■孫珊珊 丁寒月 陸運(yùn)青/河北師范大學(xué)教育學(xué)院

一、前言

近年來研究表明，當(dāng)今大學(xué)生的學(xué)習(xí)狀況不容樂觀，如拖延學(xué)業(yè)任務(wù)，對學(xué)習(xí)有倦怠心理等現(xiàn)象屢見不鮮，學(xué)業(yè)自我效能感則被認(rèn)為是影響這類現(xiàn)象產(chǎn)生的一個重要因素［1］。學(xué)業(yè)自我效能感指在學(xué)習(xí)過程中學(xué)生對自己能否實(shí)現(xiàn)預(yù)定目標(biāo)、完成任務(wù)的主觀預(yù)期［2］。

研究表明，學(xué)業(yè)自我效能感可以顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)習(xí)倦怠程度［3］。對于倦怠的形成機(jī)制，則有不同的觀點(diǎn)［4-5］，如楊志剛以大學(xué)生為被試，得出自我效能感在學(xué)習(xí)拖延與倦怠之間起中介作用的結(jié)果；而鄒維興等人以中學(xué)生為被試，分析了學(xué)習(xí)倦怠在學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)拖延之間的中介作用。這些研究在變量選擇上有交叉和重疊，但在變量關(guān)系的建立上缺乏一致的理論基礎(chǔ)，因此，盡管各文獻(xiàn)均證明了拖延與倦怠的正相關(guān)關(guān)系，但都沒有得出一致清晰的研究結(jié)論。

認(rèn)知行為理論認(rèn)為，個體情緒的產(chǎn)生取決于對事件或事實(shí)的認(rèn)知，而個體情緒又直接影響個體相應(yīng)的行為表現(xiàn)。在以往研究基礎(chǔ)上，本研究以大學(xué)生為被試，依據(jù)認(rèn)知行為理論，探討學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠和學(xué)習(xí)拖延三個量表各維度的關(guān)系，建立拖延形成機(jī)制的模型，為大學(xué)生良好學(xué)習(xí)行為的培養(yǎng)與矯正提供理論依據(jù)。

二、對象與方法

(一)對象

本研究在山東和江西兩地隨機(jī)選取280名在校大學(xué)生填寫問卷，回收252份，剔除未完成作答、所選答案具有明顯規(guī)律性、作答時間短于3分鐘的問卷21份，有效問卷231份，有效率為91.7%。

(二)研究工具

1、學(xué)業(yè)自我效能感量表

本研究采用梁宇頌、周宗奎編制的學(xué)業(yè)自我效能感量表，包括學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個維度，共22個項(xiàng)目，采用 Likert 5點(diǎn)計(jì)分［6］。本研究中，總量表的α系數(shù)為0.880，兩個維度的α系數(shù)分別為0.837、0.791。

2、學(xué)習(xí)拖延問卷

本研究采用Aitken學(xué)習(xí)拖延問卷，包括19個項(xiàng)目，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分［7］。本研究中該量表的α系數(shù)為0.835。

3、學(xué)習(xí)倦怠問卷

學(xué)習(xí)倦怠問卷由連榕、楊麗嫻等編制，包括情緒低落、行為不當(dāng)和成就感低三個維度，共20個題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分［8］。本研究中總量表的α系數(shù)為0.884，三個維度的α系數(shù)分別為0.811、0.772、0.695。

(三)研究程序

隨機(jī)選取被試，征得其同意后，現(xiàn)場指導(dǎo)被試填寫問卷，并記錄其作答時間。施測完畢后，根據(jù)作答時間、規(guī)律性及完成度等剔除無效問卷。

(四)統(tǒng)計(jì)分析

錄入數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS24.0和Amo s24.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

三、結(jié)果

大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)習(xí)拖延的關(guān)系。

(一)相關(guān)分析

三因素間Pearson相關(guān)分析結(jié)果見表1。結(jié)果表明學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠、學(xué)習(xí)拖延顯著負(fù)相關(guān)，學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)習(xí)拖延顯著正相關(guān)，與前人研究結(jié)果一致［3-5］。

