多样化办学模式下高中生的职业生涯规划、自我效能感与学习动机的关系(2)
3.路径系数及效应分析
与研究假设(图1)一致，a为测量模型路径：a1～a5分别代表生涯规划中除C6反馈修正(β值为0.463，路径系数为1)以外的测量模型路径；a6～a10分别代表学习动机中除L3物质追求(β值为0.672，路径系数为1)以外的测量模型路径，从表7的p值可以得出，生涯规划量表和自我效能感量表的测量模型标准化路径系数均达到显著相关(p<0.001)。经过模型系数的标准化，我们可以看出，高中生的学习动机排序：求知进取和社会取向、物质追求、小群体取向、个人成就取向、害怕失败取向。职业生涯规划能力排序为：人际关系、目标计划、自我提升、职业探索、自我认识、反馈修正。
b为结构模型路径：b1为生涯规划对学习动机的影响路径，b2为生涯规划对自我效能感的影响路径，b3为自我效能感对学习动机的影响路径。从表7可以得出，其标准化回归系数均为正数，且显著相关(p<0.001)，说明研究的三个假设得到支持，即普通高中生的生涯规划对学习动机有显著的正向影响，其生涯规划对自我效能感有显著的正向影响，而自我效能感对学习动机的正向影响也具有显著性。也就是说，自我效能感对职业生涯规划和学习动机起不完全中介作用。在该模型中，主效应为0.368，间接效应为0.120，总效应为0.488。
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测量模型路径系数和结构模型路径系数的显著相关(p<0.001)，说明外生变量对内生变量，潜变量对各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好。
(三)基于人口学变量的多群组结构方程分析
分别以兼职、性别、年级划分不同的群组，进行多群组结构方程分析。模型适配指标中，GFI值在0.866～0.879之间，大于0.8，且接近0.9(理想适配指标值)；AGFI值在0.806～0.826之间，大于0.8；PGFI值在0.6～0.609之间，大于0.5；χ2/df在3.217～4.346之间，小于5；均达到模型可以适配的标准。简约拟合指标(PGFI、PNFI、PCFI)，均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配[9]。AMOS输出的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。结构模型的绝对适配度指数和增值适配度指数均达到威廉姆多尔[10]提出的标准0.8，说明该模型拟合较好。除了RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。其模型适配度指标与全模型适配度指标基本一致，说明结构模型拟和良好。
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各群组的结构方程路径标准化系数如表8：各结构模型系数b1、b2、b3在各群组模型中均显著(除了无兼职群体的b1的p<0.01，高一年级学生的b3的p<0.05外，其余均达到p<0.001)，结果与全模型基本一致，进一步说明了普通高中生自我效能感对职业生涯规划、学习动机的中介作用模型假设成立。
在路径b1上的差异：兼职群体(β=0.477，p<0.001)显著高于无兼职群体(β=0.235，p<0.01)；男生(β=0.488，p<0.001)显著高于女生(β=0.260，p<0.001)；年级间的差异不明显。
在路径b2上的差异：兼职群体(β=0.530，p<0.001)显著高于无兼职群体(β=0.426，p<0.001)；男生(β=0.480，p<0.001)显著高于女生(β=0.324，p<0.001)；年级间的差异不明显。
在路径b3上的差异：高一年级β=0.212，p<0.05)显著低于高二年(β=0.347，p<0.001)和高三年(β=0.257，p<0.001)；兼职与否群体间和性别间的差异不明显。
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(四)基于办学模式的多群组结构方程分析
1.多群组模型适配度检验
以办学模式这一变量进行的多群组结构方程分析，其模型适配度指标与整体适配度指标相近(详见表9)，模型适配指标中，GFI值0.873>0.8(适配指标值)，AGFI值0.817>0.8(适配指标值)，PGFI值0.605>0.5(理想适配指标值)，均达到模型可以适配的标准。简约拟合指标(PGFI、PNFI、PCFI)，均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配。AMOS输出的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。此外，χ2/df值4.476<5；表示模型可以接受[2]。RMSEA达到0.073<0.08；达到良好的指标[9]。除了RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。这一结果与全模型的适配度分析基本一致，说明普通高中生的职业生涯规划、自我效能感、学习动机三者间的不完全中介关系模型成立。
2.未受限模型差异性分析
以办学模式这一变量进行的多群组结构方程分析，群组间的未受限模型差异、两群组各路径及其差异(在此只罗列出两个群组的结构方程模型系数和群组间有显著性差异的测量模型系数)如表10：无论是结构模型路径(b1_1至b3_1、b1_2至b3_2)、还是测量模型路径(a1_1至a10_1、a1_2至a10_2)，其标准化路径系数均达到显著(p<0.001)，这一结果与全模型检验的结果一致，说明无论是普高办学模式的群体、还是中职办学模式的群体，其外生变量与内生变量，潜变量与各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好。, http://www.100md.com(黄瑞滢)
