5 研究二學前教育專業本科生專業認同與學習動機、自我效能感的關係
5.1 研究目的
在了解學前教育專業本科生專業認同的基本特徵的基礎上，進一步討論學前教育專業本科生專業認同與學習動機、自我效能感的關係。
5.2 研究物件
同研究一。
5.3 研究工具
5.3.1 專業認同問卷
《大學生專業認同問卷》：該問卷由西南大學的秦攀博(2009)編制而成。問卷將大學生的專業認同劃分為認知性、情感性、行為性、適切性四個心理維度。
其中，認知性專業認同5個專案;情感性專業認同8個專案;行為性專業認同6個專案;適切性專業認同4個專案，共23個專案。問卷採用likert五點計分，專業認同總分為四個維度得分之和，分數越高代表專業認同感越高。本研究測得問卷各維度的同質信度在0.
667—0.886之間，總問卷的同質信度為0.913；問卷各維度的分半信度在0.
622一0.873之間，總問卷的分半信度為 0.868。
5.3.2 成就動機問卷
《大學生學習動機問卷》：該問卷由田瀾和潘偉剛基於奧蘇貝爾的成就動機三成分理論模型於2023年編制而成。問卷對大學生的學習動機劃分為求知興趣、能力追求、聲譽獲取和利他取向四個維度，共34個專案。
問卷採用likert五點計分，學習動機總分為四個維度得分之和，分數越高代表學習動機越高。本研究測得問卷的各個維度的同質信度在0.768—0.
858之間，總問卷的同質信度為0.935；問卷各維度的分半信度在0.750—0.
827之間，總問卷的分半信度為0.915。
5.3.3 自我效能感量表
一般自我效能感量表（general self-efficacy scale, gses），最早的德文版系由德國柏林自由大學的著名臨床和健康心理學家ralf schwarzer教授和他的同事於2023年編制完成[3]，開始時共有20個專案，後來改進為10個專案。目前該量表已被翻譯成至少25種語言，在國際上廣泛使用。中文版的gses最早由張建新和schwarzer於2023年在香港的一年級大學生中使用[5]。
至今中文版gses已被證明具有良好的信度和效度。本研究測得量表的同質信度為0.794，分半信度為0.
745。
5.4 結果與分析
5.4.1 學習動機與專業認同的關係研究
5.4.1.1 學習動機與專業認同的相關分析
學習動機各維度與專業認同的總分及各因子進行雙變數相關分析，由上表可見，學習動機總分與專業認同中總分相關及其顯著（r=0.457，p<0.001）。
除學習動機中的聲譽獲取與專業認同中的情感因子相關不顯著之外，學習動機和專業認同其它各因子之間均存在顯著相關。結果見表5-1。
5.4.1.2 不同學習動機水平學前教育專業本科生的專業認同的差異
採用四分位數將本科生在學習動機總分上的得分分為高、中、低三組。其中，高學習動機組得分在四分位數（tot≥135）之上的被試，共70人；低分組為得分在下四分位數（tot≤101）之下，共66人；中學習動機組位於兩者之間，共124人。比較高、中、低三組在專業認同總分平均數上的發展趨勢，如圖5-1所示，大學生專業認同從低學習動機組向高學習動機組呈上公升趨勢。
比較結果（見表5-2）顯示，大學生專業認同感的各因子和總分都從低學習動機組向高學習動機組呈上上公升趨勢。不同的學習動機水平的學前教育專業本科生在專業認同總分和各因子上均存在極其顯著差異。
進一步採用lsd事後檢驗發現，在學前教育專業本科生專業認同的總分及各因子上，均顯示高學習動機組顯著高於中分組，依次顯著高於低分組的情況。也就是說，學前教育專業本科生的專業認同隨著學習動機水平的提高而增加。
5.4.2 自我效能感與專業認同的關係研究
5.4.2.1 自我效能感和專業認同的相關分析
根據自我效能感量表，十個專案，分數越高，相應的自我效能感就越強。本研究的測得學前教育專業大學生自我效能感的平均分為25.14，標準差為5.43，最大值為39，最小值為11。
對自我效能感與專業認同總分及各因子進行相關分析，結果如下：
由上表可見，自我效能感與專業認同總分及其各因子之間尋在極其顯著相關，同時可見是呈現出正相關關係。
5.4.2.2 不同自我效能感水平的專業認同差異
