学业自我效能感在心理韧性与大学生学业延迟满足中的中介作用

陈 杰，赵维燕，王鹏飞，臧云菲，张 焜

(济宁医学院精神卫生学院,山东 济宁 272000)

延迟满足(delay of gratification)最早是Mischel(1974)基于其“儿童糖果满足实验”而提出的概念，即一种为了更有价值的长远结果而甘愿放弃即时满足的选择取向以及在此等待过程中展示出的自我控制能力[1]。随后，Perssley提出延迟满足在学生学业方面的重要作用，建议加强学生延迟满足能力的训练[2]。Bembenutty则系统研究了学业延迟满足，提出学业延迟满足(academic delay of gratification)是学生为了追求更有价值的长远学习目标而推迟即时满足冲动的机会倾向[3]，是与其他意志控制策略有关的策略性工具[3-4]。已有研究发现，学业延迟满足能够预测学生运用学习策略的情况，与学习成绩显著正相关[4-5]。学业延迟满足能够使大学生把对未来的信念和期待转化为自身的调控行为，进而调配自身的认知资源达到自律，确保自身的目标定向活动能够有效进行[6-8]。

心理韧性又称心理弹性(psychological resilience)，关于其界定目前存在三种不同的取向：结果性定义认为心理韧性是个体在经历不良环境后，仍能维持自身良好发展的结果[9]；过程性定义认为心理韧性是个体在危险环境适应良好的动态过程[10-11]；而能力性定义则认为心理韧性是个体应对恶劣环境的能力[12]。美国心理学会(American Psychology Association)对心理韧性的定义是个体面对挫折和生活压力时的反弹能力[13]。已有研究发现，心理韧性与学业延迟满足成正相关关系，即心理韧性越强，延迟满足能力越强[14]。

学业自我效能感(academic self-efficacy)是个体对于自己学习行为和学习能力的判断和自信[15]。自我效能感会影响个体面对事件的选择倾向、态度和坚持性，并且会导致不同的行为，是一种与自我评价有关的变量[16]。有研究发现，学业自我效能感是影响学业延迟满足的一个重要因素[17]，学业自我效能感越高的学生越倾向于选择延迟满足[18]。而自我效能感又是一个心理韧性的保护性因素[19]。

以往研究发现了学业自我效能感、心理韧性和学业延迟满足之间的两两关系[20-21]，但尚缺乏三者之间关系的探讨。本研究基于已有研究文献，提出学业自我效能感在心理韧性和学业延迟满足间起中介作用的假设，旨在探究三个因素间的作用机制，为学生学业发展提供一些参考依据。

1 对象与方法

1.1 对象

本研究采用随机取样的方法，在山东某高校发放问卷363份，回收有效问卷309份，有效回收率为85.12%。其中男生151人，女生158人；大一64人，大二92人，大三113人，大四40人；年龄在17～24岁之间。

1.2 工具

(1)学业延迟满足量表

采用许文英(2009)[22]修订的大学生延迟满足量表，共10个题目，每个题目包含A、B两个题项，要求被试从肯定选A、可能选A、可能选B、肯定选B中进行选择，如A.考试的前一天晚上仍然会看自己喜欢的电视节目、体育节目或玩电脑游戏，尽管这可能会影响考试成绩；B.会认真复习以增加取得好成绩的机会，四个选项分别对应1～4分，分数越高说明学业延迟满足能力越强。本研究中该量表α系数为0.86。

(2)学业自我效能感量表

由华中师范大学梁宇颂、周宗奎(2000)编制[15]，分为学业能力自我效能感和学业行为自我效能感两个维度。学业能力自我效能感是学生对于自身学业能力的判断和自信，学业行为自我效能感是学生对于自己采取的学习方法的有效性的判断和自信。量表共22个题目，按照从1(完全不符合)到5(完全符合)进行5级评分。分数越高表示学业自我效能感越高。本研究中该量表 α系数为0.87。

(3)心理韧性量表

采用张建新、于肖楠修订的心理韧性量表[23]，共25个题目，包含坚韧性、力量性、乐观性三个维度。使用从1(从来不)到5(一直如此) 的5级评分，分数越高，心理韧性越强。本研究中该量表α系数为0.95。

1.3 研究程序

本研究采用班级为单位的纸笔作答方式。主试为心理学专业教师和学生，施测之前统一培训。问卷当场发放，当场收回。

1.4 统计方法

使用 SPSS24.0输入数据，进行描述性分析、相关及回归分析，使用Mplus7.0进行多重中介模型检验。P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

为避免共同方法偏差，本研究在程序方面进行了严格把控；统计方面，采用Harman单因素检验技术[24]，结果表明，因素分析后共得出14个特征根大于1的因子，第一个因子的解释变异量为32.6%，小于临界值40%。因此，可以排除共同方法偏差对本研究造成的影响。

