1. 问题的提出
中共中央国务院印发的《国家中长期教育和改革规划纲要(2010~2020年)》明确指出要重视和支持民族教育事业。少数民族地区中学生学业成绩是反映中等教育质量的重要指标。影响学生学业成绩的因素一直是教育学、心理学领域的研究热点 [1] 。大量学者之所以研究学生的学业成绩，是因为学业成绩是学生课业学习掌握水平的直接反应。随着相关研究的深入，有研究者从学生的个体因素(认知能力和学习动机)和社会环境因素(师生关系、友谊质量和父母支持)两个方面对学生成绩的影响做了深入分析。在影响学生学业成绩的个体因素中，学习动机作为引发和维持学生的学习行为，直接影响了学生的学业成绩 [2] 。并且学习动机作为一种非认知因素，外部环境的改变对于学习动机的影响是显著的，并且环境的改变会通过学习动机进而影响行为结果。教师是指导学生学习的主要外部因素以及学生在学业上最亲密的人，教师对学生的关怀对于学生的影响应该比较大。并且自我决定理论认为，当父母、教师或同伴对自己的奖励和认可越多时，学生更容易发掘潜能，更主动地发展能力，积累经验 [3] 。由此可见，教师关怀可能是影响学生学业动机的重要变量之一。而学业自我效能感作为自我效能感的特殊形式，同样会受到社会环境因素的影响。有研究发现，学生得到支持者的资源和方法越多，其感受到的情感会释放内心的压力，从而保持较高的自我效能感 [4] 。教师作为学生的重要他人给予学生关怀和支持有利于学生保持较高的自我效能感，从而提升学业成绩 [5] 。
上述研究较少涉及到少数民族因素，学生受到的社会环境因素(地方教育政策、家庭教育方式、学校因素等)与内地可能会有所不同，学生内在学习动机和学业自我效能感可能也会受到一定影响。并且以往的研究对已有的关于“教师关怀行为”、“学业自我效能感”、“学习动机”、“学习成绩”间的关系进行了分析，国内外对学生学业成绩的影响因素的研究取得了较大进展。在方法上，量化研究所占比重较大在内容上，涵盖面大，几乎涉及到了影响学业成绩的各个方面的因素，研究视野宽广，研究者们从不同的学科视角进行了探讨。但仍然存在一些问题，简述如下：第一，对影响学业成绩的因素的研究虽然取得了很大进展，对各种因素的探讨涵盖面广，但是这些因素以各种各样的组合方式列入研究范围。因此进一步的研究需要把各种因素系统地整合，整体加以考察；第二，以往关于教师关怀行为、学习效能感、学习动机和学业成绩等变量都有一定研究，但通常只涉及其中一项或两项变量，而将四者结合进行研究的文献较少，并且对少数民族地区的学生考察较少。因此本研究拟探讨西藏藏族中学生学习动机、教师关怀行为、学业自我效能感和学业成绩的水平，假设教师关怀行为是学习动机和学业自我效能感的调节变量，并结合社会学习理论，认为学业自我效能感在学习动机和学业成绩的关系中具有中介作用。因此建构一个有中介的调节模型(图1)，试图探讨以下3个核心问题，揭示各变量与学业成绩之间因果关系的作用机制：1) 学习动机对学业成绩的预测作用；2) 教师关怀行为在学习动机与学业自我效能感关系中的调节作用；3) 学业自我效能感在学习动机影响其学业成绩过程中的中介作用。
2. 研究假设
学习动机(learning motivation)指学生为了学习并掌握课堂材料的动力或需求，是学生引起并维持学习活动，趋向教师设定目标的心理历程 [6] 。动机越内化，学生的学业成绩表现越佳。国内外关于学习动机和学业成绩实证研究都证明，学生的内部学习动机对学业成绩存在显著正相关，当学生内部学习动机提升时，他们的成绩也随之提升。学生如要有效且长期进行有意义的学习，学习动机必不可少 [7] 。学者Uguroglu、Walberg研究了1~12年级637,000名学生关于学习动机与学业成就之间的关系，分析了232项动机测量和学业成就之间的相关系数，发现98%为正相关，具有一定的代表性。这一结果表明学习动机高的学生其学业成就较高。我国学者以3至11年级的1356名学生为研究对象进行学习动机和学习成绩的调查研究，研究发现中小学生的学习动机与学习成绩之间存在显著正相关 [8] ；学生的学习动机对学业成绩有着显著的影响，并且能够预测学业成绩。
