高职生自我效能感、学业情绪和学业拖延的关系

1、高职生自我效能感、学业情绪和学业拖延的关系 摘要：考察高职生学业拖延的现状以及自我效能感、学业情绪和学业拖延的关系。本研究采用问卷法对湖南省某高职院校的432名学生的自我效能、学业情绪和学业拖延进行调查，分析了学业拖延在性别和年级上的分布差异，并探讨了学业情绪在自我效能感和学业拖延之间的中介作用。 关键词：高职生；自我效能感；学业情绪；学业拖延 中图分类号：g710 文献标志码：a 文章编号：1674-9324（2016）02-0206-03 学业拖延被认为是不必要地拖延学习任务以至于产生心理不适应感的行为。有研究认为，学业拖延是一种习惯性行为，可跨越时空，受一种人格特质的影响。也有的研究认为

2、，拖延行为与负性情绪、自我效能或写论文、备考、完成每周的阅读任务密切相关，受特定情境影响。 自我效能是个体在具体情境下对于其能否完成一定行为的主观判断，一种主观的自我认知信念。研究结果表明，自我效能感与学业拖延存在显著负相关，高自我效能可激发学习动机，促进学业投入；而低自我效能则易引发学业拖延，与频发的学业拖延相关。 学业情绪是指学生在学习过程中产生的或由学习结果所带来的各种情绪体验。研究显示，学业情绪与学业拖延之间存在相关，如熊俊梅等人发现学业情绪维度中的消极低唤醒情绪和积极低唤醒情绪对学业拖延有显著预测作用。 为更好地揭示认知、情绪与行为之间的关系，wells提出了自我调节执行功能模型（s

3、-ref）。他认为，个体在面临任务时，首先激活了长时记忆中的认知信念，这些认知信念对个体的认知加工发挥着调控作用。其中有两种非理性认知信念和负性情绪之间的关系最为密切：一是有关担忧的积极信念，认为担忧可以促进问题解决；二是有关担忧的失控和危险感，认为担忧是不可控的和危险的。为了抵御不良情绪的干扰，个体会选择采取各种回避行为，如拖延行为。 综上所述，自我效能感、学业情绪和学业拖延之间存在相关，学业情绪可能在自我效能感和学业拖延关系之间有中介作用，本研究欲实证之。本研究选择体育高职生为被试，调查其文化知识学业拖延状况及其与自我效能和学业情绪的关系，以期为高职生的心理健康和学习辅导提供依据和参考。

4、一、对象与方法 （一）对象 被试来自湖南某体育职院，采用分层整群抽样的方法进行问卷调查。共发放问卷500份，回收有效问卷432份，有效率为86.4%。被试年龄1821岁；男生280名，女生152名；大一学生160名，大二学生169名，大三学生103名。 （二）工具 1.拖延评估量表-学生版由solomon和rothblum在1984年联合编制。该量表包括两部分，第一部分测量拖延程度，有18个项目，采用5点评分制。1代表从不，5代表总是。第二部分测量拖延的原因。本研究主要采用量表的第一部分作为研究工具，并根据研究对象的特殊性，进行了一定的适应性调整。在本研究中，第一部分18道题的内部一致性信度系

5、数为0.83。 2.大学生学业情绪量表。该问卷由徐先彩于2009年编制，共有50个题目，分为积极活动定向学业情绪问卷、积极结果定向学业情绪问卷、消极活动定向学业情绪问卷、消极结果定向学业情绪问卷四个分问卷。该问卷的验证性因素分析结果表明，四个分量表的各项模型拟合都达到可以接受的标准，各个项目的标准化载荷也达到了显著性水平；各个分问卷的克隆巴赫一致性系数和分半系数都达到0.80以上。 3.一般自我效能量表。该量表最早由德国柏林自由大学的著名临床和健康心理学家ralf schwarzer教授和他的同事于1981年编制完成，本研究采用由王才康等人修订的信度和效度较高的中文版本，其cronbach系数

6、为0.87，分半信度为0.82，重测信度为0.83。 （三）数据处理 运用spss20.0进行数据分析。 二、结果与分析 （一）体育高职生学业拖延状况 根据solomon和rothblum的研究，本调查将在学业拖延程度、拖延的困扰程度和减少拖延意愿程度各维度上，其项目分得分大于或等于4的（即经常如此）作为高分，纳入高分频数群分析；得分小于3的（即较少如此）作为低分，纳入低分频数群分析，得分为34的纳入中等频数群分析。 从表1中可知，体育高职生的学业拖延程度平均数为2.18，学业拖延困扰的平均数为2.30，减少拖延意愿的平均数为2.62。进一步分析发现，一半以上的被试有中等或高等的学业拖延程度，大约60%的被试有中等或高水平的拖延困扰，大约有65%的被试有中等或高水平的减少拖延意愿。整体来看，体育高职生的学业拖延的平均值为2.37，高程度的学业拖延的被试占0.69%，中等程度的学业拖延的被试占67.13%，低程度的学业拖延的被试占大约30%。 （二）体育高职生学业拖延的差异比较 以性别和年级分别为自变量，以学业拖延为因变量，独立样本t检验的结果表明，体