自我價值感與學習投入：學習動機和經濟狀況的有調節(jié)中介模型

曾嘉鴻 陸愛桃 黃子容 張心怡 蔡潤楊

（1華南師范大學心理應用研究中心，心理學院，心理健康與認知科學廣東重點實驗室，廣東省突發(fā)事件心理援助應急技術研究中心，廣州 510631；2廣東揭陽職業(yè)技術學院，揭陽 522000）

1 前言

自我價值感（self-worth）是個體在認知和評價客體自我（me）、社會主體（包括群體和他人）以及主體自我（I）過程中形成的正向自我情感體驗（黃希庭，楊雄，1998）。自我價值感包含了認知、情感、態(tài)度、評價等多種心理成分，其核心是自我價值判斷與體驗。自我價值感是自我的一個關鍵成分，其對個體的情緒、認知和行為會產生彌漫性影響（Baumeister，2013）。有研究發(fā)現(xiàn)自我價值感對在校大學生的學習動機和學習投入有重要的影響作用（Vasalampi，Salmela-Aro，＆ Nurmi，2010；Doménech-Betoret，Gómez-Artiga，＆ Lloret-Segura，2014；Hamari et al.，2016）。

學習投入是一種與學習、科研、就業(yè)相關的、持續(xù)的、積極的、完滿的情感和認知狀態(tài)，包括活力、奉獻和專注三個核心維度 （方來壇等，2008）。研究表明，自我價值感與學習投入正相關，自我價值感高的個體在學業(yè)中的努力和投入程度更高 （Finn＆Rock，1997）。Ma 等（2003）考察了學生自我評價與學業(yè)投入、學習成績以及對學校評價之間的關系，發(fā)現(xiàn)學生的自我價值感與學習投入的正相關最強。Osbone等（2011）發(fā)現(xiàn)，對自我價值認同程度高的學生有更高的目標和信念，在上課、做家庭作業(yè)、課堂準備、課堂參與和自我監(jiān)督等方面投入更高，并促進了他們的學業(yè)成功。Virtanen等（2016）同樣發(fā)現(xiàn)學生的自我價值感與學習中情感和認知投入呈顯著正相關?？梢?，自我價值感對在校學生的學習投入具有重要的影響。

動機理論認為，動機是行為的內驅力，決定著行為的發(fā)生與方向。在校學生是否在學習中有足夠投入，很大程度上取決于其學習動機（高曉雷，高蕾，2015）。動機可分為內部動機（即自我決定動機）、外部動機和無動機（合稱非自我決定動機）（劉靖東等，2013）。內部動機是個體由于自身興趣、滿足感而進行探索學習、尋求挑戰(zhàn)與擴展能力的傾向。外部動機是個體對活動本身不感興趣，但為了獲得某種結果而去從事某種活動的傾向 （如獲得獎勵或規(guī)避懲罰）。無動機是個體無法知曉行為與行為結果之間的關聯(lián)，對所從事的行為活動毫無興趣，沒有任何確保活動正常進行的外部或內部驅力。Guay等（2008）發(fā)現(xiàn)，自我決定動機和學業(yè)成就呈顯著正相關。Guthrie等（2013）發(fā)現(xiàn)，高學習動機是學生學習投入程度和閱讀效果的重要預測因素，能夠促進學習投入以及學業(yè)表現(xiàn)。 Burton 等（2006）與 Taylor等（2014）也有類似的發(fā)現(xiàn)。可見，學習動機是學習投入的重要預測因素。另外，學生自我的認知和評價，對其學習動機有重要的影響。高自我效能感的學生擁有更高的學習動機，傾向于選擇更具挑戰(zhàn)性的任務并堅持實現(xiàn)（Bandura，1995）。前人的研究發(fā)現(xiàn)，與自我效能感內涵相通的自我價值感與學習動機間也有顯著相關。例如，Guay等（2010）發(fā)現(xiàn)學業(yè)自我價值感對學生的學習動機有長期且重要的影響。自我價值感高的個體擁有更強的學習動機，使其在學習中自主程度更高，以維持這種高自我價值感（Stefanone，Lackaff，＆Rosen，2011）。