那么学习动机对学生学业成绩的作用过程中是否有其他变量在其中起中介作用呢？通过对已有的相关研究的分析发现，学业自我效能感与学校教育高度相关，并被假设为一个涉及动机和学习的重要过程。由此我们引入了学习自我效能感作为中介变量。学业自我效能感是指学生对自身形成和实施要达到既定学习目的的行动过程的能力判断 [9] 。自我效能感理论认为，自我效能感是对自己的能力进行衡量和评价的结果，而学业自我效能感是特殊的自我效能感，高自我效能感可以使个体越容易成功。也就是说对实现自己学习目标有充分信心的学生往往会取得成功，而没有信心的学生则会导致失败。学生对自身的学习任务完成有较高的信心时，学生会尽自己做大的努力完成学习任务，达到学习目标，从而提高其学业成绩。有研究发现，学业自我效能感较高的学生，学生的学业成绩也相对较好。郭筱琳等(2019)的研究表明，在控制了性别、年龄等人口学变量后，学生的学业自我效能感与学业成绩存在显著相关性 [10] 。根据以往研究不难发现学业自我效能感可以正向预测学生的学业成绩 [11] 。同样，学生的学业自我效能感也会受到学习动机的影响，当学生感知到他们在获取知识方面进步时，他们的内部的学习需求得到满足，而学习动机正是引起和维持个体的学习行为，进而满足个体内在学习需要的心理倾向。内部学习需要的满足推动了学生的学习动机，学习需要的满足使学生感到积极的情绪体验，这种积极的情绪体验则会影响到学生的自我效能感，使他们产生高自我效能感 [12] ，学习动机会起到推动作用。国内已有研究证实了两变量之间的相关关系，即学业自我效能感与学习动机正相关显著 [13] 。Kennedy经过长期的跟踪调查发现，增强学习动机可以进一步提高学业自我效能感。涂敏的研究表明，学习动机与学业自我效能感呈现显著的相关关系，主要是内部动机的正相关作用显著，外部动机和学生的学业自我效能感存在负相关关系。同时，池丽萍、辛自强的研究也表明，内生动机与学习自我效能感及呈显著的正相关，与外生动机无关。综合上述分析，不难发现学习动机能够预测学生的学业自我效能感和学业成绩，并且学生的学业自我效能感也能够正向预测学生的学业成绩。并且上述关于学习动机、学生学业自我效能感和学业成绩两两之间关系的分析提醒我们，这三者之间可能是一种这样的关系，即学习动机既能够直接作用学生的学业成绩，还能够通过学业自我效能感的中介作用来影响学生的学业成绩。鉴于此，本研究提出假设H2：学业自我效能感在学习动机和学生学业成绩之间发挥着重要的部分中介作用。
虽然学习动机可能会通过间接路径对学生学业成绩产生影响，但不能忽视这种影响可能存在教师的影响。因此，有必要探讨学习动机通过学业自我效能感对学生学业成绩产生影响这一过程是否受到其他因素的调节。学业自我效能感是一种特殊的自我效能感，Bandura认为劝说是影响个体效能感的重要因素 [14] 。当重要的他人进行劝导之时，对学业自我效能感的影响比较大。教师能够给学生予以言语表扬，从而可以增强学生的学业自我效能感。教师对学生的劝导、表扬、鼓励以及理解等行为均是教师关怀行为的重要表现。因此，教师关怀行为在一定程度上对学生学业自我效能感存在影响作用。有实证研究也表明，教师关怀行为与学业自我效能有着重要的联系，教师对学生鼓励和表扬越多，学生的学业自我效能水平越高 [15] 。依据该假设，相比于受到较低教师关怀水平大学生，受到较高教师关怀水平的学生的学业自我效能感可能会更强。据此，提出假设H3：教师关怀行为调节学习动机与学业自我效能感之间的关系。
3. 研究对象与方法
3.1. 数据采集与研究对象
