劉慧芳

（洛陽職業(yè)技術(shù)學(xué)院，河南 洛陽 471000）

學(xué)業(yè)情緒是德國教育心理學(xué)家Pekrun于2002年提出的一個概念，它是指學(xué)生在教學(xué)與學(xué)習(xí)過程中體驗(yàn)到的各種情緒，主要包含愉快、放松、希望、自豪、焦慮、失望、羞愧、氣憤、厭煩9種情緒[1]。學(xué)業(yè)自我效能感是指學(xué)生在學(xué)習(xí)活動中對自己是否有能力完成某項(xiàng)學(xué)習(xí)任務(wù)或進(jìn)行某項(xiàng)具體學(xué)習(xí)活動能力的預(yù)期和判斷，是指個體的學(xué)業(yè)能力信念，是自我效能在學(xué)業(yè)領(lǐng)域的表現(xiàn)，可分為學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感兩種[2]。學(xué)業(yè)情緒和學(xué)業(yè)自我效能感分別是學(xué)習(xí)中的情感因素和認(rèn)知因素，研究表明，兩者與學(xué)業(yè)成就都有著密切的關(guān)系[3-7]。

1 研究設(shè)計

1.1 研究對象

采用隨機(jī)取樣的方法，從某高職院校抽取400名學(xué)生作為研究對象，向其發(fā)放問卷400份，回收有效問卷323份，有效問卷回收率80.75%。其中大一208人，大二115人；男生86人，女生237人。

1.2 研究工具

1.2.1 大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒問卷 該問卷由馬惠霞編制，共88個項(xiàng)目，由10種情緒組成，10種情緒又分屬于積極高喚醒（興趣、愉快、希望）、積極低喚醒（自豪和放松）、消極高喚醒（羞愧、焦慮、氣憤）、消極低喚醒（失望和厭煩）4個維度。問卷采用5點(diǎn)計分法，問卷的信度檢驗(yàn)結(jié)果克隆巴赫α系數(shù)在0.641～0.887之間，重測信度在0.563～0.866之間，結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)效度均符合心理測量學(xué)要求。

1.2.2 大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感問卷 該問卷由梁宇頌編制，將學(xué)業(yè)自我效能感分為學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個維度，共由22道題組成，每個維度各包含11道題目。采用5點(diǎn)計分法，分?jǐn)?shù)越高代表學(xué)業(yè)自我效能感越高。

1.3 研究程序

采用團(tuán)體施測，同時發(fā)放大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒問卷和大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感問卷，當(dāng)場回收問卷，測驗(yàn)過程大約15分鐘。

1.4 數(shù)據(jù)分析

采用Excel和SPSS 17.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與統(tǒng)計分析。本研究使用的統(tǒng)計方法有t檢驗(yàn)、相關(guān)分析、回歸分析等。

2 結(jié)果

2.1 高職院校大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒基本狀況（見表1）

表1 高職院校大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒基本狀況（±s，分）

表1 高職院校大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒基本狀況（±s，分）

情緒焦慮厭煩放松失望自豪羞愧愉快希望氣憤興趣人數(shù)323 323 323 323 323 323 323 323 323 323極小值1.20 1.00 1.50 1.00 1.78 1.00 1.71 1.43 1.00 1.00極大值4.80 4.46 5.00 4.50 5.00 4.86 5.00 5.00 4.60 5.00得分3.02±0.62 2.55±0.66 3.09±0.56 2.71±0.63 3.26±0.53 3.16±0.68 3.55±0.63 3.78±0.66 2.93±0.71 3.31±0.67

由表1可以看出，高職院校大學(xué)生的一般學(xué)業(yè)情緒在不同情緒上的平均得分從高到低依次為：希望、愉快、興趣、自豪、羞愧、放松、焦慮、氣憤、失望、厭煩。

2.2 不同性別、年級高職院校大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感得分比較（見表2）

表2 不同性別、年級大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感得分比較（±s，分）

表2 不同性別、年級大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感得分比較（±s，分）

維度學(xué)習(xí)能力自我效能感類別t P男女大一人數(shù)86 237 208 115 86 237 208 115 86 237 208 115得分38.73±6.86 35.84±6.73 37.08±7.01 35.76±6.56 35.87±5.49 34.77±5.23 35.52±5.41 34.24±5.05 74.60±10.78 70.61±10.34 72.60±10.60 70.00±10.41 3.398＜0.05大二1.664＞0.05學(xué)習(xí)行為自我效能感男女大一1.649＞0.05大二2.077＜0.05學(xué)業(yè)自我效能感總分男女大一3.033＜0.05大二2.125＜0.05

由表2可知，不同性別大學(xué)生在學(xué)業(yè)自我效能感總分上比較，存在顯著性差異（P＜0.05），表現(xiàn)為男生得分顯著高于女生；在學(xué)習(xí)能力自我效能感維度上比較，存在顯著性差異（P＜0.05），表現(xiàn)為男生得分顯著高于女生；在學(xué)習(xí)行為自我效能感維度上比較，不存在顯著性差異（P＞0.05）。

