大学生情绪调节自我效能感和学习适应的关系研究——学业自我效能感的中介作用

发布时间：2024-12-19 08:13

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大学生情绪调节自我效能感和学习适应的关系研究——学业自我效能感的中介作用
The Relation between Regulatory Emotional Self-Efficacy and Academic Adaptation of College Students—The Mediating Effect of Academic Self-Efficacy

1. 引言

在疫情常态化这一消极环境下，学生易产生各类负面情绪，学习适应情况也令人堪忧。研究证实，疫情期间的大学生承担着疫情风险以及学业、生涯规划等多重因素带来的压力，其焦虑和抑郁情绪的发生率分别为26.6%、21.16%，均高于常模；他们的生理、安全、社交等需求均无法得到满足，新型的线上教学模式也扰乱了正常的学习节奏(于姗姗，谢晨智，2020；昌敬惠等，2020；罗红等，2020；李少闻等，2020)。面对此情景，心理层面的自我效能感能够帮助个体良好应对情绪问题和适应问题。自我效能感是指个体在面临一项任务时，对自身能够完成此项行为的自信程度，即个体对自己能力的主观评估与预期(Bandura, 1997；高申春，2000；文书锋等，2009)。自我效能感与学术能力、情绪调节、社会自律意识等都存在显著正相关。在不同类型的自我效能感当中，情绪调节自我效能感和学业自我效能感均可能影响大学生的学习适应水平。但其中情绪调节自我效能感的具体作用方向还有待研究，其对学习适应的影响路径也值得深入探索。本研究着眼于疫情背景下大学生线上与线下的学习适应比较，力求探讨情绪调节自我效能感对学习适应的影响路径，为疫情常态化下的教学模式改革提供借鉴。

1.1. 情绪调节自我效能感与学习适应

Bandura和Caprara认为，个体所处生命阶段的适应性与情绪相关，这种自适应能力受到情绪的调节。他们的实验证明，与情绪相关的自我效能感越高，个体参与活动的投入积极性越强，相比之下，对负面情绪的微弱感知管理会逐渐减弱以行为为导向的有效性信念(Bandura, 1997)。据此，Bandura等人(2003)提出了“情绪调节自我效能感”这一概念。他们认为情绪调节自我效能感是指“个体对能否有效调节自身情绪状态的一种自信程度”(Bandura et al., 2003；文书锋等，2009)。Bandura在对情绪调节自我效能感再一步界定时也强调它是个体管理情绪状态的能力感，认为它主要包括识别情绪状态、理解他人感受及管理积极和消极情绪表达的能力感。

学习适应的目标是获得更好的学习效果，这就要求个体在学习过程中克服来自心理、外在环境的诸多问题，以满足学习需要。徐鸿(2000)认为学习适应问题主要表现在对学习方法、学习环境、学习计划和学习自我意识不适应等方面。冯廷勇和李红(2002)认为学习适应是指主体根据环境及学习的需要，努力调整自我以达到与学习环境平衡的行为过程。学习适应包括学习动机、学习能力、学习态度、教学模式、环境因素五个维度。前三者属于主观因素，而后两者强调了外在因素对于个体学习的影响。在疫情期间，情绪状态、学习动机等心理因素对学习适应的影响被放大，同时线上教学模式、封闭的隔离环境也从客观层面造成了学习适应问题，基于此，本研究提出第一个假设：大学生疫情期间线上学习适应水平低于线下学习(H1)。

自我效能感涉及个体处理各种生活事件的能力，其中也包括应对学习问题的能力。实证研究发现自我效能感能够正向预测个体的学习适应性(王才康，刘勇，2000；黄文锋，徐富明，2004)。情绪调节自我效能感作为一般自我效能感的一种，也起着同样的作用。在实际生活中，高情绪调节自我效能感的人，在学术活动上更加负责(Bandura et al., 2003)。窦凯等人(2013)也发现情绪调节自我效能感越高，青少年的主观幸福感更高、心理健康状况更好。对于大学生而言，调节情绪能力的消极自信会影响个体的心理健康，无法调节的负面情绪更会显著负面作用于心理状态(窦凯等，2012；王玉洁等，2013；孔妍等，2020)。严峻的疫情形势给学生们带来了消极的情绪体验，封闭隔离环境下焦虑、抑郁等情绪大幅滋生，情绪调节自我效能感的重要性越发突出。已有研究证明对积极情感的较好管理可以增强认知功能，帮助缓冲令人厌恶的经历和令人不安的影响，并促进个体的适应性应对(Folkman & Moskowitz, 2000)。近期也有研究者发现情绪调节的有效使用有助于缓解疫情对个体认知、情绪和行为方面的消极影响(余萌等，2020)。据此可以推测，对情感进行有区别地调节能够对大学生的学习适应产生影响。在此提出第二个假设：情绪调节自我效能感对学习适应起到正向预测作用(H2)。

