重庆师范大学教育科学学院，重庆

收稿日期：2023年9月20日；录用日期：2023年11月3日；发布日期：2023年11月14日

摘要

目的：探究大学生成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感的关系。方法：采用成就动机量表(AMS)、职业决策自我效能感量表(CDMSE)、心理控制源量表(I-E)对926名大学生进行施测。结果：成就动机显著正向预测大学生职业决策自我效能感。追求成功动机可通过心理控制源的中介作用间接预测大学生职业决策自我效能感，其中中介效应为22.22%。结论：大学生成就动机与职业决策自我效能感存在中介效应，中介变量为心理控制源。

关键词

成就动机，职业决策自我效能感，心理控制源，大学生

The Relationship between College Formation Motivation and Self-Efficacy in Career Decision-Making: The Mediating Role of Psychological Control Sources

Jinghua Ye, Lirong Mo

School of Educational Sciences, Chongqing Normal University, Chongqing

Received: Sep. 20^th, 2023; accepted: Nov. 3^rd, 2023; published: Nov. 14^th, 2023

ABSTRACT

Objective: To explore the relationship between motivation, psychological control source, and self- efficacy of career decision-making in college. Methods: The Achievement Motivation Scale (AMS), Career Decision Self-Efficacy Scale (CDMSE), and Mental Control Source Scale (I-E) were used to test 926 college students. Results: Achievement motivation significantly positively predicted college students’ self-efficacy in career decision-making. The motivation to pursue success can indirectly predict the self-efficacy of college students’ career decision-making through the mediating effect of psychological control sources, and the mediating effect is 22.22%. Conclusion: There is a mediating effect between college motivation and self-efficacy in career decision-making, and the mediating variable is the source of psychological control.

Keywords:Motivation for Achievement, Self-Efficacy in Career Decisions, Sources of Psychological Control, College Student

Copyright © 2023 by author(s) and Hans Publishers Inc.

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1. 引言

随着时代的变化，中国的高等教育逐渐由“精英教育”过渡到“大众教育”，从毕业人数上看，2021年全国高校毕业总数为909万人，2023为1158万人，增加249万人，根据《国务院办公厅关于优化调整稳就业政策措施》指出，要拓宽渠道促进高校毕业生等青年就业创业，通过“三支一扶”、“西部计划”、“乡村医生”等活动促进大学生就业创业。

职业决策自我效能感是指决策者在进行职业决策过程中对自己完成各项任务所必需的能力的自我评估或信心(李欢欢，2008)。大学生的职业决策自我效能感会对大学生的就业力产生积极的影响(胡艳华等，2019)。有研究表明职业决策自我效能感越高的大学生，就业成功率更高(周基燕，方青，2021)。

成就动机指个体努力追求卓越以达到更高目标的内在动力和心理倾向(林崇德等，2003)。它分为追求成功和避免失败两种动机。成就动机越高的个体，易于他们在职业决策中制定清晰的目标，从而产生更高的职业决策自我效能感(王淑燕等，2022)。

心理控制源是人格特征的重要维度之一，主要有内控与外控两种形式，个体内控或外控的心理控制源倾向会对其行为产生作用(朱婷婷等，2019)。根据研究表明，成就动机与职业决策自我效能感显著相关(李睿等，2012)。温磊等的研究结果表明，心理控制源的内控性和外控性对大学生职业决策自我效能均有显著影响(温磊等，2009)。心理控制源的研究有利于大学生提高职业决策自我效能感，从而有利于教师制定符合实际需要的职业规划辅导方案，学校制定正确的就业方针政策。本研究以大学生为研究对象，探讨成就动机与职业决策自我效能感的关系，以及心理控制源在其中的作用。

2. 研究对象和方法

2.1. 研究对象

采取正确抽样的方法，对重庆几所大学进行问卷调查，回收有效问卷926份，问卷有效回收率92.60%。926名研究对象中男生231人、女生685人，独生子女267人、非独生子女649人，来自城镇411人、农村505人，学校类型为本科597人、专科319人，原生家庭结构完整811人、原生家庭结构不完整105人，所在年级大一174人、大二180人、大三139人、大四88人、研究生35人。

