1 引言

学业情绪是指学生所经验到的，直接与学习活动、课堂教学及学业成就相关联的情绪体验\\( 如学习中的快乐、骄傲、考试焦虑等\\) \\( Pekrun，2006\\) 。在已有研究的基础上，Pekrun\\( 2006\\) 整合了可能影响学业情绪的前置因素及可能由其造成的后效因素，提出学业情绪的控制———价值理论，并建立了以学业情绪与学业成就间关系为主线，涵盖其它前置因素及中介因素的循环反馈模型。

研究已发现了众多因素对学业情绪的影响，如学科领域\\( Goetz，Frenzel，＆ Pekrun，2006\\) 、性别和年级\\( Frenzel，Pekrun，＆ Goetz，2007\\) 、智力水平\\( King，McInerney，＆ Watkins，2012\\) 、文化背景\\( Frenzel，Thrash，Pekrun，＆ Goetz，2007\\) 、成就目标\\( Huang，2011\\) 、知觉到的控制\\( Ruthig et al. ，2008\\) 等等。也有研究验证了学业情绪对学业成就的预测作用\\( 董妍，俞国良，2010; Valiente，Swan-son，＆ Eisenberg，2012\\) 。

然而，已有相关研究大都忽略了学业成就对学业情绪的反馈作用及其机制。学习不良青少年的情绪问题往往是伴随学习问题产生的\\( 俞国良，董妍，2006\\) ，有研究者\\( 董妍，俞国良，2011 \\) 在对学习不良青少年的学业情绪干预中，采取教师对学生作业和成绩进行个性化评价的方法，取得了良好的效果，说明学生的学业情绪可能受其学业表现及由此带来的他人和自我评价的影响。根据 Pekrun\\( 2006\\) 的理论，学业成就对学业情绪的反馈作用是通过个体对学业的控制评估和价值评估所中介的。而学业控制评估取决于个体对与取得学业成就相关能力的自我评价，其实质就是学业能力自我概念。学业能力自我概念是个体在学业成就领域关于自身能力的认识和信念\\( Ferla，Valcke，＆ Cai，2009\\) ，属于学业自我概念的评价/认知成分，直接反映了个体对自己是否有能力控制成就活动及其效果的评估，因而是影响学业情绪的主要邻近因素。另外，Marsh 和 Martin\\( 2011\\) 指出学业自我概念来源于个体对自身学业成就的主观评价。由此，可以合理推论学业成就对学业情绪的反馈作用是通过学业能力自我概念的中介进行的。有鉴于学业情绪及学业自我概念的学科领域特殊性 \\( Goetz，Cronjaeger，Frenzel，Lüdtke，＆Hall，2010\\) ，本研究拟选择数学学科领域，以初中生为被试探讨学业能力自我概念在学业成绩与学业情绪间的中介机制。

2 对象与方法

2. 1 研究对象

研究被试为湖南省某中学的初中全体学生，共发放 370 份问卷。回收有效问卷 342 份，其中七年级 109 人，八年级 105 人，九年级 128 人; 男生 173人，女生 169 人。

2. 2 研究工具

2. 2. 1 青少年学业情绪问卷 采用董妍，俞国良\\( 2007\\) 编制的《青少年学业情绪问卷》，含四个分问卷共 72 个项目。其中积极高唤醒分卷包括自豪，高兴，希望; 积极低唤醒分卷包括满足，平静，放松; 消极高唤醒分卷包括焦虑，羞愧，生气; 消极低唤醒分卷包括厌倦，无助，心烦疲乏，沮丧。根据研究需要，每道题项中都加上“数学”二字。本研究四个分问卷的 α 一致性系数在 . 799 ～. 926 之间; 验证性因子分析结果表明该问卷可以接受，四个分问卷主要结构拟合指数分别为: χ2/ df = 3. 334，IFI = . 887，NNFI= . 864，CFI = . 875，SRMR = . 069; χ2/ df = 1. 884，IFI= . 963，NNFI = . 954，CFI = . 963，SRMR = . 038;χ2/ df = 2. 026，IFI = . 878，NNFI = . 854，CFI = . 875，SRMR = . 059; χ2/ df = 2. 412，IFI = . 894，NNFI =. 880，CFI = . 893，SRMR = . 064。

2. 2. 2 数学学业自我概念问卷 采用《自我描述问卷\\( SDQ Ⅱ\\) 》中的数学自我概念分卷 \\( Pietsch，Walker，＆ Chapman，2003\\) 。本研究中数学能力自我概念维度的 α 一致性系数为 . 797，验证性因子分析表明其主要结构拟合指数良好\\( χ2/ df = 3. 391，IFI= . 973，NNFI = . 954，CFI = . 972，SRMR = . 043\\) 。

2. 2. 3 数学成绩 以被试期中考试数学分数作为数学成绩的指标，该次考试在此次测试前已经完成。

2. 3 施测及数据处理

采用班级团体施测的形式，主试由心理学专业研究生担任，采用 SPSS 和 AMOS 进行数据处理。采用 Harman 单因素方法进行共同方法偏差检验，结果发现△χ2均达到显着性水平\\( p ＜ . 001\\) ，二因子模型拟合优度明显优于单因子模型，意味着两量表具有不同的构念，不存在严重的共同方法偏差。

3 结果

3. 1 初中生数学学业情绪的特点

经方差齐性检验\\( F 值分别为 1. 32，1. 15，1. 63，. 76; p 值分别为 . 25，. 33，. 15，. 58\\) 及因变量协方差矩阵等同性的 Box 检验\\( F =1. 28，p =. 09\\) 后，进行全模型多元方差分析以检验四类情绪在不同年级及性别间的差异。由于年级与性别的交互作用不显着\\( Pillai’s 检验值为 . 009，p =. 930\\) ，进而进行只含主效应的多元方差分析，结果显示性别和年级的整体效应均非常显着\\( Pillai’s 检验值分别为 . 09 和. 149，p ＜ . 001\\) 。各组组间效应分析结果见表 1。【表1】