1.2. 情绪调节自我效能感与学习适应：学业自我效能感的中介作用

Bandura把自我效能感划分为一般效能感和具体效能感。一般自我效能感是个体应对新问题或困难情境时的总体自信程度。Bandura和Caprara的实验证明一般自我效能感能够对具体自我效能感产生显著影响，从而对个体的具体行为产生间接影响(Bandura et al., 2003)。陆昌勤等学者(2004)曾对管理自我效能感与一般自我效能感的关系进行研究，结果发现管理自我效能感在一般自我效能感与管理行为之间起到完全中介的作用。一般自我效能感的作用范围虽然很大，但正因为其容易泛化，所以可能导致对某项具体行为的预测并不显著，因此需要借助具体自我效能感来影响行为(Judge & Bono, 2001)。这就证实了一般自我效能感不仅能够直接对行为产生影响，还能够通过具体效能感产生间接影响。而情绪调节自我效能感能够在任何任务情境当中发生作用，较为稳定，所以其应当属于一般效能感(汤冬玲等，2010)；而学业自我效能是针对学习这一具体情境的，所以在Bandura的研究当中被划分为具体自我效能感(Bandura et al., 2003)。在Bandura后续的研究也发现，调节积极和消极情感的自我效能感会直接或间接地影响抑郁、犯罪和亲社会行为；间接作用是通过影响学业自我效能、抵抗性自我调节效能和移情自我效能感来实现的。于是，可以推测情绪调节自我效能对于个体心理与行为的影响主要是通过作用于具体效能感产生的(Bandura et al., 2003; 汤冬玲等，2010)。据此，本文提出第三个假设：情绪调节自我效能感正向预测学业自我效能(H3)。

学业自我效能感是个体对学习这一特殊的具体情境的认知，个体通过对自我条件以及学业任务进行分析、评估并推断出自我完成学业的能力(曹秋迪，宫火良，2019)。对于学生而言，学习是这一生命阶段内最重要的任务，而学业自我效能感决定着他们对自身学习能力、状态、动机、行为的评价与认知。已有研究证明，学业自我效能感与学生的主观幸福感、焦虑、抑郁、生活满意度等心理健康问题相关(李洁，宋尚桂，2013；韩琴，张晨怡，2020)。因此可以推测，学业自我效能感它不仅代表着个体对于学习这一具体行为方式持有的信念，还能对学习行为起到实际的推动和引导作用，所以它可能与学习适应存在显著的相关关系。现有的国内相关研究证明，学业自我效能感对学习适应性的作用是巨大的，它和各种学习适应性问题紧密相关。学业自我效能感能够通过影响学习适应过程中的动机、目标选择、学业情绪、自我调节等来影响学习适应性的强弱(李洁，宋尚桂，2013)。较高的学业自我效能感意味着个体对自身的学习动机、学习态度等都有着积极的认知与判断，这会促使其主动克服困难、提高学习适应性，而较低的学业自我效能感则与之相反。综合以上两点，本文提出第四个假设：学业自我效能感在情绪调节自我效能感与学习适应之间起中介作用(H4)。

综合以上，本研究提出以下假设：

假设H1：大学生疫情期间线上学习与返校后线下学习的适应情况存在显著差异。

假设H2：情绪调节自我效能感正向预测学习适应。

假设H3：情绪调节自我效能感正向预测学业自我效能感。

假设H4：学业自我效能感在情绪调节自我效能感与学习适应之间起中介作用。

2. 研究方法

2.1. 被试与施测程序

采用方便抽样法，通过微信等工具向北京某高校的204名非大一学生发放问卷进行施测。以填写时间为参考，删去无效问卷15份，共有效回收189份，有效率为92.65%。其中，男性62人(32.80%)女性127人(67.20%)；大二105人(55.56%)，大三64人(33.86%)，大四16人(8.47%)，大五及以上4人(2.12%)。

此外，为比较疫情期间线上和当前线下学习适应情况，本研究要求被试在填写完第一份线下学习适应量表后，相隔两个星期进行线上学习适应量表的填写。共收到问卷169份，除去无效问卷9份，剩余160份有效问卷，有效率为94.67%。其中，男性52人(32.5%)女性108人(67.5%)；大二78人(48.75%)，大三63人(39.38%)，大四15人(9.38%)，大五及以上4人(2.50%)。