2.2. 研究工具

2.2.1. 人口学信息调查表

自编人口学信息调查表，主要收集资料包括性别、年龄、是否为独生子女、生源地、年级等情况。

2.2.2. 成就动机量表(Achievement motivation scale)

该量表由挪威心理学家Gjesme和Nygard (1970)编制，后经叶仁敏和Hegtvet修订(叶仁敏，Kunt A. Hagtvet，1992)。该量表共有30个题目，包含追求成功动机MS和防止失败动机MF两个维度，每个维度共15个条目，每个条目采用Likert4级评分法计1分(完全不正确)到4分(完全正确)。该量表的信效度很好，依据本研究样本计算出的内部一致性信度为88.9%。

2.2.3. 心理控制源量表(Mental control source scale)

该量表由Rotter (1966)编制的、我国专家王登峰修订(王登峰，1991)。该量表由19个正式题目和4道缓冲题目组成。每个题目由一个内控性陈述和一个外控性陈述构成，施测时要求被试必须从每个题目中选择一个自己更愿意相信的陈述，对被试的外控性选择进行计分，得分的范围为0 (极端内控)到19 (极端外控)。依据本研究样本计算出的内部一致性信度为85.5%。

2.2.4. 职业决策自我效能感量表(Self-efficacy scale for career decision-making)

该量表由彭永新等人参照Taylor和Betz的职业决策自我效能量表(CDMSE)所编制(彭永新，龙立荣，2001)。该量表共有39个条目，包含自我评价、收集信息、制定规划、问题解决、选择目标5个维度，每个条目采用Likert5级评分法计1分(完全没有信心)到5分(完全有信心)。该量表的信效度很好，依据本研究样本计算出的内部一致性信度为97.3%。

2.3. 统计学处理

应用SPSS24.0和AMOS23.0软件进行统计学分析。采用单因素方差分析对不同人口学变量被试的成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感得分的差异进行比较；采用Pearson积差相关和多元逐步回归分析研究变量间的关系，并通过构建结构方程模型和偏差矫正的非参数百分位Bootstrap法检验变量间的中介效应。检验水准(α)为0.05。

3. 结果

3.1. 大学生成就动机、心理控制源与职业决策自我效能感的描述性统计分析

描述性统计结果见表1非独生子女大学生心理控制源得分低于独生子女的大学生(P < 0.01)；生源地为农村的大学生心理控制源得分低于生源地为城镇的大学生(P < 0.01)；学校类型为专科的大学生心理控制源得分低于本科生(P < 0.01)，职业决策自我效能感得分低于本科生(P < 0.01)。

表1. 大学生成就动机、心理控制源与职业决策自我效能感的描述性统计分析

^**P < 0.01与独生子女组进行比较；^△△P < 0.01与生源地为农村组进行比较；^▲▲P < 0.01与本科组进行比较。

3.2. 成就动机与心理控制源、职业决策自我效能感的关系

大学生成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感关系见表2，成就动机各维度得分与心理控制源、职业决策自我效能感各维度得分均两两相关，避免失败动机与心理控制源、职业决策自我效能感各维度呈正相关，追求动机与心理控制源呈负相关，与职业决策自我效能感各维度呈正相关；心理控制源与职业决策自我效能感各维度均呈负相关。

表2. 大学生成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感的相关分析

^**P < 0.01.

