1 引言
學業情緒是指學生所經驗到的，直接與學習活動、課堂教學及學業成就相關聯的情緒體驗\\( 如學習中的快樂、驕傲、考試焦慮等\\) \\( Pekrun，2006\\) 。在已有研究的基礎上，Pekrun\\( 2006\\) 整合了可能影響學業情緒的前置因素及可能由其造成的后效因素，提出學業情緒的控制———價值理論，并建立了以學業情緒與學業成就間關系為主線，涵蓋其它前置因素及中介因素的循環反饋模型。
研究已發現了眾多因素對學業情緒的影響，如學科領域\\( Goetz，Frenzel，＆ Pekrun，2006\\) 、性別和年級\\( Frenzel，Pekrun，＆ Goetz，2007\\) 、智力水平\\( King，McInerney，＆ Watkins，2012\\) 、文化背景\\( Frenzel，Thrash，Pekrun，＆ Goetz，2007\\) 、成就目標\\( Huang，2011\\) 、知覺到的控制\\( Ruthig et al. ，2008\\) 等等。也有研究驗證了學業情緒對學業成就的預測作用\\( 董妍，俞國良，2010; Valiente，Swan-son，＆ Eisenberg，2012\\) 。
然而，已有相關研究大都忽略了學業成就對學業情緒的反饋作用及其機制。學習不良青少年的情緒問題往往是伴隨學習問題產生的\\( 俞國良，董妍，2006\\) ，有研究者\\( 董妍，俞國良，2011 \\) 在對學習不良青少年的學業情緒干預中，采取教師對學生作業和成績進行個性化評價的方法，取得了良好的效果，說明學生的學業情緒可能受其學業表現及由此帶來的他人和自我評價的影響。根據 Pekrun\\( 2006\\) 的理論，學業成就對學業情緒的反饋作用是通過個體對學業的控制評估和價值評估所中介的。而學業控制評估取決于個體對與取得學業成就相關能力的自我評價，其實質就是學業能力自我概念。學業能力自我概念是個體在學業成就領域關于自身能力的認識和信念\\( Ferla，Valcke，＆ Cai，2009\\) ，屬于學業自我概念的評價/認知成分，直接反映了個體對自己是否有能力控制成就活動及其效果的評估，因而是影響學業情緒的主要鄰近因素。另外，Marsh 和 Martin\\( 2011\\) 指出學業自我概念來源于個體對自身學業成就的主觀評價。由此，可以合理推論學業成就對學業情緒的反饋作用是通過學業能力自我概念的中介進行的。有鑒于學業情緒及學業自我概念的學科領域特殊性 \\( Goetz，Cronjaeger，Frenzel，Lüdtke，＆Hall，2010\\) ，本研究擬選擇數學學科領域，以初中生為被試探討學業能力自我概念在學業成績與學業情緒間的中介機制。
2 對象與方法
2. 1 研究對象
研究被試為湖南省某中學的初中全體學生，共發放 370 份問卷?；厥沼行柧?342 份，其中七年級 109 人，八年級 105 人，九年級 128 人; 男生 173人，女生 169 人。
2. 2 研究工具
2. 2. 1 青少年學業情緒問卷 采用董妍，俞國良\\( 2007\\) 編制的《青少年學業情緒問卷》，含四個分問卷共 72 個項目。其中積極高喚醒分卷包括自豪，高興，希望; 積極低喚醒分卷包括滿足，平靜，放松; 消極高喚醒分卷包括焦慮，羞愧，生氣; 消極低喚醒分卷包括厭倦，無助，心煩疲乏，沮喪。根據研究需要，每道題項中都加上“數學”二字。本研究四個分問卷的 α 一致性系數在 . 799 ～. 926 之間; 驗證性因子分析結果表明該問卷可以接受，四個分問卷主要結構擬合指數分別為: 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 數學學業自我概念問卷 采用《自我描述問卷\\( SDQ Ⅱ\\) 》中的數學自我概念分卷 \\( Pietsch，Walker，＆ Chapman，2003\\) 。本研究中數學能力自我概念維度的 α 一致性系數為 . 797，驗證性因子分析表明其主要結構擬合指數良好\\( χ2/ df = 3. 391，IFI= . 973，NNFI = . 954，CFI = . 972，SRMR = . 043\\) 。
2. 2. 3 數學成績 以被試期中考試數學分數作為數學成績的指標，該次考試在此次測試前已經完成。
2. 3 施測及數據處理
采用班級團體施測的形式，主試由心理學專業研究生擔任，采用 SPSS 和 AMOS 進行數據處理。采用 Harman 單因素方法進行共同方法偏差檢驗，結果發現△χ2均達到顯著性水平\\( p ＜ . 001\\) ，二因子模型擬合優度明顯優于單因子模型，意味著兩量表具有不同的構念，不存在嚴重的共同方法偏差。
3 結果
3. 1 初中生數學學業情緒的特點
