偏差，本研究在调研问卷中对部分题项采用反向题。同时由Harman单因子分析结果可知，按照特征值大于1可以提取15个主因子，并且第一个因子解释的变异量为18.91%（小于40%），表明研究不存在明显的共同方法偏差。

（二）描述统计与相关性分析

皮尔逊积差相关分析结果表明：中职生自主学习动机与执行功能、毅力两两呈现显著正相关关系，自主学习动机、执行功能、毅力与心智游移都呈显著负相关关系，见表1。

（三）假设模型检验分析

首先采用AMOS28.0进行验证性因子分析（CFA），拟合度结果如下：X2/df=7.314，CFI=0.921，TLI=0.892，IFI=0.922，GFI=0.922，AGFI=0.873，RMSEA=0.093，SRMR=0.072。然后运用SPSS中Process v4.1插件中的model6进行假设检验，将Bootstrap抽样量和置信区间设置为10000次和95%。在以性别、年级和成绩区间为控制变量条件下分析中职生执行功能与毅力在自主学习动机与心智游移之间的链式中介效应。回归分析表明：自主学习动机对心智游移的直接预测作用显著（β=-0.156，p<0.001），自主学习动机显著正向预测了执行功能（β=0.156，p<0.001）和毅力（β=0.081，p<0.001），执行功能显著预测了毅力（β=0.291，p<0.001），执行功能和毅力分别显著预测了心智游移（β=-0.278，p<0.001；β=-0.203，p<0.001），见表2。

链式中介结果显示：自主学习动机对心智游移的直接效应为-0.123（p<0.001），占自主学习动机对心智游移的总效应（-0.184）的66.68%，假设H1成立。具体来看，该链式中介模型是由自主学习动机→执行功能→心智游移；自主学习动机→毅力→心智游移；自主学习动机→执行功能-毅力→心智游移三条路径构成。其中自主学习动机→执行功能→心智游移路径的效应值为-0.044（p<0.001），占总效应的23.64%，Bootstrap95%置信区间为[-0.069，-0.022]（不包含0），假设H2成立。自主学习动机→毅力→心智游移路径的效应值为-0.017（p<0.001），占总效应的8.97%，Bootstrap95%置信区间为[-0.035，-0.001]（不包含0），假设H3成立。自主学习动机→执行功能-毅力→心智游移路径的效应值为-0.009（p<0.001），占总效应的5.05%，Bootstrap95%置信区间为[-0.017，-0.004]（不包含0），假设H4成立。为了进一步探讨不同路径之间的差异性，将不同路径的中介效应进行两两比较。结果表明中介效应1vs中介效应2的Bootstrap95%置信区间为[-0.059，0.003]（包含0），执行功能与毅力两者间的中介效应无显著差异；中介效应1 VS 中介效应3的Bootstrap95%置信区间为[-0.058，-0.015]（不包含0），执行功能的中介效应与执行功能、毅力两者的链式中介效应存在显著差异；中介效应1 VS 中介效应3的Bootstrap95%置信区间为[-0.026，0.009]（包含0），毅力的中介效应与执行功能、毅力两者的链式中介效应无显著差异。见表3、图2。