綜上可見，自我價值感對學習動機與學習投入有重要的影響，且學習動機對學習投入有重要影響。但是，目前的研究多聚焦于這三者間兩兩的關系上，對三者間的相互共同作用機制還不清晰。很多研究發(fā)現(xiàn)，學習動機是重要的中介變量 （Guay et al.，2010； Khalaila，2015； Nie etal.，2015； Ulstad，Halvari，Sφrebφ，＆ Deci，2016；陳繼文等，2015）。 例如，Guay 等（2010）與 Khalaila（2015）研究均表明自我決定學習動機是學業(yè)自我概念與學業(yè)成就間的顯著中介變量。Nie等（2015）發(fā)現(xiàn)自主學習動機是自主支持與工作滿意度關系的顯著中介變量。Ulstad等（2016）研究表明學生學習動機是自主支持與其學業(yè)表現(xiàn)關系的顯著中介變量。而且，對于大學生而言，其自我價值感能影響學習動機，動機能影響行為，這可能存在連續(xù)中介的作用機制。因此，本研究其中一個目的是考察自我價值感、學習動機和學習投入三者的關系，探討以自我價值感為自變量，學習投入為因變量，學習動機為中介變量的中介效應模型。本研究假設1是：自我價值感能夠通過影響學生的學習動機，進而影響學習投入，即學習動機在自我價值感與學習投入間起（部分）中介作用。

此外，來自低收入家庭的學生是高校中不可忽視的一個特殊群體。現(xiàn)代社會經濟在快速發(fā)展的同時，貧富差距在不斷拉大，家庭經濟地位對個體的發(fā)展有著重要的影響（莫雷，2007）。陳繼文等（2015）發(fā)現(xiàn)，擁有不同的客觀物質資本以及不同的主觀社會地位認知均會影響個體的心理和行為。低收入家庭學生由于經濟狀況較差，其對學習的認知有別于普通學生。有研究發(fā)現(xiàn)，社會物質資源缺乏的低收入社會成員由于需要維持自身的自尊，在應對事件時更傾向做出外部歸因，以后便逐漸形成了情境主義的認知傾向；而高收入社會成員則相反，形成的是唯我主義的認知傾向 （Grossmann＆ Varnum，2011；Kraus et al.，2012）。 對于學生群體，其自我歸因的取向可以預測此后的學習動機（莫雷，2007）。低收入家庭學生擁有的經濟、社會和文化資本普遍較少，其學習動機主要來源于外部，學習的動力是為了獲得更多外部資源以減輕經濟貧困，這是一種非自我決定的學習動機。而高收入家庭學生沒有經濟壓力，學習更可能出于自身的興趣愛好，尋求自我實現(xiàn)的挑戰(zhàn)，是一種自我決定的學習動機。例如，李洋和王福順（2015）的研究表明，家庭經濟實力較強的學生的學習動機更傾向于精神文化性和權力追求性，而家庭經濟實力弱的學生的學習動機則更多傾向于物質性，傾向于急切改變自身經濟狀況。李鵬和馮翊（2015）也認為，高收入家庭的高職大學生熱衷于向困難挑戰(zhàn)，勇于做出突破，而低收入家庭的學生受家庭情況影響，肩負著家庭的期待和囑托，希望通過學習擺脫貧困命運，回報家庭的付出。國外的相關研究也顯示，高家庭經濟地位的學生報告了比低家庭經濟地位的學生更強的學習動機，這種動機專注于提升自我的能力，表現(xiàn)為希望能力高于其他人，以及實現(xiàn)自我價值的傾向（Berger＆ Archer，2016）。

由此可見，低收入家庭學生和高收入家庭學生經濟狀況不同，其學習動機也存在差異，因此對其學習的投入程度也將不同。本研究的假設2是：經濟狀況能調節(jié)學習動機在自我價值感與學習投入間的中介作用。

2 方法

2.1 被試

443名來自廣東某大學的學生參與了本研究，其中男生93人，女生350人。被試年齡在18-25歲之間，平均年齡為 20.94 歲（SD＝1.18）。 根據(jù)被試自我報告的家庭經濟狀況（“您覺得自己家庭的經濟狀況屬于①低于社會平均收入的家庭；②高于社會平均收入的家庭”），將被試分為：低收入家庭學生206人，高收入家庭學生237人。

2.2 研究工具

2.2.1 自我價值感量表

采用黃希庭和楊雄（1998）編制的青年自我價值感量表（adolescent self-worth scale，ASWS）。 該量表包括總體自我價值感、一般自我價值感和特殊自我價值感三個分量表，其中一般自我價值感又包括個人取向和社會取向。朱佳佳等（2013）的研究結果顯示，ASWS量表中的總體自我價值感分量表和一般自我價值感分量表的信效度較為良好，于是本研究僅使用這兩個分量表，共16個項目。量表總分的內部一致性系數(shù)Cronbach α為0.83，非常理想?？傮w自我價值感、社會自我價值感和個人自我價值感分量表的Cronbach α 分別為 0.76、0.61、0.72，較為理想。

