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学习策略在职业成熟度模型中的中介作用

时间:2022-07-01 理论教育 版权反馈
【摘要】:从表中可见,教师学习策略在教学动机对职业成熟度的中介效应相对较大,占总效应的62.1%;在工作满意度对职业成熟度的中介效应则较小一些,占总效应的32.4%。

学习策略在职业成熟度模型中的中介作用_教师学习策略研究

(三)学习策略在职业成熟度模型中的中介作用

以工作满意度和教学动机为自变量,以职业成熟度为因变量,以教师学习策略作为中介变量,采用温忠麟等(2004)介绍的Baron和Kenny等以多元分层回归方式检验中介效应,即分别考察c(自变量对因变量的直接影响)、a(自变量对中介变量的影响)、c’(考虑中介变量后,自变量对因变量的影响)和b(中介变量对因变量的影响)。回归分析采用了enter法,为了避免人口学变量的干扰,将其转化为虚拟变量后进行了控制。

表7-4 学习策略的中介效应检验结果

注:控制变量中,仅列出了在中介效应检验中出现过显著回归关系的变量。表7-6同。

在表7-4中,工作满意度和教学动机对职业成熟度具有预测力(β=0.241,p<0.001;β=0.446,p<0.001),即回归系数c显著;工作满意度和教学动机对教师学习策略具有预测力(β=0.133,p<0.001;β=0.472,p<0.001),即回归系数a显著;教师学习策略对职业成熟度具有预测力(β=0.586,p<0.001),即回归系数b显著;引入中介变量后,工作满意度和教学动机对职业成熟度仍然具有预测力(β=0.163,p<0.001;β=0.190,p<0.001),即回归系数c’显著。这说明,教师学习策略在工作满意度和教学动机对职业成熟度的影响中,部分中介作用显著。

根据以上分析,可以得到以下路径图:

注:图中数据分别对应中介效应检验中的a、b和c’值。图7-3和7-4同。

图7-2 教师学习策略的中介效应模型

教师学习策略在工作满意度和教学动机对职业成熟度影响的中介效应分解见表7-5。从表中可见,教师学习策略在教学动机对职业成熟度的中介效应相对较大,占总效应的62.1%;在工作满意度对职业成熟度的中介效应则较小一些,占总效应的32.4%。

表7-5 学习策略的中介效应分解

(四)教师学习策略各维度的中介效应分析

整体而言,教师学习策略在工作满意度、教学动机对职业成熟度的影响中发挥着部分中介作用,但是,从策略内部而言,各个维度在工作满意度、教学动机各维度与职业成熟度的预测中具有怎样的地位和作用,仍然不得而知,可以进一步从维度的角度进行更为细致的探讨。

在表7-2中,教师学习策略各维度与内部动机、外部动机等变量的相关均达到显著水平,满足了中介效应分析的前提条件,可以进一步进行模型建构。

以人口学变量为控制变量,将其全部转化为虚拟变量;以教学动机的三个维度(内部动机、外部动机、外部内化动机)和工作满意度的五个维度(活动满意度、环境满意度、升迁进修满意度、收入满意度和管理满意度)作为自变量,以职业成熟度为因变量,将教师学习策略的各子维度作为中介变量,通过多元分层回归,以强迫进入法(enter)分别考察其中介效应是否显著。

表7-6 教师学习策略各子维度的中介效应检验结果

续表

从表7-6可以发现,在控制了人口学变量后,内部动机、外部动机、外部内化动机、活动满意度、环境满意度和管理满意度对职业成熟度具有预测力(β=0.255,p<0.001;β=0.344,p<0.001;β=-0.134,p<0.001;β=0.228,p<0.001;β=-0.083,p<0.001),即回归系数c显著;在引入中介变量后,与因变量仍然具有预测力(β=0.179,p<0.001;β=0.175,p<0.001;β=-0.147,p<0.001;β=0.147,p<0.001;β=0.090,p<0.001;β=-0.093,p<0.001),回归系数c’显著。升迁进修满意度、收入满意度对职业成熟度的回归系数c不显著,故没有必要进行下一步分析。