採用四分位數將學前教育專業本科生在自我效能感的得分分為高、中、低三組。其中，高自我效能組得分在上四分位數（tot≥29）之上的被試，共70；低得分組為得分在下四方位數（tot≤21）之下，共74人；中得分組位於兩者之間，共116人。比較高中低三組在專業認同總分平均數上的發展趨勢，如圖5-2所示，大學生專業認同從低自我效能組向高自我效能組呈上公升趨勢。
採用方差分析得出的具體結果顯示（見表5-5），學前教育專業本科生專業認同感的總分及各因子都從低自我效能感組向高自我效能感組呈上公升趨勢。不同自我效能感水平的學前教育專業本科生在專業認同的總分及各因子上存在極其顯著差異。
通過lsd事後檢驗進一步發現
5.4.3 自我效能感與學習動機的關係研究
5.4.3.1 自我效能感與學習動機的相關
對自我效能感和學習動機各維度進行相關分析。結果顯示，自我效能感與學習動機總分及其各因子均呈極其顯著相關，具體見表5-5。
由上表可見，自我效能感與學習動機及其各因子的相關均呈現出極其顯著，而且是顯著正相關。也就是說，自我效能感的分越高，其學習動機也就越強。
5.4.3.2 不同自我效能感水平學前教育專業本科生的學習動機差異
沿用之前「自我效能感與專業認同感關係研究」中對學前教育專業本科生學習動機的分組，分為高、中、低三組。其中，高自我效能感組70人，中自我效能感組116人，低自我效能感組74人。比較高中低三組在學習動機方面的變化，如圖5-4所示。
將表5-8的分析與上圖結合觀察發現，不同自我效能感水平的學前教育專業本科生在學習動機及其各個因子上面存在顯著差異。除了能力追求因子上呈現出高分組顯著高於低分組，中分組沒有顯著差異外，其它的學習動機各因子和總分都從高自我效能感向低自我效能感呈上公升趨勢。同時由lsd事後檢驗發現，其它都是高分組普遍高於低分組和中分組。
5.4.4 自我效能感、學習動機對專業認同的回歸分析
5.4.4.1 自我效能感對專業認同的回歸分析
由於學前教育專業本科生專業認同的總分及各因子與自我效能感相關達到顯著，為進一步考察兩者之間的關係，進行自我效能感對專業認同的回歸分析。研究採用因素回歸分析法，考察自我效能感對學前教育專業本科生專業認同總體水平及各因子的影響力。如果回歸係數顯著，繼續下一步檢驗；否則停止分析。
由上表可知，線性回歸分析結果顯示，自我效能感對專業認同有著**作用。自變數「自我效能感」可以解釋因變數「專業認同」6.10%的變異性（r2=0.
061），建立的回歸方程為：y=63.978+0.
593x，其中y代表專業認同的平均得分，x代表自我效能感的平均得分，可以用自我效能感的得分**專業認同的得分。其中p<0.001，因此，進入自我效能感對學習動機的回歸分析顯著性檢驗。
5.4.4.2 自我效能感對學習動機的回歸分析
同樣，因為自我效能感和學習動機的相關達到顯著，為進一步考察兩者之間的關係，進行自我效能感對學習動機的回歸分析。
表5-8線性回歸分析結果顯示，自我效能感對學習動機有著**作用。自變數「自我效能感」可以解釋因變數「學習動機」9.30%的變異性（r2=0.
093），建立的回歸方程為：y=83.657+1.
342x，其中y代表學習動機的平均得分，x代表自我效能感的平均得分，可以用自我效能感的得分來**學習動機的得分。
寧波大學學前教育專業本科生培養方案及教學計畫
一 培養目標 本專業培養德 智 體 美全面發展的 掌握學前教育的基本理論 基礎知識與技能，能夠適應學前教育事業發展需要的，具備在幼兒園進行教學和科研能力的 能在托幼機構從事保教研究工作的教師 以及從事學前教育保教工作的一線教師。二 培養基本要求 1 素質要求 具有正確的政治信仰，能樹立科學的世界觀 ...
林學專業本科生教學計畫
一 專業名稱與 090301 二 培養目標 本專業培養在林業 農業 環保 城鎮建設等行業從事森林培育 森林資源經營與管理 經濟林栽培 竹林栽培 種質創新與遺傳改良 植物資源開發與利用森林生態建設 城 鄉 鎮環境重建與維護 環境評估等，具有進一步自主學習能力的創新應用型人才。三 培養基本規格要求 要求...
高師學前專業本科生幼兒園教育實習的困境與出路
作者 王立文 教書育人 高教論壇 2010年第05期 教育實習是各級各類師範院校教學計畫中的重要組成部分之一,是體現師範教育特色,培養合格師資隊伍的最基本 最重要的實踐性教學環節,是檢驗學生在校期間所學知識和能力的乙個重要途徑。1 我國高師學前專業教育擔負著培養幼兒師範學校教師及各類幼兒園師資的雙重...