2.2.2 學習動機量表

采用Vallerand等 （1992）基于自我決定理論（self-determinated theory，SDT） 編制的學習動機量表（academic motivation scale college version，AMSC），該量表中文版由陳保華（2007）修訂。采用Likert 5點計分，共包含無動機、認識、成就、刺激、認同、內攝、外部調節(jié)7個維度，共28個項目。總量表及無動機、認識、成就、刺激、認同、內攝、外部調節(jié)7個維度的 Cronbach α 分別為 0.80、0.75、0.76、0.80、0.74、0.48、0.62，除內攝分量表外，其余量表的 Cronbach α均較為理想。

前人研究基于6個分量表計算出單一的動機指數(shù)（relative autonomous index，RAI）來衡量被試的學習 動 機 性 質 （Grolnick ＆ Ryan，1987； Blais，Sabourin，Boucher ＆ Vallerand，1990； Fortier，Vallerand ＆ Guay，1995； 陳保華，2007）。 RAI分數(shù)高代表著自我決定的學習動機（內部學習動機）強，而非自我決定的學習動機（外部學習動機）弱；RAI分數(shù)低代表著自我決定的學習動機弱，而非自我決定的學習動機強 （Hein ＆ Hagger，2007；Niemiec et al.，2006）。本研究采用前人普遍使用的RAI數(shù)值作為衡量學習動機程度的指標。根據(jù)前人研究（Grolnick ＆ Ryan，1987； Blais et al.，1990； Fortier et al.，1995；陳保華，2007），其計算的方法如下：首先，分別對各種學習動機進行賦值：三種自我決定的學習動機具有相同的權重，賦予相同的值+2。認同動機賦值為+1，外部調節(jié)賦值為-1，無動機賦值為-2。計算公式如下：

2×（認識動機+成就動機+刺激動機）／3+認同動機-（外部調節(jié)+2×無動機），根據(jù)所得結果的符號來判斷其學習動機的性質。按照前人的研究（Grolnick ＆ Ryan，1987；Blais etal.，1990；Fortieret al.，1995；陳保華，2007），為了使非自我決定動機與自我決定動機的類型相等，內攝動機不進入計算。

2.2.3 學習投入量表

采用Schaufeli等（2002）編制的學習投入量表（utrecht work engagement scale-student，UWES），中文版由方來壇等（2008）修訂。該量表采用7點計分，共包含活力、奉獻、專注三個維度，共17個項目。量表總分的內部一致性系數(shù)Cronbach α為0.95，非常理想?；盍Α⒎瞰I、專注分量表的內部一致性系數(shù)Cronbach α 分別為 0.87、0.89、0.90，均非常理想。

2.3 研究程序與數(shù)據(jù)處理

經過嚴格培訓的心理學專業(yè)學生當場向被試派發(fā)問卷，采用相同的指導語進行團體施測。每位被試獨立完成上述3份量表，量表完成的順序在被試間平衡。要求被試仔細閱讀指導語，按照要求答題，所有問卷均當場回收。被試在完成量表過程中如有疑問可舉手提問。

運用SPSS 20.0對回收的數(shù)據(jù)進行整理以及統(tǒng)計分析。參照李丹黎等（2012）的做法，本文回歸系數(shù)的顯著性檢驗均采用Bootstrap方法進行。通過對原樣本進行有放回的隨機抽樣來重新構造樣本分布（本研究共構造1000個樣本，每個樣本容量均為443人），獲得參數(shù)估計的穩(wěn)健標準誤及置信區(qū)間，若置信區(qū)間不包含零則表示有統(tǒng)計顯著性 （Erceg-Hurn＆Mirosevich，2008）。這種方法可有效緩解經典參數(shù)檢驗中，因前提假設（如總體正態(tài)分布、方差齊性等）未被滿足而導致的Ⅰ類和Ⅱ類錯誤。

