初中生學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系
——自我效能感的中介作用

劉經(jīng)蘭，劉淑曉

(贛南師范學(xué)院 教育科學(xué)學(xué)院，江西 贛州　341000)

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·心理學(xué)研究·

初中生學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系
——自我效能感的中介作用

劉經(jīng)蘭，劉淑曉

(贛南師范學(xué)院 教育科學(xué)學(xué)院，江西 贛州341000)

為探討初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感和學(xué)業(yè)成績?nèi)咧g的關(guān)系，采用學(xué)習(xí)態(tài)度量表、一般自我效能感量表對320名初中生進(jìn)行調(diào)查，并構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型來研究自我效能感在初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和學(xué)業(yè)成績之間的中介作用。結(jié)果表明，初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度能夠顯著預(yù)測其自我效能感；自我效能感與初中生的學(xué)業(yè)成績呈顯著正相關(guān)；自我效能感在初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間起部分中介作用。

初中生；學(xué)習(xí)態(tài)度；自我效能感；學(xué)業(yè)成績；中介作用

一、前言

學(xué)習(xí)態(tài)度是學(xué)生在學(xué)習(xí)情境中，對學(xué)習(xí)活動做出反應(yīng)時所持有的一種對象性的、較穩(wěn)定的內(nèi)在心理傾向，包括三種心理成分，即認(rèn)知、情感以及行為傾向。[1]Fisnbein和Adzen在1975年提出的理性行為理論中指出，對特定的某種行為的態(tài)度與主觀的衡量標(biāo)準(zhǔn)導(dǎo)致了行為意圖，而行為意圖致使有意志力的行為發(fā)生。[2]對待學(xué)習(xí)態(tài)度端正，并相信自己能夠得到滿意結(jié)果的學(xué)生，更容易投入學(xué)習(xí)，擁有較好的學(xué)習(xí)成績。而Ajzen在1990年提出的計劃行為理論里認(rèn)為，人們并不總是對當(dāng)前活動進(jìn)行理性的分析，[3]在多數(shù)情況下是在潛意識里完成的，只有在遇到新的境況或者是逆境時，才會用理性分析。個人的成功除了考慮到主觀衡量標(biāo)準(zhǔn)，非動機(jī)因素如機(jī)遇等也不容忽視。在這兩種態(tài)度理論的基礎(chǔ)上，研究者對學(xué)習(xí)態(tài)度在教育領(lǐng)域內(nèi)的作用產(chǎn)生了興趣。北京師范大學(xué)王愛平與車宏生等人曾對學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間的相關(guān)進(jìn)行研究，結(jié)果表明，學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。[4]郭炳煌等人認(rèn)為，采用多種方法調(diào)動學(xué)生的積極性，有助于端正學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度，提高學(xué)生的學(xué)習(xí)成績。[5]

20世紀(jì)80年代，班杜拉把自我效能感(self-efficacy)定義為人們對完成某種行為以及期待這種行為帶來某種結(jié)果的能力信念，知覺到的預(yù)期結(jié)果將會影響個體的目標(biāo)選擇及努力程度。自我效能理論是社會認(rèn)知理論的進(jìn)一步拓展，關(guān)注的是三元交互決定論中的主體性因素，即人的內(nèi)部因素與行為之間的相互關(guān)系，人的內(nèi)部因素主要包括認(rèn)知的，情感的，動機(jī)的和生理的，這些對人的行為起到支配和引導(dǎo)的作用。[6]自我效能理論被廣泛地運(yùn)用到教育領(lǐng)域。已有研究表明，自我效能感對中學(xué)生學(xué)業(yè)有良好的預(yù)測作用，[7]初中生的自我效能感與學(xué)業(yè)成績有較高的相關(guān)，對初中生的學(xué)業(yè)成績具有正向的預(yù)測作用，[8]自我效能對中學(xué)生的學(xué)業(yè)成績具有顯著影響，成績高的學(xué)生往往具有較高的自我效能感水平，并明顯高于成績差的學(xué)生。[9]托馬斯·約翰(Thomas John)等人的研究也發(fā)現(xiàn)，自我效能感與學(xué)業(yè)成績有著顯著的正相關(guān)。[10]