2.2 各变量之间的相关关系

各变量间的相关结果，如表1所示：

由表1可知，心理韧性的三个维度及总分、学业自我效能感的两个维度及总分与学业延迟满足之间均两两显著正相关，相关系数在 0.250到0.522间，P值均在0.05水平上显著。

表1 大学生心理韧性、学业自我效能感与学业延迟满足的相关矩阵(r)

注：*P<0.01，**P<0.05

2.3 学业自我效能感在大学生心理韧性和学业延迟满足间的中介作用

为验证中介假设，以心理韧性为自变量，学业延迟满足为因变量，学业能力自我效能感与学业行为自我效能感为中介变量，使用Mplus7.0进行中介效应检验。本研究中，学业延迟满足具有同质性和单维性的特点，满足打包前提条件[25]。为了增加中介模型的结构稳定性和数据拟合的可靠性，采用平衡法对学业延迟满足进行打包[25]，经过分析，打包4个能够得到良好的拟合指数。根据中介效应检验程序[26]，采用偏差矫正百分位Bootstrap法，在总体中有放回地随机抽取5 000个样本，取95% 的置信区间，并使用Mplus7.0编写多重中介效应检验程序的命令。得到拟合指数：χ2=131.203，df=24，χ2/df=5.46,RESEA=0.120,CFI= 0.939,TLI= 0.909,SRMR=0.055,由此可知模型拟合程度良好，进而我们对中介效应值分析，结果如图所示：

图1 学业能力自我效能感、学业行为自我效能感在心理韧性与学业延迟满足中的中介效应检验路径图

在本模型中，直接效应为心理韧性对学业延迟满足的标准路径系数β为0.039(P>0.05)；中介效应为心理韧性→学业能力自我效能感→学业延迟满足的标准路径系数β=0.168(P<0.001)，Bootstrap检验表明中介效应的95%的置信区间为[0.033,0.103]，不包括0，中介效应显著；中介效应为心理韧性→学业行为自我效能感→学业延迟满足的标准路径系数β=0.186，(P<0.001)，Bootstrap检验表明中介效应的95%的置信区间为[0.033,0.103]，也不包括0，中介效应显著；进一步分析两中介变量的效应值，得出学业能力自我效能感的中介效应与学业行为自我效能感的中介效应之间差异不显著，其95%的置信区间为[-0.007,0.081]。

3 讨论

3.1 心理韧性、学业自我效能感与学业延迟满足的相关关系

研究结果表示，心理韧性与学业延迟满足之间均显著正相关，与以往的研究结果相一致[7，14]。心理韧性和学业延迟满足均为个体对抗外部压力的一种能力，但两者不能简单的归结为同一种心理特质[7]，两者之间存在一定的影响机制。高心理韧性有助于个体在困难情境下做出积极的应对策略，获得更多的成功体验。在压力面前，高心理韧性个体会保持积极的态度，能够从压力情景中尽快恢复，继续投入新的学习任务中[27]。这一过程使得个体对未来发展持积极乐观的态度，更有勇气放弃一时的诱惑，追求长远的发展目标。

研究发现，学业自我效能感及其各维度与学业延迟满足显著正相关。验证了国外学者Bembenutty(2004)[8]的研究结果。学业自我效能感会影响学生对目标的选择以及对自己的能力能否应对困难的判断。高自我效能感的个体更加确信自己的能力能够完成预期的任务，对自己的能力能否应对未来的困难情景也会做出更积极的评价。在学业延迟满足的过程中，高自我效能感的学生会有更高的学习动机，对学业目标更具有坚持性，对学业问题能够进行合理归因，因此学业延迟满足能力会更强。

3.2 学业自我效能感在心理韧性和学业延迟满足的中介作用

研究结果表明，学业自我效能感在心理韧性与学业延迟满足之间起完全中介效应。高心理韧性的学生可以更好地应对环境，并在其中取得更多的成功经验，随着成功经验的累加，加强了学生的学业自我效能感。高学业自我效能感的个体对自身学业能力和结果都有更积极的判断倾向，一方面使个体勇于尝试伴随更多风险的更高的学习任务；另一方面高学业自我效能感的认知资源限制了个体对失败恐惧，从而倾向于选择那些风险值较高，回报率较高的目标[28]。这在一定程度上增强了学生的学业延迟满足能力。

学业自我效能感是学生对自身学业能力和学业行为的判断和自信。在学业自我效能感的各维度中，结果显示学业行为自我效能感在心理韧性与学业延迟满足中的中介效应和学业能力自我效能感在其中的中介效应无差异。说明个体在应对挫折时会采用综合的归因方式，既考量自身学业行为的有效性也会对自身学业能力做合理的判断。个体一般认为，学业能力和学业行为是能否取得长远发展目标的共同影响因素。