2.2. 研究工具

2.2.1. 情绪调节自我效能感量表

情绪调节自我效能感量表(Assessing Regulatory Emotional Self-Efficacy in Three Countries, RES)，由Caprara等人在2008年编制并被国内外诸多学者应用于情绪调节自我效能感的测量。考虑到文化差异，文书锋等人(2009)、王玉洁等人(2013)先后修订了中文版RES。本研究采用文书锋等人(2009)修订的中文版RES。该量表包括调节积极情绪的自我效能感POS、管理生气/愤怒情绪的自我效能感ANG、管理沮丧/痛苦情绪的自我效能感DES三个维度，共计12个项目，最后计算总分。采用5点评分，分数越高表示情绪调节自我效能感越高。本研究中，量表总分与各维度的Cronbach’s α系数均>0.85，且各维度内部的Cronbach’s α系数均>0.70，可接受程度好，信度较高。

2.2.2. 大学生学习适应量表

大学生学习适应量表由冯廷勇等人在2006年编制，在国内被广泛应用。该量表包括学习动机、教学模式、学习能力、学习态度、环境因素五个维度，共计29个项目，最后计算总分。采用5点评分，分数越高表示学习适应越好。本研究中，总量表与各因素的内部一致性信度Cronbach’s α系数均>0.70，具有较好的信度，可接受水平高。

2.2.3. 学业自我效能感量表

学业自我效能感量表由梁宇颂在2000年编制。该量表包括学习能力自我效能感和学习行为自我效能感两个维度，共计22个项目，最后计算总分。采用5点评分，分数越高表示学业自我效能感越高。总量表与两个维度的Cronbach’s α系数分别均>0.75，具有较高的信度，可接受水平高。

3. 结果与分析

3.1. 共同方法偏差检验

将三份量表所有条目进行探索性因素分析，析出的第一个未旋转公因子解释率为18.901%。解释率低于30%，因此认为不存在显著共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004；邓稳根等，2018)。

3.2. 大学生线上学习与返校后线下学习的适应水平对比

对总分及各维度分数(n = 160)进行配对样本T检验，结果发现大学生疫情期间线上学习与返校后线下学习的适应情况存在显著差异。返校后(M = 101.37, SD = 14.24)的学习适应得分显著高于疫情期间(M = 94.44，SD = 14.39)的学习适应得分(t = 6.575, p < 0.001)。在分维度比较上，除却学习态度外，学习动机(t = 3.029, p < 0.01)、教学模式(t = 5.833, p < 0.001)、学习能力(t = 9.880, p < 0.001)、环境因素(t = 6.575, p < 0.05)这四个维度在线下学习和线上学习之间存在显著差异，其中线上学习的环境因素得分(M = 11.53, SD = 3.00)显著高于线下学习(M = 11.03, SD = 3.20)，其余维度则是线下学习得分高于线上学习得分。

3.3. 大学生情绪调节自我效能感、学业自我效能感和学习适应的相关分析

对情绪调节自我效能感、学业自我效能感和线下学习适应进行Pearson双变量相关性分析(n = 189) (见表1)。结果表明，1) 情绪调节自我效能感与学习适应呈显著正相关(r = 0.349, p < 0.001)，即情绪调节自我效能感越强，学习适应程度越高；2) 学业自我效能感与学习适应呈显著正相关(r = 0.338, p < 0.001)，即学业自我效能感越高的人学习适应情况也更好；3) 情绪调节自我效能感与学业自我效能感呈显著相关(r = 0.402, p < 0.001)，即情绪调节自我效能感越高的人学业自我效能感也越高。

M ± SD

1) 情绪调节效能感

41.40 ± 6.09

2) 学业效能感

72.09 ± 8.32

0.402***

3) 学习适应

102.33 ± 12.59

0.349***

0.338***

Table 1. Descriptive results and correlation analysis results of variables

表1. 各研究变量描述性结果和相关分析结果

注：*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。

3.4. 大学生情绪调节自我效能感、学业自我效能感与学习适应的回归分析

通过相关分析结果可知，情绪调节自我效能感、学业自我效能感和学习适应存在显著的相关关系。对三者及各分维度标准化后，以学习适应为自变量，以情绪调节自我效能感、学业自我效能感为预测变量进行回归分析，结果如表2所示。由表2可以看出，该模型的矫正R2为0.17，也就是说情绪调节自我效能感与学业自我效能感能够解释学习适应17%的变异量。具体分析如下：1) 情绪调节自我效能感正向预测大学生学习适应(β = 0.26, p < 0.05)。2) 学业自我效能感正向预测大学生学习适应(β = 0.24, p < 0.001)。