3 結果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗

本研究的數(shù)據(jù)基于被試的自我報告法，因此可能存在共同方法偏差效應（周浩，龍立榮，2004）。為了避免出現(xiàn)這種效應，本研究從程序上進行了嚴格的控制，如認真編排問卷、采用匿名方式施測、沒有告知被試真實調查目的以防止被試猜測、被試獨自完成問卷以降低相互間的影響等等。另外，在數(shù)據(jù)回收后，采用Harman單因子檢驗對共同方法偏差是否嚴重進行了統(tǒng)計確認。分析結果顯示，特征值大于1的因子共有14個，且第一個因子解釋的變異量為24.87%，小于40%的臨界標準，表明本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 低收入家庭學生與高收入家庭學生自我價值感、學習動機、學習投入的差異分析

在自我價值感量表（t＝-1.64，p＝0.10）和學習動機量表得分上（t＝0.21，p＝0.83），低收入家庭學生和高收入家庭學生差異均不顯著。而在學習投入量表得分上，兩者差異顯著，低收入家庭學生學習投入顯著高于高收入家庭學生（74.34 vs.70.94；t＝2.27，p＝0.02，Cohen’s d＝0.22）。

3.3 自我價值感、學習動機、學習投入的相關分析

對自我價值感、學習動機和學習投入做相關分析，結果見表1。結果顯示，自我價值感總分及其各維度和學習動機呈顯著正相關（ps＜0.01），自我價值感總分及其各維度和學習投入總分及其各維度呈顯著正相關（ps＜0.01），學習動機與學習投入總分及其各維度也呈顯著正相關（ps＜0.01）。

表1 自我價值感、學習動機、學習投入的相關分析

3.4 自我價值感與學習投入：經濟狀況與學習動機的有調節(jié)中介模型檢驗

根據(jù)溫忠麟等（2006，2012）的觀點，有調節(jié)的中介效應模型需要滿足以下四個條件：（a）方程1中自我價值感對學習投入的效應顯著；（b）方程2中自我價值感對學習動機的效應顯著；（c）方程3中學習動機對學習投入的效應顯著；（d）方程4中經濟狀況與自我價值感的交互項對學習動機的效應顯著，或者方程5中經濟狀況與學習動機的交互項對學習投入的效應顯著。除性別和經濟狀況外，先將所有變量進行中心化處理，然后將經濟狀況與自我價值感的分數(shù)相乘，以及經濟狀況與學習動機分數(shù)相乘，作為交互項（溫忠麟等，2008）。

如表2所示，方程1中自我價值感對學習投入具有正向預測作用，說明自我價值感對學習投入具有促進作用（β＝0.480，t＝10.768，p＜0.01）。 方程 2 中自我價值感對學習動機具有正向預測作用（β＝0.502，t＝11.405，p＜0.01）。方程3中學習動機對學習投入的正向預測作用顯著（β＝0.370，t＝7.413，p＜0.01），說明學習動機對學習投入具有促進作用，并且自我價值感仍能顯著預測學習投入（β＝0.285，t＝5.708，p＜.01），說明學習動機在自我價值感與學習投入之間起部分中介作用。同時，在方程3中，即使在加入學習動機作為預測變量后，自我價值感對學習投入仍有顯著的預測作用。因此，自我價值感不但能夠直接影響學習投入，還能夠通過學習動機間接影響學習投入，支持了假設1。方程4中經濟狀況與自我價值感的交互項對學習動機的預測作用不顯著 （β＝0.008，t＝0.057，p＞0.05）， 說明經濟狀況對自我價值感→學習動機路徑沒有調節(jié)效應。方程5中經濟狀況與學習動機的交互項對學習投入具有正向預測作用 （β＝0.303，t＝2.109，p＜0.05）， 經濟狀況調節(jié)了自我價值感→學習動機→學習投入的后半路徑，即學習動機→學習投入，支持了假設2。

為進一步揭示經濟狀況對學習動機與學習投入之間關系的調節(jié)作用，進行簡單斜率檢驗。簡單斜率檢驗表明，雖然在高收入家庭學生和低收入家庭學生中，學習動機都能正向顯著預測學習動機（低收入家庭學生：β＝0.21，t＝2.85，p＜0.01；高收入家庭學生：β＝0.48，t＝7.37，p＜0.01）， 但是相對于低收入家庭學生而言，高收入家庭學生的學習動機提高時，學習投入的提高趨勢更明顯。也就是說，相對于低收入家庭學生而言，高收入家庭學生的學習動機對學習投入的影響作用更大（見圖1）。