3. 2 初中生数学成绩、数学学业能力自我概念与数学学业情绪的关系

将所有观测项目得分标准化。建立性别\\( S; 性别 = 男，女，则 S = 0，1\\) 与年级的虚拟变量\\( G1，G2;七年级则 G1，G2 =0; 八年级则 G1 = 1，G2 = 0; 九年级则 G1 =0，G2 =1\\) 。在检验了外显变量间的相关显着性\\( 例如，数学成绩与学业能力自我概念所有题项均呈显着正相关 r = . 214 ～ . 414，p ＜ . 01; 数学成绩与所有积极情绪呈显着正相关 r = . 306 ～ . 422，p ＜ . 01，除生气外，与其它所有消极情绪呈显着负相关 r = －. 136 ～ －. 408，p ＜. 01\\) 及四类学业情绪对数学学业成绩的回归系数显着性后\\( 其标准化回归系数分别为 Δβ1= . 49，p ＜ . 001; Δβ2= . 47，p ＜ . 001;Δβ3= － . 43，p ＜ . 001; Δβ4= － . 46，p ＜ . 001\\) ，建立完全中介模型并进行检验，结果见图 1、2、3、4。模型拟合指数见表 2。【图略】

随后建立与完全中介模型竞争的部分中介模型\\( M1'，M2'，M3'，M4'\\) ，即在各完全中介模型的基础上，增加数学成绩与情绪潜变量间的直接路径，通过考察模型拟合指标的变化来确定是否接受完全中介模型。对各原模型与各竞争模型的拟合指数比较发现\\( 见表 2\\) ，各 Δχ2均没有显着的减小，竞争模型相比原模型的拟合指数也无明显变化，在原模型基础上增加一条直接路径后，模型拟合并未得到明显的改善，依嵌套模型的比较原则，接受更简洁的完全中介模型。【表2】


4 讨 论

初中男生数学学业积极情绪多于女生，消极情绪则相反; 数学学业积极情绪低年级最高，消极情绪高年级最多。有研究曾得到类似结论\\( 董妍，俞国良，2007\\) ，但并未明确解释造成性别和年级差异的原因。有人\\( Frenzel et al. ，2007\\) 指出，数学即使得到同样的等级，女生报告的高兴和骄傲情绪也显着低于男生，更多是焦虑、失望和害羞。研究者认为是由于女生一方面缺乏有关数学的能力信念和学科价值，另一方面又被要求尽力做好而导致的。本研究也发现女生数学学业能力自我概念比男生要低，除积极高唤醒情绪外，另外三类情绪实际上并不直接受性别的影响，意味着数学学业情绪的性别差异大部分可能是由男女生的学业能力自我概念差异造成的。年 级 方 面，有 研 究 \\( Ahmed，van der Werf，Kuyper，＆ Minnaert，2013\\) 发现数学学科中，七年级学生快乐和自豪情绪随年级下降，厌倦则显着上升，研究者认为这可能是由于个体有关学业的能力和价值信念降低而导致的。本研究也发现，九年级学生数学学业能力自我概念显着低于另两个年级，且除消极低唤醒情绪外，年级对另外三类数学学业情绪的效应都是由数学学业能力自我概念所完全中介的。至于在控制学业能力自我概念的作用后，九年级学生的消极低唤醒情绪依然高于七、八年级学生，这可能是由于大部分九年级年级学生面临升学压力而造成的。

Goetz，Frenzel，Hall 和 Pekrun \\( 2008 \\) 研究了 5到 10 年级学生学业乐趣与数学成绩及学业自我概念的关系，发现学业自我概念在学业成绩与学业乐趣间具完全中介效应，且具有跨学科和跨性别的一致性。本研究将研究范围扩展至四类学业情绪，发现了类似的结果: 学业能力自我概念在学业成绩与学业情绪间起完全中介作用，且该中介作用具有跨性别和年级的一致性。就学业能力自我概念与数学学业情绪二者关系而言，有研究\\( Goetz et al. ，2010\\)指出 11 年级学生学业自我概念和学业情绪间的相关比 8 年级更强，认为年级可能在两者间起调节作用。本研究则发现年级同时作用于学业能力自我概念和消极低唤醒情绪，性别则同时作用于学业能力自我概念与积极高唤醒情绪。进一步的研究则需要考察性别、年级与学业能力自我概念的交互作用对学业情绪的影响。

研究结果对我们改善学生的不良学业情绪有一定的启示。对于由学业竞争和单一评价而导致的不良学业情绪而言，其干预方式除了提高学业成绩或者调控学业情绪本身外，重要的是要切断或减弱学业成绩与学业能力自我概念之间的联系，不要以单一的成绩分数来衡量或评价学生的能力，使学生并不只是通过相互比较学业成绩来评估自身学业能力，这样更有利于建立积极的学业能力自我概念，以改善消极学业情绪。

参考文献董妍，

俞国良 . \\( 2007\\) ． 青少年学业情绪问卷的编制及应用． 心理学报，39 ，852 – 860．
董妍，俞国良． \\( 2010\\) ． 青少年学业情绪对学业成就的影响． 心理科学，33 ，934 – 937．
董妍，俞国良． \\( 2011\\) ． 学习不良青少年学业情绪的整合性干预研究． 中国人民大学教育学刊，1 ，160 – 169．
俞国良，董妍． \\( 2006\\) ． 学习不良青少年与一般青少年学业情绪特点的比较研究． 心理科学，29 ，811 – 814．