3.3. 成就动机与心理控制源对职业决策自我效能感的多元回归分析

成就动机对心理控制源的多元回归分析见表3，以成就动机为自变量，心理控制源为因变量进行回归分析析(F = 37.755, P < 0.001)，成就动机可解释心理控制源的7.4%；以成就动机和心理控制源为自变量，职业决策自我效能感为因变量进行多元逐步回归分析(F = 213.626, P < 0.001)，避免失败动机对职业决策自我效能感的回归系数无统计学意义(P > 0.05)，结果如表4所示，可共同解释大学生职业决策自我效能感的31.7%。

表3. 成就动机对成心理控制源的多元回归分析

B：回归系数；β：标准化回归系数；R²：决定系数。

表4. 成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感多元逐步回归分析

B：回归系数；β：标准化回归系数；R²：决定系数。

3.4. 心理控制源在成就动机、职业决策自我效能感的中介作用

根据前文分析，本研究做出假设：1) 成就动机直接影响职业决策自我效能感；2) 心理控制源直接影响成就动机；3) 心理控制源在成就动机和职业决策自我效能感中起中介作用。因避免失败动机维度对职业决策自我效能感回归系数没有统计学意义，在后面的分析中删去避免失败动机维度。基于假设，构建了以成就动机为自变量，职业决策自我效能感为应变量，心理控制源为中介变量的结构方程模型，见图1。在测量模型中，职业决策自我效能感在潜变量的标准化载荷为1.00，对潜变量进行充分有效的测量。采用最大似然法(maximum likelihood)对模型拟合进行估计，模型拟合指数分别为χ²/df = 4.557，拟合优度指数 = 0.980，调整拟合优度指数 = 0.957，规范拟合指数 = 0.992，相对拟合指数 = 0.987，增值拟合指数 = 0.993，Tucker-Lewis系数 = 0.989，比较拟合指数 = 0.993，近似均方根误差 = 0.066，均达到测量学标准，数据与模型拟合较好。

图1. 成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感关系模型

通过采用偏差矫正的非参数百分位Bootstrap法对心理控制源中的中介效应进行检验，从原始数据中随机抽取2000个Bootstrap样本并计算其95% CI。结果如表5所示，从成就动机到职业决策自我效能感的中介效应95% CI为0.002~0.012，不包含0，说明心理控制源的中介效应有统计学意义。成就动机对职业决策自我效能感的直接效应为0.28，占总效应的77.78%，心理控制源的中介效应为0.08，占总效应的比例22.22%。

表5. 心理控制源在成就动机和职业决策自我效能感中的中介效应与效果量

4. 讨论

大学阶段是人生发展的重要阶段，该阶段的目标之一就是清晰自己的职业的方向。分析大学生职业决策自我效能感的因素及其作用机制，对于提高大学生就业具有重要意义。

本研究显示，非独生子女大学生比独生子女大学生更加相信自己的力量，这可能是由于独生子女大学生相较于非独生子女大学生获得更多的家庭资源，非独生子女更加相信自己的努力才能拥有更多的资源。生源地为农村的大学生相较于城镇大学生具有更强的外控性，这可能是于城乡生活水平和经济条件有关，来自城镇的大学生更加相信自己的实力能够解决生活中的困难。专科生相较本科生有更低的职业决策自我效能感以及更高的外控性，这与武江涛与高秀梅的研究结果一致，专科生更倾向于把事件的结果归于外控(武江涛等，2016)，本科生有更高的内控性，更加相信自己的力量(高秀梅，2021)。

有趣的是本研究的避免失败动机与职业决策自我效能感呈正相关，这与王淑燕的研究结果不一致(王淑燕等，2022)，可能是由于随着就业压力和竞争压力加大，大学生们一方面渴望就业追求成功，另一方面“就业难”的问题让同学们恐惧就业失败。

5. 结论

本研究通过构建结构方程模型探讨了成就动机、心理控制源、职业决策自我效能感的关系，发现追求成功动机可直接影响大学生职业决策自我效能感，也可通过心理控制源对大学生的职业决策自我效能感产生间接影响，提示可以通过降低大学生的外控性干预大学生职业决策自我效能感。

文章引用

叶精华,莫丽蓉. 大学生成就动机与职业决策自我效能感的关系：心理控制源的中介作用
The Relationship between College Formation Motivation and Self-Efficacy in Career Decision-Making: The Mediating Role of Psychological Control Sources[J]. 心理学进展, 2023, 13(11): 5061-5067. https://doi.org/10.12677/AP.2023.1311637

参考文献