表2 自我價值感、學習動機和經濟狀況對學習投入的影響

圖1 低收入與高收入家庭學生的學習動機與學習投入之間的關系

4 討論

本研究結果表明，在自我價值感和學習動機得分上，低收入家庭學生和高收入家庭學生差異均不顯著。而在學習投入量表得分上，低收入家庭學生學習投入則顯著高于高收入家庭學生。這樣的結果表明，低收入家庭學生普遍傾向于努力學習，而且在自我價值感與學習動機上與高收入家庭學生相當。這可能反映了，低收入家庭學生在社會、學校、家庭的干預下能發(fā)展出一定的良好心理素質。但是有趣的是，這些心理素質的作用卻與高收入家庭學生不同，本研究發(fā)現(xiàn)學習動機對自我價值感與學生學習投入關系起部分中介作用，并且該中介作用受到學生經濟狀況的調節(jié)。對于低收入家庭學生而言，學習動機（內部動機）對學習投入的影響較弱；對于高收入家庭學生而言，學習動機（內部動機）對學習投入的影響較強。

4.1 學習動機在自我價值感與學習投入間的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，學習動機是自我價值感與學習投入間關系的中介變量，起部分中介作用。也就是說，學生的自我價值感能夠直接影響其學習投入，也可以通過影響學習動機進而影響學習投入。這個結果與現(xiàn)有的一些發(fā)現(xiàn)一致：自我價值感影響學生的學習動機 （Bandura，1995；Guay et al.，2010；Stefanone et al.，2011），也影響學生在校的學業(yè)投入和學業(yè)表現(xiàn)（Osbone ＆ Jones，2011；Zuffianò et al.，2013；Virtanen et al.，2016），同時學習動機也是影響學習投入的重要因素（Reeve，2012；Guthrie et al.，2013）。

本研究結果支持了自我概念理論 （self-concept Theory；Harter，1999；Marsh，2007）。 自我概念理論認為，自我概念是一個有機的認知結構，由價值觀、情感和態(tài)度等組成，貫穿個體的經驗和行為。自我概念的作用之一就是自我引導，個體需要按照保持自我看法一致的方式去行動，因此對自我的感知將會引導與此感知相一致的行為，例如自我勝任概念較為積極的學生，其成就動機以及學習投入和學業(yè)表現(xiàn)明顯好于自我勝任概念較為消極的學生 （金盛華，1996）。相反，學生關于自己品德狀況的自我概念會直接影響其行為是否自律。當一名學生的自我概念中，自己是品德差勁、在大家面前名聲不好的，他也就更傾向于放松對自我行為的約束，“破罐子破摔”就是這個道理。通過保持內在一致性的機制，對自我的認知和評價起著引導個體行為的作用 （金盛華，1996）。因此，自我價值感高的學生，其構建的自我概念更為積極，這種積極的自我評價引導其按照保持與自我看法一致的方式去行動，于是在學習上自我決定動機更強進而表現(xiàn)更深的投入行為。

自我概念的另一個重要作用是引導成敗歸因。Weiner（1972）的歸因理論認為，當個體處理過一個事件之后將依據(jù)自己所感知到的成敗經驗，對自身的行為后果進行內部或外部的歸因，歸因的取向將會極大影響個體處理類似事件時投入努力的動機。擁有積極自我概念的個體，對自我的認同程度高并且相信自己的努力，更傾向于將事件成敗歸因于自身努力程度，更多從主觀上找原因，認同命運掌握在自己手里，擁有穩(wěn)定的控制感，因此未來處理類似事件時愿意付出努力的動機也更強。例如，兩個同樣在考試中獲得高分的學生，自我概念積極的學生更傾向于歸結為自身努力，而自我概念較為消極的學生則更傾向于歸因于運氣，可以想象前者將有更強的學習動機。因此，自我價值感高的學生，建構的自我概念更加積極，更容易進行內部歸因，學習動機也會比自我價值感低的學生更強，更愿意在學習中投入努力。

4.2 經濟狀況的調節(jié)效應

本研究的另一個重要發(fā)現(xiàn)是經濟狀況調節(jié)了中介模型中自我價值感→學習動機→學習投入的后半路徑。對于經濟狀況較好的學生而言，學習動機對學習投入的正向影響較大；對于經濟狀況較差的低收入家庭學生而言，學習動機對學習投入的正向影響相對于高收入家庭學生較小。有研究發(fā)現(xiàn)，對于擁有客觀物質資源多的高社會階層而言，由于對事物變化具有較強的控制感，在應對事件時更傾向于作出內部歸因，長此以往，高社會階層的人形成自我中心的認知傾向，很少受環(huán)境的影響；而客觀物質資源缺乏的低社會階層由于需要維持自尊，在應對事件時更傾向做出外部歸因，傾向于與外部環(huán)境保持一致，逐漸形成了情境中心的認知傾向 （Grossmann＆Varnum，2011；Kraus et al.，2012）。 據(jù)此可以推測，對于高收入家庭學生而言，認知更多是傾向關注自身內部，行為也多是來源于內部動機即自我決定動機，因此對于高收入家庭學生而言，自我決定的動機能夠對其學習行為產生較大的影響。相反，對于低收入家庭學生而言，由于家庭經濟狀況較差，長期物質資源缺乏使其形成了情境中心的認知傾向，更多關注外部環(huán)境，行為多來源于外部動機而較少來源于內部動機，因此對于低收入家庭學生而言，學習動機對學習行為的影響不如高收入家庭學生大。