針對學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系，以及初中生的自我效能對學(xué)業(yè)成績的影響，已經(jīng)有相關(guān)文獻(xiàn)予以研究，并得出了較一致的研究結(jié)果。但是，很少有研究提及學(xué)習(xí)態(tài)度與自我效能感之間的關(guān)系，學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感是怎樣共同影響學(xué)業(yè)成績的呢？本研究側(cè)重于探討學(xué)習(xí)態(tài)度與自我效能感之間的關(guān)系，以及構(gòu)建學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感與學(xué)業(yè)成績之間的結(jié)構(gòu)方程模型，以揭示三者之間的相互關(guān)系。從三元交互決定論來看，人與環(huán)境是交互作用的，人們可以通過他們所選擇的環(huán)境來發(fā)揮他們對其生活道路的影響。[6]32在教育領(lǐng)域內(nèi)，學(xué)生可以通過他們在面對問題時的態(tài)度，來決定是否去解決問題，而問題的解決與否，將會直接影響到學(xué)生的自我效能感，他們塑造的這個學(xué)習(xí)環(huán)境，將在個人的學(xué)習(xí)進(jìn)步中發(fā)揮一定的作用。為了探討三者之間的關(guān)系，以更好地指導(dǎo)教育教學(xué)活動的開展，本研究提出假設(shè)：學(xué)習(xí)態(tài)度與自我效能感之間呈現(xiàn)正相關(guān)，學(xué)習(xí)態(tài)度能夠顯著預(yù)測學(xué)業(yè)成績，自我效能感與學(xué)業(yè)成績之間差異顯著，并在學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間起到中介作用。

二、研究方法

(一)研究對象

以某中學(xué)作為調(diào)查對象，采取整群抽樣的方法，抽取每年級的兩個班級作為研究對象，七年級103人，男生44人，女生59人；八年級97人，男生48人，女生49人；九年級104人，男生50人，女生54人。共發(fā)放問卷320份，剔除無效問卷16份，問卷的有效率為95%。

(二)研究工具

1.學(xué)習(xí)態(tài)度自陳量表

采用華南師范大學(xué)陶德清教授編制的《中小學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度自陳量表》，[11]包含50個題目，采用李克特5點(diǎn)評分法。被試根據(jù)自己的實(shí)際情況，1表示“完全不是這樣”，5表示“完全是這樣”。把所有50個題目的得分加起來即為總量表分，總分越高，表明其學(xué)習(xí)態(tài)度越好。本研究的Cronbach’s α系數(shù)為0.945。

2.一般自我效能感量表

該量表最早是由德國柏林自由大學(xué)著名臨床和健康心理學(xué)家拉爾夫·施瓦策爾(Ralf Schwarzer)教授和他的同事于1981年編制，開始時有20個題目，后來改進(jìn)為10個題目。中文版的GSES最早是由張建新(J.X.Zhang)、拉爾夫·施瓦策爾和馬蒂亞斯·耶路撒冷(Matthias Jerusalem)在1995年發(fā)表。[12]采用李克特量表4點(diǎn)評分法，1表示“完全不正確”，4表示 “完全正確”。得分越高，代表自我效能感水平越高。本研究的Cronbach’s α系數(shù)為0.799。

3.學(xué)業(yè)成績

采用距離發(fā)放問卷最近的時間里，學(xué)生期末的語文、數(shù)學(xué)、英語成績，并按照不同年級將語文、數(shù)學(xué)、英語三科的原始分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)。將語文、數(shù)學(xué)和英語成績的標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)之和作為學(xué)業(yè)成績的最終數(shù)據(jù)。