大一、大二學(xué)生在學(xué)業(yè)自我效能感總分上比較，存在顯著性差異（P＜0.05）；在學(xué)習(xí)行為自我效能感維度上比較，存在顯著性差異（P＜0.05），均表現(xiàn)為大一學(xué)生得分顯著高于大二（P＜0.05）。在學(xué)習(xí)能力自我效能感維度上比較，不存在顯著性差異（P＞0.05）。

2.3 大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系

2.3.1 一般學(xué)業(yè)情緒與學(xué)業(yè)自我效能感的相關(guān)性 對大學(xué)生的一般學(xué)業(yè)情緒和學(xué)業(yè)自我效能感的各個維度進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果見表3。

表3 學(xué)業(yè)情緒與學(xué)業(yè)自我效能感的相關(guān)性

由表3可知，學(xué)習(xí)能力自我效能感與積極高喚醒、積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒呈顯著正相關(guān)（P＜0.01），與消極高喚醒、消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒呈顯著負(fù)相關(guān)（P＜0.01）；學(xué)習(xí)行為自我效能感與積極高喚醒、積極低喚醒、消極高喚醒均呈顯著正相關(guān)（P＜0.01）；學(xué)業(yè)自我效能感總分與積極高喚醒、積極低喚醒呈顯著正相關(guān)（P＜0.01），與消極低喚醒呈顯著負(fù)相關(guān)（P＜0.01）。

2.3.2 學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)業(yè)情緒的回歸分析（1）學(xué)業(yè)自我效能感各維度對積極高喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析見表4。由表4可知，學(xué)習(xí)能力自我效能感、學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個自變量進(jìn)入回歸模型，兩者與積極高喚醒學(xué)業(yè)情緒的多元相關(guān)系數(shù)（R）為0.642，決定系數(shù)（R2）為 0.413，最后回歸模型整體性檢驗(yàn)的F值為112.360（P＜0.001），因而兩個自變量共可有效解釋積極高喚醒學(xué)業(yè)情緒41.3%的變異量。

從每個變量預(yù)測力的高低來看，首先是學(xué)習(xí)能力自我效能感，其解釋量為40.1%；其次為學(xué)習(xí)行為自我效能感，其解釋量為 1.1%。學(xué)習(xí)能力自我效能感（β=0.572，P＜0.001）、學(xué)習(xí)行為自我效能感（β=0.123，P＜0.05）對積極高喚醒學(xué)業(yè)情緒具有顯著的正向影響。

表4 學(xué)業(yè)自我效能感各維度對積極高喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析

（2）學(xué)業(yè)自我效能感各維度對積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析見表5。由表5可知，只有學(xué)習(xí)能力自我效能感進(jìn)入回歸模型，回歸模型整體性檢驗(yàn)的F值為290.938（P＜0.001），其與積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒的多元相關(guān)系數(shù)（R）為0.690，決定系數(shù)（R2）為0.475，可有效解釋積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒47.5%的變異量。學(xué)習(xí)能力自我效能感（β=0.690，P＜0.001）對積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒具有顯著的正向影響。

表5 學(xué)業(yè)自我效能感各維度對積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析

（3）學(xué)業(yè)自我效能感各維度對消極高喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析見表6。由表6可知，學(xué)習(xí)行為自我效能感、學(xué)習(xí)能力自我效能感兩個自變量進(jìn)入回歸模型，兩者與消極高喚醒學(xué)業(yè)情緒的多元相關(guān)系數(shù)（R）為0.472，決定系數(shù)（R2）為 0.223，最后回歸模型整體性檢驗(yàn)的F值為45.847（P＜0.001），因而兩個自變量共可有效解釋消極高喚醒學(xué)業(yè)情緒22.3%的變異量。

從每個變量預(yù)測力的高低來看，首先是學(xué)習(xí)能力自我效能感，其解釋量為15.1%；其次為學(xué)習(xí)行為自我效能感，其解釋量為7.2%。學(xué)習(xí)行為自我效能感（β=0.494，P＜0.001）對消極高喚醒學(xué)業(yè)情緒具有顯著的正向影響，學(xué)習(xí)能力自我效能感（β=0.449，P＜0.001）對消極高喚醒學(xué)業(yè)情緒具有顯著的負(fù)向影響。

表6 學(xué)業(yè)自我效能感各維度對消極高喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析

（4）學(xué)業(yè)自我效能感各維度對消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析見表7。由表7可知，學(xué)習(xí)能力自我效能感、學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個自變量進(jìn)入回歸模型，兩者與消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒的多元相關(guān)系數(shù)（R）為0.533，決定系數(shù)（R2）為0.284，最后回歸模型整體性檢驗(yàn)的F值為63.406（P＜0.001），因而兩個自變量共可有效解釋消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒28.4%的變異量。