与研究假设(图1)一致，a为测量模型路径：a1～a5分别代表生涯规划中除C6反馈修正(β值为0.463，路径系数为1)以外的测量模型路径；a6～a10分别代表学习动机中除L3物质追求(β值为0.672，路径系数为1)以外的测量模型路径，从表7的p值可以得出，生涯规划量表和自我效能感量表的测量模型标准化路径系数均达到显著相关(p<0.001)。经过模型系数的标准化，我们可以看出，高中生的学习动机排序：求知进取和社会取向、物质追求、小群体取向、个人成就取向、害怕失败取向。职业生涯规划能力排序为：人际关系、目标计划、自我提升、职业探索、自我认识、反馈修正。
b为结构模型路径：b1为生涯规划对学习动机的影响路径，b2为生涯规划对自我效能感的影响路径，b3为自我效能感对学习动机的影响路径。从表7可以得出，其标准化回归系数均为正数，且显著相关(p<0.001)，说明研究的三个假设得到支持，即普通高中生的生涯规划对学习动机有显著的正向影响，其生涯规划对自我效能感有显著的正向影响，而自我效能感对学习动机的正向影响也具有显著性。也就是说，自我效能感对职业生涯规划和学习动机起不完全中介作用。在该模型中，主效应为0.368，间接效应为0.120，总效应为0.488。
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测量模型路径系数和结构模型路径系数的显著相关(p<0.001)，说明外生变量对内生变量，潜变量对各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好。
(三)基于人口学变量的多群组结构方程分析
分别以兼职、性别、年级划分不同的群组，进行多群组结构方程分析。模型适配指标中，GFI值在0.866～0.879之间，大于0.8，且接近0.9(理想适配指标值)；AGFI值在0.806～0.826之间，大于0.8；PGFI值在0.6～0.609之间，大于0.5；χ2/df在3.217～4.346之间，小于5；均达到模型可以适配的标准。简约拟合指标(PGFI、PNFI、PCFI)，均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配[9]。AMOS输出的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。结构模型的绝对适配度指数和增值适配度指数均达到威廉姆多尔[10]提出的标准0.8，说明该模型拟合较好。除了RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。其模型适配度指标与全模型适配度指标基本一致，说明结构模型拟和良好。
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各群组的结构方程路径标准化系数如表8：各结构模型系数b1、b2、b3在各群组模型中均显著(除了无兼职群体的b1的p<0.01，高一年级学生的b3的p<0.05外，其余均达到p<0.001)，结果与全模型基本一致，进一步说明了普通高中生自我效能感对职业生涯规划、学习动机的中介作用模型假设成立。
在路径b1上的差异：兼职群体(β=0.477，p<0.001)显著高于无兼职群体(β=0.235，p<0.01)；男生(β=0.488，p<0.001)显著高于女生(β=0.260，p<0.001)；年级间的差异不明显。
在路径b2上的差异：兼职群体(β=0.530，p<0.001)显著高于无兼职群体(β=0.426，p<0.001)；男生(β=0.480，p<0.001)显著高于女生(β=0.324，p<0.001)；年级间的差异不明显。
在路径b3上的差异：高一年级β=0.212，p<0.05)显著低于高二年(β=0.347，p<0.001)和高三年(β=0.257，p<0.001)；兼职与否群体间和性别间的差异不明显。
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(四)基于办学模式的多群组结构方程分析
1.多群组模型适配度检验
以办学模式这一变量进行的多群组结构方程分析，其模型适配度指标与整体适配度指标相近(详见表9)，模型适配指标中，GFI值0.873>0.8(适配指标值)，AGFI值0.817>0.8(适配指标值)，PGFI值0.605>0.5(理想适配指标值)，均达到模型可以适配的标准。简约拟合指标(PGFI、PNFI、PCFI)，均大于模型可接受的要求值0.5，达到理想的标准，说明假设模型与样本数据可以适配。AMOS输出的基线比较适配统计量NFI、IFI、TLI、CFI，四种适配指标均大于0.8，表示假设模型与样本数据可以契合。此外，χ2/df值4.476<5；表示模型可以接受[2]。RMSEA达到0.073<0.08；达到良好的指标[9]。除了RMR，其他指标均达到尚可或理想的标准，说明该模型能够被接受。这一结果与全模型的适配度分析基本一致，说明普通高中生的职业生涯规划、自我效能感、学习动机三者间的不完全中介关系模型成立。
2.未受限模型差异性分析
以办学模式这一变量进行的多群组结构方程分析，群组间的未受限模型差异、两群组各路径及其差异(在此只罗列出两个群组的结构方程模型系数和群组间有显著性差异的测量模型系数)如表10：无论是结构模型路径(b1_1至b3_1、b1_2至b3_2)、还是测量模型路径(a1_1至a10_1、a1_2至a10_2)，其标准化路径系数均达到显著(p<0.001)，这一结果与全模型检验的结果一致，说明无论是普高办学模式的群体、还是中职办学模式的群体，其外生变量与内生变量，潜变量与各观测变量均存在显著相关，整个模型结构良好。, http://www.100md.com(黄瑞滢)
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