(三)施測過程

采用團(tuán)體施測，由主試發(fā)放問卷，并說明指導(dǎo)語，要求被試根據(jù)真實(shí)情況認(rèn)真作答。

(四)數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

數(shù)據(jù)處理使用SPSS20.0和LISREL8.80進(jìn)行統(tǒng)計分析。

三、結(jié)果分析

(一)初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感的分析

1.初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感性別差異檢驗(yàn)

獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)顯示(表1)，男生的學(xué)習(xí)態(tài)度略低于女生，男生的自我效能感略高于女生，但均無顯著差異(P>0.05)。

2.初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感的年級差異檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感是否有年級差異，使用單因素方差分析進(jìn)行研究。方差分析結(jié)果表明：學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感總分不存在顯著的年級差異(F=2.111，P>0.05；F=0.328，P>0.05)。但由學(xué)習(xí)態(tài)度的均值圖發(fā)現(xiàn)，九年級的學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度的均值最低，八年級最高。事后檢驗(yàn)顯示：八年級和九年級在學(xué)習(xí)態(tài)度上有顯著差異p=0.041(p<0.05)，而在其他各組之間均沒有顯著差異，八年級學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度顯著好于九年級學(xué)生。與學(xué)習(xí)態(tài)度相比，自我效能感的均值也是在八年級時最高，不同的是七年級學(xué)生的自我效能感最低，不過沒有顯著差異。

表1　初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感性別差異檢驗(yàn)

3.初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感的學(xué)業(yè)成績差異檢驗(yàn)

按學(xué)業(yè)成績的高低將學(xué)生分為高分組和低分組，將總成績的標(biāo)準(zhǔn)分按照降序排列后，總?cè)藬?shù)的前27%作為高分組，后27%作為低分組，兩組學(xué)生共164人。采用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)得出，在學(xué)習(xí)態(tài)度上，高分組與低分組存在顯著的差異(t=10.650，p<0.01)；在自我效能感上，高分組與低分組也存在顯著的差異(t=14.280，p<0.01)。結(jié)果表明，學(xué)業(yè)成績越好的學(xué)生，其學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能也會越高。

(二)初中生學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感和學(xué)業(yè)成績的關(guān)系研究

為驗(yàn)證本研究的假設(shè)，進(jìn)一步探討學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感和學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系，對各變量做相關(guān)分析，結(jié)果如表2所示：

表2　學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感和學(xué)業(yè)成績之間的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*p<0.05，**p<0.01，以下同。

由表2可知，學(xué)習(xí)態(tài)度與自我效能感之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度越好，自我效能感就會越強(qiáng)；初中生的自我效能感也顯著影響其學(xué)業(yè)成績，兩者之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)；學(xué)習(xí)態(tài)度也能夠預(yù)測初中生的學(xué)業(yè)成績，這表明，初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度越好，學(xué)業(yè)成績就會越高。

(三)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型探討自我效能感的中介作用

1.使用打包策略重構(gòu)題目數(shù)量

在構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型之前，先要分析模型中的因子與指標(biāo)。學(xué)習(xí)態(tài)度有50個題目，即學(xué)習(xí)態(tài)度這個因子水平上有50個指標(biāo)，通過碎石圖可以看出，學(xué)習(xí)態(tài)度是單維度變量，此時，為了使模型更加簡潔，提高建模效率，可以使用打包策略。打包法的前提就是所要打包的題目必須是單維且同質(zhì)的。[13]采用吳艷、溫忠麟提出的平衡法，使用驗(yàn)證性因子分析，[14]按照題目負(fù)荷的值，從大到小排列，然后根據(jù)所要劃分的維度，將負(fù)荷對應(yīng)的題目按照順序呈S型排列。學(xué)習(xí)態(tài)度共50個題目，要打包成五個維度，使用平衡法后得到五個小組，每組包含有10道題目，第一組包含題目2、3、7、11、12、29、35、38、42、47；第二組包含題目5、6、9、15、22、28、34、41、43、48；第三組包含題目1、8、19、20、23、24、27、31、37、44；第四組包含題目10、14、16、18、21、33、36、39、40、46；第五組包含題目4、13、17、25、26、30、32、45、49、50。將每組題目對對應(yīng)的學(xué)習(xí)態(tài)度得分的均值作為新的變量，這樣，學(xué)習(xí)態(tài)度這個因子上的指標(biāo)共有五個，分別為學(xué)習(xí)態(tài)度一、學(xué)習(xí)態(tài)度二、學(xué)習(xí)態(tài)度三、學(xué)習(xí)態(tài)度四、學(xué)習(xí)態(tài)度五。