选取拉萨市某三所中学的藏族初二学生作为研究对象，每个学校选取两个班，共发放问卷320份，剔除反应一致、漏答等废卷后，回收有效问卷305份，有效回收率95.3%。男生145名，女生160名，被试年龄为13~15岁，平均年龄13.63岁，标准差0.74岁。
3.2. 研究工具
本次问卷调查中学习动机、学业自我效能感和教师关怀行为使用Likert-5点正向计分，得分越高，表示学生同意程度越高。
1) 学习动机量表。该量表主要来源于池丽萍、辛自强参考Amabile等(1994)学习动机量表，由挑战性和热衷性2个维度6个测量题目组成，各题项因子载荷在0.721~0.853之间，克隆巴赫系数为0.791，6个测量题目累积贡献率为72.26%。验证性因子分析结果为c2/df = 2.465，RMSEA = 0.069，CFI、TLI等拟合指标均大于0.90，上述数据说明该量表的信度较好。
2) 学业自我效能感量表。该量表主要来源于梁宇颂、周宗奎参考Pintrich和De Groot (1990)的问卷，由学习能力自我效能感和学习行为自我效能感2个维度6个测量题目组成，各题项因子载荷在0.663~0.769之间，克隆巴赫系数为0.839，6个测量题目累积贡献率为69.41%。验证性因子分析结果为c2/df = 2.331，RMSEA = 0.066，CFI、TLI等拟合指标均大于0.90，上述数据说明该量表的信度较好。
3) 教师关怀行为问卷。该问卷主要参考雷浩编制的《教师关怀行为问卷》，由尽责性、支持性和包容性3个维度9个测量题目组成，各题项因子载荷在0.663~0.817之间，克隆巴赫系数为0.866，9个测量题目累积贡献率为70.37% 表明该量表具有较好的信度。验证性因子分析结果为c2/df = 1.436，RMSEA = 0.038，CFI、TLI等拟合指标均大于0.90，上述数据说明该量表的信度较好。
4) 采用学生在2020年下半年期中考试中语文、数学和英语成绩，为减小误差，将收集到的学生各科成绩先进行加总，再求出平均分，然后按照年级转换成标准Z分数。总体学业成绩是指期中考试的语文、数学和英语三科成绩年级内标准化之后的平均分。
3.3. 研究程序及数据处理
本研究采用SPSS22.0分析了各量表的克隆巴赫系数、相关分析以及检验调节作用的假设。用AMOS24.0分析模型的收敛效度、区分效度及检验中介作用假设。用上述2种软件进行了共同方法偏差检验。
4. 研究结果
4.1. 共同方法偏差
采用哈门氏单因子检定法，将问卷所有题项放入SPSS中做探索性因素分析，在未旋转时萃取的第一个因子的解释力为29.46%，并未占到40%，显示共同方法偏差问题不严重。另外，根据凯文·莫斯霍尔德(Kevin×Mossholder)等人的建议，笔者将3个潜变所有题目纳入一因子验证性因素分析，当存在共同方法偏差时，一因子验证性分析的模型拟合度应该高于3因子模型拟合度 [16] 。单因子模型拟合结果(c2 = 1563.099, df = 190, RMSEA = 0.154)明显比3因子模型拟合结果差(c2 = 265.923, df = 168, RMSEA = 0.044)，表明共同方法偏差问题不严重 (Dc2 = 1297.176, Ddf = 22, p < 0.001)，因此，本研究没有明显的共同方法偏差问题。
4.2. 收敛效度和区别效度
由表1可知，测量题目因素负荷量在0.663~0.853之间，t值在9.536~12.664之间，p在0.001水平下均显著，AVE在0.539~0.585之间，CR值在0.875~0.915之间；AVE根号值在0.734~0.765之间，变量间的相关系数0.330~0.621在之间，AVE根号值均远大于构面相关系数，结合上述克隆巴赫系数，说明本研究3个潜变量的信度、收敛效度和区别效度较好。
4.3. 变量描述性统计与相关分析