經方差齊性檢驗\\( F 值分別為 1. 32，1. 15，1. 63，. 76; p 值分別為 . 25，. 33，. 15，. 58\\) 及因變量協方差矩陣等同性的 Box 檢驗\\( F =1. 28，p =. 09\\) 后，進行全模型多元方差分析以檢驗四類情緒在不同年級及性別間的差異。由于年級與性別的交互作用不顯著\\( Pillai’s 檢驗值為 . 009，p =. 930\\) ，進而進行只含主效應的多元方差分析，結果顯示性別和年級的整體效應均非常顯著\\( Pillai’s 檢驗值分別為 . 09 和. 149，p ＜ . 001\\) 。各組組間效應分析結果見表 1?！颈?】
3. 2 初中生數學成績、數學學業能力自我概念與數學學業情緒的關系
將所有觀測項目得分標準化。建立性別\\( S; 性別 = 男，女，則 S = 0，1\\) 與年級的虛擬變量\\( G1，G2;七年級則 G1，G2 =0; 八年級則 G1 = 1，G2 = 0; 九年級則 G1 =0，G2 =1\\) 。在檢驗了外顯變量間的相關顯著性\\( 例如，數學成績與學業能力自我概念所有題項均呈顯著正相關 r = . 214 ～ . 414，p ＜ . 01; 數學成績與所有積極情緒呈顯著正相關 r = . 306 ～ . 422，p ＜ . 01，除生氣外，與其它所有消極情緒呈顯著負相關 r = －. 136 ～ －. 408，p ＜. 01\\) 及四類學業情緒對數學學業成績的回歸系數顯著性后\\( 其標準化回歸系數分別為 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進行檢驗，結果見圖 1、2、3、4。模型擬合指數見表 2?！緢D略】
隨后建立與完全中介模型競爭的部分中介模型\\( M1'，M2'，M3'，M4'\\) ，即在各完全中介模型的基礎上，增加數學成績與情緒潛變量間的直接路徑，通過考察模型擬合指標的變化來確定是否接受完全中介模型。對各原模型與各競爭模型的擬合指數比較發現\\( 見表 2\\) ，各 Δχ2均沒有顯著的減小，競爭模型相比原模型的擬合指數也無明顯變化，在原模型基礎上增加一條直接路徑后，模型擬合并未得到明顯的改善，依嵌套模型的比較原則，接受更簡潔的完全中介模型?！颈?】
4 討 論
初中男生數學學業積極情緒多于女生，消極情緒則相反; 數學學業積極情緒低年級最高，消極情緒高年級最多。有研究曾得到類似結論\\( 董妍，俞國良，2007\\) ，但并未明確解釋造成性別和年級差異的原因。有人\\( Frenzel et al. ，2007\\) 指出，數學即使得到同樣的等級，女生報告的高興和驕傲情緒也顯著低于男生，更多是焦慮、失望和害羞。研究者認為是由于女生一方面缺乏有關數學的能力信念和學科價值，另一方面又被要求盡力做好而導致的。本研究也發現女生數學學業能力自我概念比男生要低，除積極高喚醒情緒外，另外三類情緒實際上并不直接受性別的影響，意味著數學學業情緒的性別差異大部分可能是由男女生的學業能力自我概念差異造成的。年 級 方 面，有 研 究 \\( Ahmed，van der Werf，Kuyper，＆ Minnaert，2013\\) 發現數學學科中，七年級學生快樂和自豪情緒隨年級下降，厭倦則顯著上升，研究者認為這可能是由于個體有關學業的能力和價值信念降低而導致的。本研究也發現，九年級學生數學學業能力自我概念顯著低于另兩個年級，且除消極低喚醒情緒外，年級對另外三類數學學業情緒的效應都是由數學學業能力自我概念所完全中介的。至于在控制學業能力自我概念的作用后，九年級學生的消極低喚醒情緒依然高于七、八年級學生，這可能是由于大部分九年級年級學生面臨升學壓力而造成的。
Goetz，Frenzel，Hall 和 Pekrun \\( 2008 \\) 研究了 5到 10 年級學生學業樂趣與數學成績及學業自我概念的關系，發現學業自我概念在學業成績與學業樂趣間具完全中介效應，且具有跨學科和跨性別的一致性。本研究將研究范圍擴展至四類學業情緒，發現了類似的結果: 學業能力自我概念在學業成績與學業情緒間起完全中介作用，且該中介作用具有跨性別和年級的一致性。就學業能力自我概念與數學學業情緒二者關系而言，有研究\\( Goetz et al. ，2010\\)指出 11 年級學生學業自我概念和學業情緒間的相關比 8 年級更強，認為年級可能在兩者間起調節作用。本研究則發現年級同時作用于學業能力自我概念和消極低喚醒情緒，性別則同時作用于學業能力自我概念與積極高喚醒情緒。進一步的研究則需要考察性別、年級與學業能力自我概念的交互作用對學業情緒的影響。
研究結果對我們改善學生的不良學業情緒有一定的啟示。對于由學業競爭和單一評價而導致的不良學業情緒而言，其干預方式除了提高學業成績或者調控學業情緒本身外，重要的是要切斷或減弱學業成績與學業能力自我概念之間的聯系，不要以單一的成績分數來衡量或評價學生的能力，使學生并不只是通過相互比較學業成績來評估自身學業能力，這樣更有利于建立積極的學業能力自我概念，以改善消極學業情緒。
參考文獻董妍，
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