自我效能感量表共10個題目，問卷整理的數(shù)據(jù)中是從第53到第62題。使用平衡法的打包策略，將自我效能感劃分為三個維度，即重構(gòu)為三組，第一組包含題目58、59、61；第二組包含題目56、57、62；第三組包含題目53、54、55、60。打包后，取每組的均值，構(gòu)成自我效能感因子新的指標(biāo)，此時，自我效能感的指標(biāo)為效能感一、效能感二、效能感三。

為更好地構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，在每個因子上應(yīng)有三個或更多的題目，[15]因此將學(xué)業(yè)成績的指標(biāo)劃分為三個，分別為語文成績的標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)、數(shù)學(xué)成績的標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)、英語成績標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)。在模型中對應(yīng)語文成績、數(shù)學(xué)成績、英語成績。

2.構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型

以學(xué)習(xí)態(tài)度為外源潛變量，自我效能感為中介變量，學(xué)業(yè)成績?yōu)閮?nèi)生潛變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。學(xué)習(xí)態(tài)度有5個指標(biāo)，自我效能感有3個指標(biāo)，學(xué)業(yè)成績有3個指標(biāo)，因此先用SPSS求出11*11的協(xié)方差矩陣，再用LISREL軟件得到結(jié)構(gòu)方程模型(見圖1)：

圖1　以自我效能感為中介的結(jié)構(gòu)方程模型

如圖1所示，學(xué)習(xí)態(tài)度對自我效能感的路徑系數(shù)γ=0.64(t=9.45，p<0.001)，自我效能對學(xué)業(yè)成績的路徑系數(shù)γ=0.65(t=6.23，p<0.001)，學(xué)習(xí)態(tài)度對學(xué)業(yè)成績的路徑系數(shù)γ=0.28(t=3.58，p<0.01)，這三條路徑對應(yīng)的路徑系數(shù)均顯著。學(xué)習(xí)態(tài)度可以直接顯著預(yù)測學(xué)業(yè)成績，也通過自我效能對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生影響。自我效能感在學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間起到部分中介作用，進(jìn)一步的Sobel檢驗(yàn)得出z=62.81(p<0.001)，說明自我效能感在學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間的中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)量為0.416，占總效應(yīng)的59.77%。學(xué)習(xí)態(tài)度以自我效能感為中介的模型擬合指數(shù)如表3所示：

表3　以自我效能感為中介的模型擬合指數(shù)

在結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)中，γ2/df越小越好，在2.0和5.0之間時為可以接受模型；RMSEM低于0.1表示好的擬合，低于0.05表示非常好的擬合，低于0.01表示非常出色的擬合；NFI、NNFI、CFI、GFI都是越大越好，一般應(yīng)大于0.9。由此可得，表4中的模型擬合指數(shù)都比較好。