表1 學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠、學(xué)習(xí)拖延的相關(guān)（r）

(二)回歸分析

根據(jù)相關(guān)分析結(jié)果，三個變量兩兩相關(guān)顯著，滿足中介效應(yīng)分析的基本條件，可以進(jìn)行回歸分析。本研究中學(xué)業(yè)自我效能感為自變量X、學(xué)習(xí)拖延為因變量Y、學(xué)習(xí)倦怠為中介變量M。用process程序?qū)、M、Y三個變量進(jìn)回歸分析，路徑系數(shù)如圖1所示，得到回歸方程1：

M=-0.61X+91.32（F（1，229）=91.51，P〈0.001）和方程2：Y=-0.02X+0.38M+15.95

（F（2，228）=39.79，P〈0.001）。學(xué)習(xí)倦怠中介作用95%的置信區(qū)間為［-0.3274，-0.1551］，不包含0，因而中介作用顯著（如圖1）。

(三)模型建構(gòu)

回歸分析結(jié)果表明學(xué)業(yè)自我效能感通過學(xué)習(xí)倦怠影響學(xué)習(xí)拖延，在此基礎(chǔ)上，分析學(xué)業(yè)自我效能感及學(xué)習(xí)拖延量表各維度的具體意義，用Amos軟件建立如圖2所示模型。從圖中的路徑系數(shù)可以看出，學(xué)習(xí)能力效能感會影響成就感，學(xué)習(xí)能力效能感和成就感通過情緒低落影響行為不當(dāng)，從而對學(xué)習(xí)拖延產(chǎn)生影響。學(xué)習(xí)行為效能感通過行為不當(dāng)影響學(xué)習(xí)拖延。從圖中可見，該模型的擬合指數(shù)比較理想，模型可以接受。

四、結(jié)語

本研究表明，大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感與倦怠及拖延負(fù)相關(guān)，倦怠和拖延正相關(guān)，倦怠在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)拖延之間起完全中介作用。效能感高的學(xué)生，對學(xué)業(yè)任務(wù)能應(yīng)對自如，信心十足，對學(xué)業(yè)的有高成就感，倦怠程度也很低，從而能及時完成學(xué)業(yè)任務(wù)；倦怠程度低的學(xué)生，學(xué)習(xí)積極性較高，在學(xué)習(xí)上也很少出現(xiàn)拖延的情況。

圖1 回歸分析路徑圖

從拖延的形成機(jī)制模型可見，學(xué)習(xí)能力和行為效能感影響個體成就感，成就感可以直接也可以通過情緒間接影響個體行為，最后影響其拖延程度。在認(rèn)知行為理論中，個體的情緒和行為是由于對刺激事件的認(rèn)知導(dǎo)致的。而積極情緒對心理和行為有協(xié)調(diào)促進(jìn)作用，消極情緒具有破壞瓦解作用，所以，情緒又影響著個體的行為。該模型中，學(xué)習(xí)能力和行為自我效能感是個體對自我的認(rèn)知，當(dāng)自我認(rèn)知積極時，也會有較高的成就感，使個體對學(xué)習(xí)產(chǎn)生積極的情緒體驗(yàn)，進(jìn)而有較低的倦怠程度，導(dǎo)致較少拖延學(xué)業(yè)任務(wù)；學(xué)習(xí)能力和成就感本身也是個體對自身學(xué)業(yè)效能感的認(rèn)知，所以也會影響個體情緒體驗(yàn)；學(xué)習(xí)行為效能感本身具有動機(jī)的性質(zhì)，也可以直接影響個體的學(xué)習(xí)行為。

圖2 因素模型

因此，教育工作者可以以本模型為依據(jù)，通過深化學(xué)生對學(xué)習(xí)的認(rèn)識，使學(xué)生在學(xué)習(xí)中產(chǎn)生積極的情緒體驗(yàn)，激發(fā)對學(xué)習(xí)的熱情和興趣，減少不良學(xué)習(xí)行為的發(fā)生，促進(jìn)良好行為的形成。

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