回归方程

因变量

预测变量

学习适应

0.17

18.84***

情绪调节效能感

0.25

0.07

0.26

3.49***

学业效能感

0.24

0.07

0.24

3.22***

Table 2. Regression analysis of emotion regulation self-efficacy, academic self-efficacy and learning adaptation among college students

表2. 大学生情绪调节自我效能感、学业自我效能感和学习适应之间的回归分析

3.5. 大学生学业自我效能感在情绪调节自我效能感与学习适应间的中介效应检验

情绪调节自我效能感、学业自我效能感和学习适应两两之间均存在显著正相关，且回归分析结果较好，这满足了进一步探讨中介效应的统计学要求(温忠麟，叶宝娟，2014)。参考已有研究的中介效应分析程序(温忠麟等，2004；陈瑞等，2013；Hayes, 2012)，采用Bootstrap方法通过SPSS宏程序PROCESS的模型4，对学业自我效能感进行中介效应检验，Bootstrap样本量选择5000，在95%置信区间下，结果如表3显示。

模型路径

效应值

标准误

95%置信区间

下限

上限

情绪调节自我效能感→学习适应

情绪调节自我效能感→学习适应(总效应)

0.3456

0.0678

0.2119

0.4792

情绪调节自我效能感→学习适应(直接效应)

0.2520

0.0722

0.1095

0.3945

情绪调节自我效能感→学业自我效能感→学习适应(间接效应)

0.0935

0.0317

0.0367

0.1637

Table 3. The mediating effect of academic self-efficacy on emotion regulation self-efficacy and learning adjustment

表3. 学业自我效能感对情绪调节自我效能感和学习适应的中介效应检验

如果检验的模型路径对应的95%置信区间不包括0，表明中介效应具有统计学意义(Shrout & Bolger, 2002)。由表3可知模型当中置信区间为[0.0367, 0.1637]，不包括0，因此学业自我效能感的中介效应显著。另外，控制中介变量后，自变量情绪调节自我效能感对因变量学习适应的直接效应也显著[0.1095, 0.3945]。因此，能够得出学业自我效能感在情绪调节自我效能感对学习适应的影响中发挥中介作用。学业自我效能感中介效应占总效应比ab/(ab + c') = 27.05%。中介作用路径见图1。

Figure 1. The mediating model of college students’ academic self-efficacy on emotion regulation self-efficacy and learning adaptation

图1. 大学生学业自我效能感对情绪调节自我效能感和学习适应的中介模型

4. 讨论

本研究比较了大学生线上与线下的学习适应水平，结果发现：疫情期间大学生居家线上学习与返校后线下学习的适应情况存在显著差异。通过中介效应检验发现，情绪调节自我效能感通过正向预测学业自我效能感作用于大学生学习适应性。本研究提出的四个假设均得到验证。

4.1. 线上学习与返校后线下学习的学习适应差异

本研究发现，大学生返校后线下学习适应水平显著高于疫情期间的学习适应水平，提出的假设H1成立。在各个分维度上，仅有学习态度的前后差异不显著。可能是因为疫情期间学生的学习认知没有显著变化，学生的亲子关系、成就目标、人格特征、社会支持等因素一直处于稳定状态，所以其学习态度在两个时期对比中不存在显著差异(郑琰等，2019)。线上学习与线下学习最大的区别在于教学模式，过去大学生所接受的都是传统线下教学模式，大规模进行线上教学是大学生从未经历过的，所以在面对新型线上教学模式时，难免会出现学习方法和学习情境的不适应。此外，在研究本课题时还需要考虑到疫情常态化给大学生带来的心理层面的消极影响。已有研究证明疫情期间大学生的焦虑、抑郁等负面情绪都会显著上升，且居家学习对学生的自控力和自主性提出了更高的要求，大学生可能在主观评价自身的学习能力时偏向消极，这导致个体的学习动机和自评学习能力低于常模(于姗姗，谢晨智，2020)。与此同时，由于空间距离加大，学生无法全时段以视频形式参与课堂学习，因此对学习目标、同辈竞争压力等感知模糊，致使其学习动力不足、产生适应问题。数据分析还发现，线上学习的环境因素得分显著高于线下学习得分，可见尽管疫情期间居家学习的大学生获得的来自学校与同辈的社会支持在减少，这不利于其适应新的学习模式，但是家庭环境的支持对于学生适应学习而言也起着重要的作用，这不仅弥补了同辈环境的缺失，还帮助学生获得了更亲密的家庭支持。