四、討論

(一)初中生學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感在年級與性別的分析

初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度在性別上雖沒有顯著差異，但是女生的學(xué)習(xí)態(tài)度總分要高于男生；在年級上，八年級與九年級學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度有顯著的差異，具體來講，八年級學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度要顯著好于九年級學(xué)生。九年級的學(xué)生要面對中考，此時的學(xué)生應(yīng)具有較為端正的學(xué)習(xí)態(tài)度，而這一研究結(jié)果值得我們深思。初入中學(xué)，學(xué)生可能對周圍的一切充滿了好奇，會嘗試著塑造適應(yīng)自己的學(xué)習(xí)環(huán)境，到八年級時，學(xué)生的注意力已從環(huán)境轉(zhuǎn)入到學(xué)習(xí)，成績不好的學(xué)生只要努力還有進(jìn)步的空間，大多數(shù)學(xué)生對學(xué)習(xí)充滿熱情，學(xué)習(xí)的主動性，努力程度都在八年級達(dá)到最高點(diǎn)。而在九年級，來自中考的壓力，以及學(xué)生對自我的評價和定位，很可能會出現(xiàn)的一種情況是，成績好的學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度會更加端正，傾向于保持對學(xué)習(xí)的熱情，依舊能夠充分發(fā)揮學(xué)習(xí)的主動性，而學(xué)習(xí)成績落后的學(xué)生，會否定自己以往的努力，形成習(xí)得性無助，遇到學(xué)習(xí)問題選擇逃避的態(tài)度。本研究的結(jié)果表明，自我效能感在性別、年級上均沒有顯著差異，但由自我效能感的均值圖可以看出，自我效能感也是在八年級時達(dá)到最高，這與學(xué)習(xí)態(tài)度的結(jié)果一致。八年級的學(xué)生致力于提高自己的學(xué)習(xí)成績，相信通過自己的努力就能夠取得好的結(jié)果。

(二)初中生學(xué)習(xí)態(tài)度、自我效能感與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系

研究表明，學(xué)習(xí)態(tài)度能夠顯著預(yù)測自我效能感，學(xué)習(xí)態(tài)度越端正的初中生，就會有越高的自我效能感，學(xué)習(xí)態(tài)度與自我效能感之間顯著正相關(guān)，而學(xué)習(xí)態(tài)度越端正，自我效能感越強(qiáng)的人，其學(xué)業(yè)成績也越好。班杜拉認(rèn)為，影響自我效能感的因素主要有親歷的掌握性經(jīng)驗(yàn)、替代性經(jīng)驗(yàn)、言語說服以及生理和情緒狀態(tài)。本研究關(guān)注的影響因素主要是親歷的掌握性經(jīng)驗(yàn)。親歷的掌握性經(jīng)驗(yàn)指的是個體通過親自的行為操作所獲得的有關(guān)自身完成任務(wù)的能力的直接經(jīng)驗(yàn)。[6]這種直接經(jīng)驗(yàn)對自我效能感的形成影響最大。個體在某種任務(wù)上的成功容易提升自身對這一行為操作的自我效能感，而失敗則會削弱在這方面的自我效能感預(yù)期。初中生的學(xué)習(xí)過程中，學(xué)習(xí)態(tài)度好的學(xué)生，在遇到學(xué)習(xí)困難時不會輕言放棄，而是運(yùn)用各種方法克服這種困難，這類學(xué)生往往能夠在完成各種困難的學(xué)習(xí)任務(wù)之后，獲得較高的自我效能感；學(xué)習(xí)態(tài)度差的學(xué)生，對待學(xué)習(xí)任務(wù)往往沒有耐心，遇到不會做的題目就放棄，久而久之，就會積累失敗的學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)，這樣會使學(xué)生對自己的學(xué)習(xí)能力產(chǎn)生懷疑，進(jìn)而不斷地降低自我效能感。這給教育工作者的啟示就是，為了提升學(xué)生的自我效能感，最直接的途徑是，使用有效的教學(xué)策略使學(xué)生有更多的成功體驗(yàn)。培養(yǎng)學(xué)生的自我效能感，能夠?yàn)樘嵘龑W(xué)生的學(xué)業(yè)成績奠定良好的心理基礎(chǔ)。