本研究变量均值如表1所示，根据Likert-5点计分标准，学生的学习动机和教师对学生的关怀行为处于较高水平，而学业自我效能感处于中等水平，相关分析结果表明，3个潜变量和学业成绩两两之间均在0.01水平下显著，符合理论预期并满足结构方程模型假设检验的基本要求 [16] 。
Table 1. Matrix of correlation coefficients, convergence and differential validity of the variables
表1. 各变量相关系数矩阵、收敛与区别效度
注：**表示p < 0.01；加粗数值为AVE根号值，其下方带星号的数值为皮尔森相关系数。
4.4. 假设检验
直接效应检验：使用AMOS24.0软件构建学习动机对学业成绩直接作用模型1，模型主要拟合指标c2/df = 1.760，RMSEA = 0.050，CFI，TLI等指标均大于0.95，是一个可接受模型。学习动机对学业成绩的标准化路径系数β = 0.715，p < 0.001，说明学生的学习动机能够显著正向预测学业成绩。验证了H1。
中介效应检验：在模型1的基础上，加入学业自我效能感构成中介模型2，模型主要拟合指标c2/df = 1.976，RMSEA = 0.057，CFI，TLI等指标均大于0.95，是一个可接受模型。采用 Bootstrap5000次进行中介效应检验，结果如表2和图2所示，在中介模型中，学习动机对学业成绩的标准化路径系为0.412，但仍然在0.01水平下显著，进一步验证了H1。间接效应值为0.260，置信区间未包含0 (见表2)，说明部分中介效应存在，验证了H2。而且，间接效应占总效应的40.50% (0.260/0.642 = 0.4049)。
Table 2. Results of the analysis of intermediary effects
表2. 中介效应分析结果
注：***表示p < 0.001；**表示p < 0.01；Std. (Unstd/SE)。
Figure 2. Results of the analysis of intermediary effects
图2. 中介效应分析结果
调节效应检验：采用SPSS宏程序PROCESS的模型7检验教师关怀行为的调节作用。在每个方程中，对所有预测变量做标准化处理。结果显示，学习动机能显著正向预测学业自我效能感(β = 0.347, p < 0.001)，教师关怀行为能显著正向预测学业自我效能感(β = 0.287, p < 0.001)，教师关怀行为和学习动机的交互项能显著正向预测学业自我效能感(β = 0.221, p < 0.001)；学习动机、学业自我效能感同时进入回归方程，学习动机仍能显著正向预测学业成绩(β = 0.180, p < 0.001)，学业自我效能感也能显著正向预测学业成绩(β = 0.262, p < 0.001) (见表3)。这说明，教师关怀行为对“学习动机→学业自我效能感→学业成绩”这一中介路径的前半段起调节作用，验证了H3。
Table 3. Mediation effects test with moderation
表3. 有调节的中介效应检验
注：***表示p < 0.001。
在证明模型各项路径后，检验在加入调节变量后的模型中介效应是否显著。进一步Bootstrap检验的结果如下，在教师关怀行为处于均值以及正一个标准误差时，置信区间不包含0，中介效应皆是显著的。(见表4)
Table 4. Bootstrap test for mediation effects with moderation
表4. 有调节的中介效应Bootstrap检验
