大学生的自我效能感和专业承诺,这篇承诺论文范文为免费优秀学术论文范文,可用于相关写作参考。
承诺论文参考文献：
（云南财经大学, 昆明 650221）
[摘 要] 通过对224名不同性别、年级、专业的大学生进行数据收集,验证到学业倦怠中的情绪耗竭、行为不当在自我效能感与专业承诺之间起到部分*作用,而成就感低则起到完全*作用.可见,学业倦怠这一情绪变量对于预测大学生专业学习态度的变化具有重要意义.
[关键词] 大学生；专业承诺；学业倦怠；自我效能感
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2017. 07. 111
[中图分类号] G643 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2017）07- 0245- 02
1 研究背景
多數研究表明,提高大学生的专业承诺除了进行专业调整和完善选择机制外,更需重视大学生自我效能感等人格特质因素的作用.另外,高校教育工作者还要对学业倦怠这一消极学习态度引起重视,相关研究表明,学业倦怠水平的上升会导致专业承诺水平的下降（程陶,等,2008； 连榕,等,2005）.为此,笔者通过实证检验的方式,试图探讨学业倦怠在自我效能感和专业承诺之间可能存在*效应.
2 研究假设
2.1 自我效能感和专业承诺的关系
国内外学者对自我效能感与专业承诺的关系进行的研究,主要聚焦于职业领域,特别是教师行业.他们发现,教师自我效能感越强,专业承诺的水平就会越高.考虑到大学生的“主要工作”是专业学习,推测得到大学生群体研究的假设1：自我效能感正向影响专业承诺.
2.2 自我效能感和学业倦怠的关系
自我效能感是个体行为的决定因素,可通过情绪反应和情景条件等方式形成和改变（杨丽娴,2005）.研究表明,自我效能感与学业倦怠可能是负相关关系.自我效能感低的学生在学习中可能感受到更大的压力或产生更强的焦虑,出现情绪耗竭的现象,继而不能充分体会到学习的价值,也就无法从学习中获得较高的成就感；当上述情况出现时,学生会表现出迟到、旷课等回避学习的不当行为.如上,得到假设2及其分假设：自我效能感负向影响学业倦怠三个维度情绪耗竭、行为不当、成就感低.
2.3 学业倦怠和专业承诺的关系
关于专业承诺和学业倦怠二者之间的因果问题,正如连榕等人（2006）所说,二者之间会相互影响.由此推断,探讨学业倦怠对专业承诺的影响也是合理并且可行的.当大学生在专业学习的过程中,出现缺乏活力、热情等症状时,将直接导致专业承诺感下降,使专业学习成为一种负担.由此,本文提出假设3及其分假设：学业倦怠及其三个维度（情绪耗竭、行为不当、成就感低）分别负向影响专业承诺.
2.4 自我效能感、学业倦怠和专业承诺之间的关系
基于以上三个部分的论述,提出假设4及其分假设：学业倦怠及其三个维度（情绪耗竭、行为不当、成就感低）在自我效能感对专业承诺的关系中起*作用.
3 研究样本与测量工具
本研究采用问卷调查的方法,共抽取224名在校大学生作为研究被试.有效回收问卷共计207份,回收率为92.41%,统一采用的是5点Likert量表计分.自我效能感,采用张建新修订的中文版自我效能感量表；学业倦怠,采用的是连榕版《大学生学习倦怠调查量表》,具有稳定的三因素结构（情绪耗竭、行为不当、成就感低）；专业承诺,选取的是许长勇开发出的《大学生专业承诺量表》.在本研究中,检测到上述三个量表的α系数分别为0.89、0.77和0.81,表明具有较好的测量信度.
4 研究结果
4.1 变量的描述性统计分析结果
结果表明,自我效能感与专业承诺（r等于0.30, p<0.001）显著正相关、与情绪耗竭（r=-0.17, p<0.05）、行为不当（r=-0.23, p<0.001）和成就感低（r=-0.46, p<0.001）显著负相关.同时, 情绪耗竭、行为不当、成就感低分别与专业承诺（r=-0.24, p<0.001；r=-0.32, p<0.001；r=-0.57, p<0.001）显著负相关.
4.2 假设检验
使用潜变量路径分析对自我效能感与专业承诺之间的关系进行验证.拟合指数均达到标准（χ2/df等于1.96,CFI等于0.94,RMSEA等于0.07）.自我效能感对专业承诺具有显著的正向影响, 路径系数为0.45（p<0.001）,本研究的H1得到支持.
另外发现,自我效能感对学业倦怠具有显著的负向影响,路径系数为-0.36（p<0.001）.进一步验证发现,自我效能感对情绪耗竭、行为不当和成就感低的路径系数分别为-0.24（p<0.05）、-0.29（p<0.01）和-0.52（p<0.001）,并且各因子的拟合指数也相应的达到标准.由此,本研究H2及其分假设一并得到支持.同样地,学业倦怠对专业承诺具有显著的负向影响,路径系数为-0.57（p<0.001）.进一步验证分假设发现,情绪耗竭、行为不当和成就感低对专业承诺的路径系数分别为-0.19、-0.29和-0.61（p均小于0.001）,并且各因子所对应的拟合指数也达到标准.H3及其分假设得到支持.
进一步,利用结构方程模型的路经检验来说明*效应.结果显示：当情绪耗竭和行为不当作为*变量时,自我效能感对专业承诺仍然显著正相关（r等于0.39,p<0.01；r=0.40,p<0.01）,这表明,情绪耗竭和行为不当起到部分*的作用；而当成就感低作为*变量时,自我效能感对专业承诺不再显著相关（r=0.005,p=0.962）,这说明成就感低起到了完全*的作用.至此,H4得到支持.
5 总 结
理论上,本文的研究引入了学业倦怠及其三个因子的*机制,这对于更好地理解人格倾向变量与行为态度变量之间关系的心理过程和作用机制,对于有效预测大学生的学习态度变化具有重要意义.
实践上,启发各高校通过努力提升大学生的自我效能感,直接削减其倦怠感,从而间接提升专业承诺感.一方面,外界正确引导学生归因.帮助学生树立信心,引导学生把失败与努力不足、方法不当相联系,使倦怠的负面效应最小化.另一方面,大学生要通过自我强化积极情绪、设定适度学习目标等途径,提高自我效能感,减弱学业倦怠感.
主要参考文献
[1]朱晓斌,王静丽.中学生学习自我效能感、学业压力和学习倦怠关系的结构模型[J].中国临床心理学杂志,2009,17（5）：625-626.
[2]程陶,李纳娜,桑轲. 硕士研究生学业倦怠、专业承诺的状况及其关系[J].心理研究,2008,1（2）：91-96.
[3]连榕,杨丽娴,吴兰花.大学生的专业承诺、学习倦怠的关系与量表编制[J].心理学报,2005,37（6）：632-636.
[收稿日期]2017-02-28
[基金项目]2016年度云南财经大学研究生创新基金项目（2016YUFEYC008）.
结论：关于本文可作为相关专业承诺论文写作研究的大学硕士与本科毕业论文承诺论文开题报告范文和职称论文参考文献资料。
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