(三)初中生自我效能感在學(xué)習(xí)態(tài)度和學(xué)業(yè)成績之間的部分中介作用

通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型來檢驗(yàn)自我效能感在學(xué)習(xí)態(tài)度和學(xué)業(yè)成績之間的中介作用。通過數(shù)據(jù)分析得出，初中生的學(xué)習(xí)態(tài)度顯著預(yù)測其學(xué)業(yè)成績，學(xué)習(xí)態(tài)度上得分高的學(xué)生，對待學(xué)習(xí)具有積極性，擁有周密的學(xué)習(xí)計劃，相信現(xiàn)在的學(xué)習(xí)對未來很重要，學(xué)習(xí)動機(jī)比較強(qiáng)，在學(xué)習(xí)過程中不容易受到外界的干擾，這樣的學(xué)生往往具有較好的學(xué)業(yè)成績。自我效能感與學(xué)業(yè)成績存在正相關(guān)，自我效能感較強(qiáng)的學(xué)生，始終相信自己能夠克服學(xué)習(xí)中的困難。學(xué)習(xí)態(tài)度和自我效能感都與學(xué)業(yè)成績呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)。另外，本研究證實(shí)了自我效能感在學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)成績之間的中介作用，自我效能感的中介效應(yīng)量為0.416，占總效應(yīng)的59.77%，而學(xué)習(xí)態(tài)度對學(xué)業(yè)成績的直接作用占總效應(yīng)的40.22%，說明學(xué)習(xí)態(tài)度更多的是通過自我效能感對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生影響。對自我效能感影響最大的信息來源是親歷的掌握性經(jīng)驗(yàn)，端正的學(xué)習(xí)態(tài)度下自然包含著學(xué)生對自己學(xué)好知識的決心，這個過程既是對個人效能信念的建立，也是對學(xué)習(xí)環(huán)境的選擇。成功的經(jīng)歷會極大地激發(fā)學(xué)生的求知欲，促使其愿意接受學(xué)習(xí)中更有挑戰(zhàn)性的問題；而失敗的經(jīng)歷將會使個人對自己的效能預(yù)期產(chǎn)生消極影響，從而越來越不自信，甚至在學(xué)習(xí)中自暴自棄，直接影響到學(xué)業(yè)進(jìn)步。在實(shí)際的教學(xué)中，教育工作者不僅要關(guān)注學(xué)生對待學(xué)習(xí)的態(tài)度，還需要定期與學(xué)生談話，了解其對自身的效能信念，可通過開展心理輔導(dǎo)建立起學(xué)生對自己學(xué)好知識的信心，唯有從心理和行為兩方面同時關(guān)注學(xué)生，才會使他們學(xué)有所成，健康全面發(fā)展。

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責(zé)任編輯：吳旻

The Relationship between Learning Attitude and Academic Achievement of Junior Middle School Students——The Mediating Effect of Self-efficiency

LIU Jinglan, LIU Shuxiao

(SchoolofEducationScience,GannanNormalUniversity,Ganzhou341000,China)

This research investigated the relationship between students' learning attitude, self-efficiency and academic achievement. 320 junior middle school students were tested with learning attitude scale, general self-efficiency scale to construct the structural equation model, which can research the mediating effect of self-efficiency between learning attitude and academic achievement. The result indicates that junior middle school students' learning attitude can significantly predict their self-efficiency, which has significantly positive correlation with students' academic achievement, and the self-efficiency remains a partial mediator between learning attitude and academic achievement.

junior middle school students; learning attitude; self-efficiency; academic achievement; mediating effect

1004-8332(2016)02-0106-04

2015-03-12

10.13698/j.cnki.cn36-1037/c.2016.02.028

江西省高等學(xué)校教學(xué)改革研究課題(JXJG-141410)

劉經(jīng)蘭(1969-)，女，贛南師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向:發(fā)展與教育心理學(xué)教學(xué)與研究；劉淑曉(1991-)，女，贛南師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院發(fā)展與教育心理學(xué)研究生。

B844.2

A

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