4.2. 情绪调节自我效能感与学习适应的关系

本研究发现情绪调节自我效能感对大学生学习适应存在正向预测作用，假设2成立。情绪调节自我效能感作为一般自我效能感，能够直接影响个体的行动倾向以及具体行动的实施，能够帮助个体应对学习适应问题。这与汤冬玲等人的研究结果一致。已有研究证明，疫情期间大学生的抑郁、焦虑等负面情绪大幅增加，这对自我调节消极情绪、提高积极情绪能力的信心至关重要(昌敬惠等，2020；罗红等，2020)。在面对疫情的严峻形势时，情绪调节自我效能感高者表现出更高的调节情绪的自信与能力，这帮助他们更好地消解线上教学模式和新冠疫情带来的负面情绪，调整学习动机以及对自我学习能力的评价，与线上教学模式与家庭学习环境相恰，提高了其学习适应性。

4.3. 学业自我效能感的中介作用

本研究提出了情绪调节自我效能、学业自我效能和学习适应三者变量的中介模型，尝试检验情绪调节自我效能感对学习适应的直接效应以及学业自我效能的中介作用。有学者认为一般自我效能感对个体具体行为的影响是直接进行的(Schwarzer et al., 1997; Chen et al., 2000; Judge & Bono, 2001)。与之不同，根据Bandura等学者的研究，“一般自我效能→具体自我效能→具体社会行为与心理现象”这一路径也是存在且可验证的。Bandura等人(2003)的实证研究就发现，低情绪调节自我效能感通过作用于学业效能感诱发了个体的低学业成就，并引发抑郁情绪。综合观点，一般自我效能感影响个体的行为选择、努力程度、应对行为及情绪反应，也会影响到个体在完成具体任务时的信念，其作用机制就是通过行为导向的具体效能感影响心理与行为(陆昌勤等，2004；汤冬玲等，2010)。情绪调节自我效能感作为一般自效能感，也有同样的作用机制。本研究通过中介效应检验证实了假设3，即情绪调节自我效能感能够正向预测学业自我效能感，验证了前人提出的路径。也就是说行为取向的效能感又在很大程度上受情绪调节自我效能感的控制，学业自我效能感作为一种具体自我效能感，会受到一般自我效能感的影响(汤冬玲等，2010)。本研究还发现情绪调节自我效能感和学业自我效能感都能够正向预测学习适应。由此，本研究的结果证明了假设H4——学业自我效能感在情绪调节自我效能感与学习适应之间起中介作用，这基本符合过往学者提出的研究假设，也发现了一般自我效能感对于个体具体行为倾向以及行为实施的作用机制。

4.4. 研究启示

本研究证明了情绪调节自我效能感对学习适应产生影响的具体作用路径：其不仅直接作用于学习适应，也通过影响具体效能感——学业自我效能感间接作用于个体的学习行为。结果丰富了一般自我效能感和具体自我效能感两个层面的研究，也更深入地探索了自我效能感对学习适应的作用机制。

在疫情常态化背景下，大学生的情绪调节自我效能感、学业自我效能感、学习适应情况都受到负面影响。面对此困境，学校和教师更需要调整教学方式，关注当下大学生的心理健康及学习适应情况，引导学生提高情绪调节自我效能感，帮助学生正确对待线上学习这一新型教学方式，寻找并探索提高大学生线上学习适应性的方法。

本研究也具有一定局限性。研究采用回顾性纵向设计的方法，收集线上学习适应的样本数据是在大学生返校后的10月份进行的，所以可能存在一定偏差。同时，受限于经费和人力，本研究的样本量并不大，在自我效能感的测量上仅收集了一次横向数据，未来还需要通过干预自变量情绪调节自我效能感或学习自我效能感进行纵向研究，深入探讨变量间的因果关系。

5. 结论

1) 大学生线上学习和返校后线下学习的学习适应水平存在显著差异。

2) 情绪调节自我效能感、学业自我效能感、学习适应两两之间呈正相关关系，且情绪调节自我效能感能够正向预测学习适应，学业自我效能感在情绪调节自我效能感和学习适应的关系中起部分中介作用。

基金项目

北京市社会科学基金项目，人民调解化解基层矛盾冲突的机制和策略研究(15SHB018)；中国政法大学校级教改项目：疫情后大学生学习适应特点及其对教学模式改革的启示(JG2021A027)。

NOTES

*通讯作者。

网址：大学生情绪调节自我效能感和学习适应的关系研究——学业自我效能感的中介作用 https://www.yuejiaxmz.com/news/view/516228

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