在自变量对中介变量的回归分析中,内部动机、外部动机、活动满意度和环境满意度对观摩探索策略具有预测力(β=0.117,p<0.05;β=0.278,p<0.001;β=0.132,p<0.05;β=0.126,p<0.05),回归系数a显著;内部动机、外部动机和活动满意度对反思质疑策略具有预测力(β=0.141,p<0.01;β=0.292,p<0.001;β=0.114,p<0.05),回归系数a显著;外部动机、外部内化动机、活动满意度、环境满意度和管理满意度对团队学习策略具有预测力(β=0.213,p<0.001;β=0.081,p<0.01;β=0.174,p<0.001;β=0.090,p<0.05;β=0.082,p<0.05),回归系数a显著;内部动机、外部动机和活动满意度对知识转化策略具有预测力(β=0.134,p<0.01;β=0.270,p<0.001;β=0.155,p<0.01),回归系数a显著;内部动机、外部动机和环境满意度对自我导向策略具有预测力(β=0.156,p<0.01;β=0.294,p<0.001;β=0.121,p<0.01),回归系数a显著;外部动机、活动满意度和环境满意度对信息管理策略具有预测力(β=0.263,p<0.001;β=0.136,p<0.01;β=0.0836,p<0.05),回归系数a显著。

在教师学习策略各子维度中,除知识转化策略对职业成熟度没有预测力(β=0.056,p=0.056>0.05)外,其余变量对职业成熟度具有预测力(β=0.086,p<0.01;β=0.152,p<0.001;β=0.154,p<0.001;β=0.115,p<0.001;β=0.058,p<0.01),即回归系数b显著。由于知识转化策略是中介变量,在各变量对职业成熟度的影响中是否具有中介效应,还需要Sobel检验所证实。

可见,观摩探索策略在内部动机、外部动机、活动满意度和环境满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著;反思质疑策略在内部动机、外部动机和活动满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著;团队学习策略在外部动机、外部内化动机、活动满意度、环境满意度和管理满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著;自我导向策略在内部动机、外部动机和环境满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著;信息管理策略在外部动机、活动满意度和环境满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著。

由于部分变量之间的a和b至少有一个不显著,因此需要进行Sobel检验,结果见表7-7。根据温忠麟等建议,以Z=0.97作为p<0.05的临界值,则观摩探索策略在管理满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著(Z=1.305,p<0.05),反思质疑策略在环境满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著(Z=1.482,p<0.05),团队学习策略在内部动机对职业成熟度的影响中部分中介效应显著(Z=1.746,p<0.05),知识转化策略在内部动机、外部动机、活动满意度、环境满意度对职业成熟度的影响中部分中介效应显著(Z=1.606,p<0.05;Z=1.848,p<0.05;Z=1.646,p<0.05;Z=1.223,p<0.05),自我导向策略在外部内化动机和活动满意度对对职业成熟度的影响中部分中介效应显著(Z=0.979,p<0.05;Z=1.510,p<0.05)。

表7-7 部分中介效应的Sobel检验

注:1.表格中的a表示自变量对中介变量的非标准化回归系数,b表示中介变量对因变量的非标准化回归系数;sa和sb分别表示a和b的标准误。

2.外部动机-知识转化策略-职业成熟度的Sobel检验结果,a(sa)为0.239(0.034),Sobel检验的Z值为1.848。

根据中介效应的检验(多元逐步回归分析和Sobel检验)结果,可以分别做出教师学习策略各维度在教学动机及工作满意度对职业成熟度影响的中介效应路径图,见图7-3和7-4。

注:图中实线表示具有显著回归效应的关系,虚线表示模型中回归系数a或者b不显著,但经Sobel检验证明存在中介效应的变量关系。图7-4同。

图7-3 教师学习策略各维度的中介效应(教学动机-职业成熟度)路径图

通过对中介效应的分解,可以发现中介变量在自变量对因变量的影响中所发挥作用的大小。

图7-4 教师学习策略各维度的中介效应(工作满意度-职业成熟度)路径图

表7-8的数据可以发现,在教学动机三个维度对职业成熟度的预测中,反思质疑策略所发挥的中介作用相对更大一些,在内部动机对职业成熟度预测的中介效应占总效应的9%;在外部动机对职业成熟度预测的中介效应占总效应的13.7%。信息管理策略的中介效应相对较小,在内部动机和外部动机对职业成熟度的预测中,分别占总效应的1.6%和4.4%。

表7-8 教师学习策略各维度在教学动机-职业成熟度中的中介效应分解

表7-9反映的是教师学习策略各维度在工作满意度-职业成熟度中的中介效应分解。从数据可见,团队学习策略在工作满意度对职业成熟度的预测中所发挥的中介效应更为明显一些,在活动满意度、环境满意度和管理满意度对职业成熟度的预测中,中介效应分别占总效应的11.8%、9.5%和15.7%。活动满意度对职业成熟度的影响中,信息管理策略的中介效应最小,占总效应的3.5%;知识转化策略在环境满意度对职业成熟度的影响中,中介效应占总效应的2.0%;观摩探索策略在管理满意度对职业成熟度的预测中,中介效应也较小一些,仅为6.0%。

表7-9 教师学习策略各维度在工作满意度-职业成熟度中的中介效应分解

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