另外，馬斯洛需要層次理論認為，只有當?shù)蛯哟蔚男枰ㄈ缟硇枰┑靡詽M足后方有高層次的需要（如自我實現(xiàn)的需要）。對于低收入家庭學生而言，經濟條件差導致物質資源貧乏，較低層次的生活需求都難以得到滿足，因此其學習主要目的是通過寒窗苦讀，魚躍龍門以獲得更多的外部資源，擺脫貧困境地以滿足生活基本需要，而更少為了尋求挑戰(zhàn)以達到自我實現(xiàn)。這種動機更多是非自主的，為環(huán)境所迫的，是一種非自我決定動機。相反，對于高收入家庭學生而言，基本的物質需求已經得以滿足，因此有了更高層次的需要，例如通過學習滿足自我實現(xiàn)需要，其學習動機更多來自于尋求快樂和挑戰(zhàn)，是一種自我決定的學習動機。因此，對于經濟狀況較好的學生而言，學習動機對其學習投入的影響較低收入家庭學生更強。

4.3 研究價值與展望

本研究豐富了學生學習心理的研究，對揭示自我價值感驅動學習投入的內在機制及其與經濟狀況的相互作用機制，進而采取切實有效措施以促進學生學習投入具有重要價值。在理論方面，本研究有助于理解自我價值感是如何直接、間接地作用于學習投入，同時經濟狀況的調節(jié)效應也揭示了在不同經濟水平的個體之間，中介效應的強度具有差別。這種整合性模型的解釋力度比單純的中介模型和調節(jié)模型都要高許多 （Guay et al.，2010；Khalaila，2015），首次統(tǒng)合考察了多個相關變量的相互作用機制；同時，本研究還為自我概念理論和歸因理論等心理學理論提供了實證證據(jù)。在實踐方面，本文研究結果表明自我價值感能夠有效促進學生的學習動機，進而使其加大學習投入，揭示了積極的自我概念對引導學生學習行為的重要影響。因此教育者們在實踐教學工作中，應當更加關注學生外在行為的內部驅動力，致力于幫助學生建立積極的自我概念，培養(yǎng)其自我價值感，進而通過激發(fā)其學習動機，達到促進學習投入以及取得學業(yè)進步的目的。同時，本研究結果表明自主決定學習動機對學習投入的影響在高收入家庭學生中更強。對于經濟狀況較好的學生，學習行為受內部動機的驅動較大，而對于經濟狀況較差的學生，為了獲得更多生存資源，學習行為更多受外部動機的影響。這就啟示教育者們在教學生活中，需要強化“因材施教”的教育理念，對低收入家庭學生和高收入家庭學生的教育手段應當有所區(qū)別。對于高收入家庭學生，以精神激勵為主，物質激勵為輔；對低收入家庭學生則需以物質激勵為主，精神激勵為輔，例如提供更大力度的助學金、獎學金等。

本研究也存在一定局限。首先，本研究考察對象僅是一所學校的學生，因此，建議未來的研究調查多種類型的學校，增加各類型學生的樣本，以進一步驗證本研究的結果，增強外部效度。另外，本研究全部采用自我報告法來收集數(shù)據(jù)，雖然Harman單因子檢驗結果證明不存在嚴重的共同方法偏差，但是未來研究有必要綜合運用家長報告、教師評定和同伴提名等多種方式收集數(shù)據(jù)，以盡可能降低測量誤差。

5 結論

（1）學生的學習動機是自我價值感與學習投入的中介變量，自我價值感既可以對學習投入產生直接影響，也可以通過學習動機產生間接影響。

（2）經濟狀況調節(jié)了自我價值感→學習動機→學習投入的后半路徑。相比于低收入家庭學生，高收入家庭學生的學習動機對學習投入的影響更強。