为进一步解释教师关怀行为的调节作用，进行简单斜率检验(Cohen et al., 2003)。如图3所示，在学习动机–学业自我效能感路径中，当教师关怀行为是负一个标准误差时，βsimple = 0.126 (SE = 0.062, t = 2.024, p < 0.05, 95%CI [0.003, 0.248])，当教师关怀行为处于低水平时，学习动机对学习投入的正向预测作用显著，这说明当个体受到低教师关怀水平时，学习动机每增加一个标准差，学业自我效能感增加0.126个标准差；教师关怀行为为正一个标准误差时，βsimple = 0.567 (SE = 0.079, t = 7.192, p < 0.001, 95%CI [0.412, 0.722])，当教师关怀行为处于高水平时，学习动机对学业自我效能感的正向预测显著，这说明当个体受到高教师关怀水平时，学习动机每增加一个标准差，学习投入增加0.567个标准差；教师关怀行为等于均值时，βsimple = 0.347 (SE = 0.054, t = 6.414, p < 0.001, 95%CI [0.240, 0.453])，这说明当个体为标准教师关怀水平时，学习动机每增加一个标准差，学业自我效能感增加0.347个标准差。教师关怀行为处于三个水平上时，学习动机对于学业自我效能感的正向预测都是显著的。且βsimple(M + SD) − βsimple(M − SD) = 0.567 − 0.126 = 0.441，相比低教师关怀水平，在高教师关怀水平下，学习动机对学业自我效能感的正向预测作用增加了0.441个标准差。
Figure 3. Moderating effects of teachers’ caring behavior
图3. 教师关怀行为的调节效应
5. 结论与讨论
5.1. 学习动机与学业成绩的关系：教师关怀行为的调节作用
在此前的相关关系分析中发现，学习动机与学业成绩的关系是显著正相关的。中介效应Bootstrap检验结果中学习动机对于学业成绩的影响总效应也是显著的，学习动机对于学业成绩有着显著的正向影响。在学习动机水平的得分来看，学生学习动机的得分为3.718，说明学生学习动机水平比较高。反映了学生学习和掌握知识的动力和需求还是比较大的。本研究再次证明了学习动机是学业成绩的一个重要预测指标。究其原因，学生学习动机越高，并且内化的程度越大，对于知识的内部需求增多，势必在学业考试中表现出更多优势，更易取得好成绩。我们可以用自我决定理论进行解释，自我决定理论(Self-Determination Theory)认为满足三种基本心理需求是个体健康成长、内化和发展的必备条件，即自主、胜任和关系。学生体验到从事学习活动的心理自由感满足了自主的需要，学生会产生积极的学习动机并朝向健康的方向发展 [17] 。
在此基础上，本研究还发现了教师关怀行为在学习动机和学业自我效能感这一关系间起着调节作用，随着教师关怀行为的升高，学习动机预测学业自我效能感的作用逐渐升高。出现这一结果的原因一方面可以从自我决定理论的角度解释，自我决定理论强调个体与社会环境之间有机互动的重要性，并将这种有机互动的辩证关系作为自我决定理论对个体行为、经验和成长的预测基础。教师作为社会环境因素之一，是学生在学校学习的重要他人，教师对学生的关怀使学生更乐意去学，当学生学习动机高时，学生得到教师的支持和积极反馈越多，越容易从教师身上获得资源，进而保持较高的学业自我效能感 [18] ；学业自我效能感作为一种特殊的自我效能感，会受到言语说服的影响。教师对学生进行适当的支持鼓励和劝导会使学生更加愿意付出努力获得学业成就，从而促进提升学业成绩 [19] 。另一方面，我们可以从生态系统理论进行解释。生态系统理论认为，发展中的个体嵌套于一系列相互影响的环境系统之中，这些系统包括微观系统、中间系统、外层系统和宏观系统。个体与系统相互作用并相互影响。微观系统则是对个体产生最直接影响到环境，主要包括家庭养育、学校环境、同伴及网络 [20] 。教师作为学校环境的因素之一，对学生心理发展会产生重要影响。