從每個變量預(yù)測力的高低來看，首先是學(xué)習(xí)能力自我效能感，其解釋量為22.5%；其次為學(xué)習(xí)行為自我效能感，其解釋量為5.9%。學(xué)習(xí)行為自我效能感（β=0.281，P＜0.001）對消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒具有顯著的正向影響，學(xué)習(xí)能力自我效能感（β=-0.615，P＜0.001）對消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒具有顯著的負(fù)向影響。

表7 學(xué)業(yè)自我效能感各維度對消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒的回歸分析

3 討論

3.1 高職院校大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒的特點(diǎn)

調(diào)查結(jié)果表明，高職院校大學(xué)生總體上體會到的積極學(xué)業(yè)情緒比消極情緒多，這與以往的研究結(jié)果具有一致性[8-9]。其中希望因子均分最高（3.78分），厭煩均分最低（2.55分），說明盡管高職院校大學(xué)生在學(xué)業(yè)上面臨著一些壓力和困惑，但仍對學(xué)業(yè)充滿希望。

3.2 高職院校大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的特點(diǎn)

研究結(jié)果表明，高職院校男生的學(xué)習(xí)能力自我效能感普遍比女生高（P＜0.05），這與以往的研究結(jié)果基本一致[2，10]。這可能是由于上了大學(xué)后，男女生對學(xué)習(xí)能力的評價標(biāo)準(zhǔn)不同而導(dǎo)致的；也可能與男女生的歸因方式不同有關(guān)。研究表明，男生傾向于將失敗事件進(jìn)行外歸因，如運(yùn)氣不好；而女生由于文化和個性等因素，傾向于進(jìn)行內(nèi)歸因，容易從自己身上找原因，因而女生容易將學(xué)業(yè)上的失敗歸因?yàn)樽约簺]有能力，從而導(dǎo)致女生的學(xué)習(xí)能力自我效能感低于男生[11]。

大一學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感整體上高于大二學(xué)生（P＜0.05），尤其是在學(xué)習(xí)行為自我效能感上，這與以往的研究結(jié)果不一致。原因可能在于，大一學(xué)生學(xué)業(yè)壓力相對較小，接觸的專業(yè)課較少，其他公共基礎(chǔ)課程的學(xué)習(xí)方法與中學(xué)時期具有一致性，所以大一學(xué)生的學(xué)習(xí)行為自我效能感高于大二學(xué)生。

3.3 高職院校大學(xué)生學(xué)業(yè)情緒與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系

相關(guān)分析結(jié)果表明，學(xué)業(yè)自我效能感越高的學(xué)生，在學(xué)習(xí)過程中以及對其學(xué)習(xí)結(jié)果所產(chǎn)生的積極情緒就越多，反之，則會體驗(yàn)到更多的消極情緒。回歸分析的結(jié)果進(jìn)一步表明，學(xué)習(xí)能力自我效能感對積極高喚醒、積極低喚醒學(xué)業(yè)情緒有顯著的正向預(yù)測作用（P＜0.001），對消極高喚醒、消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒有顯著的負(fù)向預(yù)測作用（P＜0.001）。學(xué)習(xí)行為自我效能感對積極高喚醒、消極高喚醒、消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒均有顯著的正向預(yù)測作用（P＜0.001）。學(xué)習(xí)行為自我效能感對消極學(xué)業(yè)情緒具有正向預(yù)測作用，這與以往的研究結(jié)果不一致，出現(xiàn)該結(jié)果的原因可能與學(xué)習(xí)動機(jī)等因素有關(guān)。有研究[12]表明，學(xué)業(yè)自我效能感強(qiáng)的學(xué)生表現(xiàn)出很強(qiáng)的外在學(xué)習(xí)動機(jī)；也有研究[13]表明，外在學(xué)習(xí)動機(jī)與消極高喚醒、消極低喚醒學(xué)業(yè)情緒存在顯著正相關(guān)。外在動機(jī)過強(qiáng)的個體壓力較大，容易導(dǎo)致心理脆弱、精神高度緊張，產(chǎn)生消極情緒。也可能與考試成績等因素有關(guān)。有研究表明，高職生學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)成績之間相關(guān)并不顯著[12]，這可能是由于大學(xué)階段尤其是高職院校對考試要求并不嚴(yán)格，考試難度并不高，考前突擊、臨時抱佛腳、死記硬背也能取得好成績，因而導(dǎo)致學(xué)業(yè)自我效能感高，尤其是學(xué)習(xí)行為自我效能感高的學(xué)生，并沒有因?yàn)榱己玫膶W(xué)習(xí)行為和較高的學(xué)習(xí)投入而獲得預(yù)期的結(jié)果，因而會產(chǎn)生更多的消極情緒。