学生较高的学习动机使他们对于知识的需求增多，教师作为学生在学习中最亲近的人，其支持和关怀行为会进一步满足学生学业的需求，使之从外部诱因变为了内部驱力。学生会保持较高的学业自我效能感。在西藏地区，藏族教师在教学中有语言和文化认同优势，藏族教师在教学中可以更好地基于对学生认知能力的把握，运用藏汉双语进行相应的知识讲解使学生更容易接受，学生不容易产生学业压力。汉族教师则在相关政策的激励引导下，更多地投身民族教育事业，藏汉教师的合作更好地促进学生学习。在本次调查中我们了解到，虽然学生的成绩相对较低，但学生的品质很好，尊重老师，学生和教师之间容易建立信任关系。教师容易开展教学并建立良好的学习氛围 [21] 。
5.2. 学习动机与学业成绩的关系：学业自我效能感的中介作用
本研究还发现了教师关怀行为对学习动机与学业成绩之间关系的调节作用，是通过学业自我效能感这一中介变量实现的。结果显示，在模型中加入学业自我效能感这一中介变量后，教师关怀行为的调节作用增大，且仍然能显著地预测学业成绩，这表明学业自我效能感在教师关怀行为调节学业成绩关系中起部分中介作用。学习动机可以预测学业自我效能感，学生学习动机越强，其学业自我效能感越高，与之前研究一致。学习动机具有内生和外生性，内生学习动机强的学生，其焦虑水平较低，自我效能感更高，并且较高的内生动机有助于创造力 [22] 。因此，高内生动机的学生，完成任务的信心强，同时会产生更高的回报需要。他们倾向于挑战复杂的问题，在进行学习活动时更多是出于兴趣，所以在学习时十分投入，并能从中获得满足 [23] 。这种亲身完成挑战性的学习任务并获得的成功体验是最有力量的效能信息来源，因此他们的效能感更高。学业成绩因此会更好。同样也有学者认为成就较高的人不仅受较强的内生动机的支配，还整合了外生动机和社会目标这两个因素。在本次研究的模型中，教师关怀行为作为一种外在动机因素，教师对学生表扬鼓励是学生所要追求的，在完成学习任务后得到的奖励会使其感到愉快。学业自我效能感作为学习动机和学业成绩间的中介变量，其作用表现在高自我效能感的学生倾向于选择较复杂的任务，其内在学习动机较高，他们获得更高成就的需要更强烈 [24] 。高水平的学业自我效能感进而可预测较高程度的学业成绩，它不仅受到学习动机的影响，而且可以有效预测学业成绩，起到承上启下的作用。
5.3. 本研究的不足之处和实践启示
本研究存在一定局限。了解这些不足可以为未来研究提供更好的方向：1) 本研究所选取的被试来自拉萨市城关区的八年级的藏族学生，城关区的教育状况不一定代表西藏自治区的教育水平；2) 本研究采用横向研究方法，采用结构方程模型揭示了学生的学习动机、受到教师关怀行为水平、学业自我效能感及学业成绩间的关系，但只是在学生八年级这一时间点上接受测查，不能充分揭示变量间的因果关系；3) 研究中对于学生学业成绩的测查只是用了标准化的成绩，对于学生不能进行全方位的考察，因此在今后的研究中对成绩的衡量要多元化。虽然存有上述不足，但本研究结果对藏族初中生的教育发展有以下启示。首先，结合本地区藏族学生朴实无华、品德较好的特点，教师与学生更容易建立良好的师生关系，并且藏族教师的双语优势可以更好地激发学生的积极性。教师注重素质教育，有利于提高学生的学习动机和学业自我效能感，促进学生学业成绩的提高。其次，教师要引导学生合理归因，避免挫败感。有研究表明，能力和努力归因能更好地激发学生的学习动机。教师在使用教学策略时，要发挥好归因的能动作用，让学生认识到自身的努力没有白费，给予学生鼓励使学生保持学习的信心。真正帮助学生发挥自身最大的潜能，达到更好的自己 [25] 。
6. 结语
本研究得出以下结论：
1) 学习动机、教师关怀行为、学业自我效能感均与学业成绩显著正相关。
2) 学生感知到的教师关怀行为对学习动机对学业成绩的影响起到调节作用，该调节作用为正向调节作用。
3) 教师关怀行为的调节作用部分通过学业自我效能感这一中介变量实现。