王 帥

(山東省青島第三中學，青島 266000)

1 引言

2020年1月，全國突發(fā)新冠肺炎疫情，為避免疫情擴散，教育部緊急通知各級各類學校延期開學，并發(fā)布了“停課不停學”的通知，要求充分利用各類網(wǎng)絡(luò)平臺開展網(wǎng)絡(luò)教學，最大程度保證疫情防控期間的教學進度和質(zhì)量。教學模式是指在一定教育思想、教育理論指導下，為完成一定教育目標而在一定教學環(huán)境中開展相關(guān)教育活動的穩(wěn)定結(jié)構(gòu)框架(徐曉飛等, 2020)。教學模式包含課堂教學、網(wǎng)絡(luò)教學等。課堂教學是運用傳統(tǒng)手段教授教學內(nèi)容(李春紅, 張瑞華, 2017)。網(wǎng)絡(luò)教學是不同空間的教師和學生登錄相同的網(wǎng)絡(luò)平臺，教師授課，學生學習的在線教學活動(張炳林等, 2020)。網(wǎng)絡(luò)教學依托網(wǎng)絡(luò)傳播媒體和數(shù)字資源，突破了課堂教學在時間和空間上的局限，教學過程更加自由靈活(朱肖川, 2012)，一定程度上解決了因疫情無法按期開學的困境。但網(wǎng)絡(luò)教學中學習環(huán)境開放自主，缺少有效監(jiān)督，缺乏自制力的學生很容易產(chǎn)生學習危機，例如，學習動力不足，難以自我調(diào)控，無法管理時間，學習自信心低等(黃慶雙等, 2019; 王改花, 傅鋼善, 2019)。因此，有必要深入探究學生在網(wǎng)絡(luò)教學與課堂教學中的學習表現(xiàn)是否存在顯著差異。

學業(yè)自我效能感是影響學業(yè)成績的重要因素(Bhati et al, 2022)，同時與學習動機、學習策略、學業(yè)情緒等非智力因素緊密聯(lián)系(林杰等, 2020; Firouzeh, 2013)。“學業(yè)自我效能感”是“自我效能感”在學業(yè)領(lǐng)域的具體體現(xiàn)，Bandura(1986) 認為它是一種學習之前的預期，是個體對自我是否擁有完成學業(yè)的學習能力的主觀判斷，包含學業(yè)能力自我效能感和學業(yè)行為自我效能感兩個方面。個體學業(yè)自我效能感水平越高，對自身學習能力越有信心，就越敢于挑戰(zhàn)和嘗試，即使遭遇失敗，也不會輕言放棄；個體學業(yè)自我效能感越低，對自身學習能力缺乏自信，面對困難很容易退縮，難以獲得成就感，會對學習成績造成不良影響(戚亞慧, 韋雪艷, 2016)。因此，本研究擬在新冠肺炎疫情背景下，比較學生在網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學兩種模式中的學業(yè)自我效能感，以便為后續(xù)網(wǎng)絡(luò)教學的進一步開展提供理論依據(jù)。

Cristine和Chandler(1987)發(fā)現(xiàn)，學習動機與自我效能感互相作用，學習動機越趨于內(nèi)部動機，自我效能感越高；越趨于外部動機，自我效能感越低，說明學習動機與自我效能感密切相關(guān)。而成就目標理論是最廣為接受的學習動機理論(Maehr & Zusho, 2009)，它是個體成就行為的目的，整合了能力信念、成敗歸因和情感(Ames, 1992)。Elliot和Mc Gregor(2001)提出掌握趨近、掌握回避、成績趨近和成績回避的2*2四分結(jié)構(gòu)。其中，掌握趨近個體想掌握知識來獲得能力的提升，掌握回避個體為了避免喪失能力而不想不理解知識；成績趨近個體想表現(xiàn)地比他人好來獲得他人對自己的積極評價，成績回避個體為了回避他人對自己的消極評價而不想表現(xiàn)地比別人差。有研究發(fā)現(xiàn)，個體越趨于掌握趨近和成績趨近，其學業(yè)自我效能感越高；越趨于成績回避，其學業(yè)自我效能感越低(李向陽, 楊伊生, 2018; 王莉華, 高源月, 2021)。掌握回避與學業(yè)自我效能感的關(guān)系有待考察，有研究認為掌握回避與學業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)(賈緒計等, 2020)，且可以直接正向預測學業(yè)自我效能感(邢俊利, 豆長江, 2021)；有研究認為兩者之間顯著負相關(guān)(劉在花, 2021; 張靜等, 2012)?；诖?，提出假設(shè)1: 掌握趨近、掌握回避和成績趨近與學業(yè)自我效能感之間顯著正相關(guān)，成績回避與學業(yè)自我效能感之間顯著負相關(guān)。

成就目標是如何影響學業(yè)自我效能感的呢？時間管理傾向可能是一個重要的中介因素。黃希庭和張志杰(2001a)認為時間管理傾向是個體在運用時間上所表現(xiàn)出來的心理和行為特征，它是人格在時間方面的差異，包含時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個維度。實證研究發(fā)現(xiàn)，掌握趨近、掌握回避和成績趨近可以及時有效地進行自我調(diào)控, 以防出現(xiàn)拖延行為(Steel, 2007)，而成績回避由于害怕失敗，經(jīng)常出現(xiàn)拖延(Roebken, 2007)。員秀和賀雯(2018)指出，掌握趨近、掌握回避和成績趨近與時間管理傾向的三個維度均顯著正相關(guān)；黃海雁等人(2017)研究時間管理傾向在成就目標與學習投入之間的中介作用時，也得出這一結(jié)論，還補充提出“成績回避與時間管理傾向相關(guān)不顯著”的結(jié)論。同時，成就目標對時間管理傾向還具有預測作用(陳小普, 楊穎, 2020)。季丹陽(2021)以552名初中生為研究對象，考察時間管理傾向和主動性人格在成就目標與學習投入之間的中介作用時發(fā)現(xiàn)，掌握趨近、掌握回避和成績趨近均能直接正向預測時間管理傾向。關(guān)于時間管理傾向與學業(yè)自我效能感的關(guān)系，有研究顯示，時間管理傾向越強，學業(yè)自我效能感越高(Galindo-Domínguez & Bezanilla, 2021)。時間管理傾向不僅可以直接預測自我效能感(周永紅等, 2014)，還可以間接預測自我效能感(郭芳等, 2012)。同時，時間管理傾向也經(jīng)常作為學習心理變量與自我效能感之間的中介，王瀝瀅等人(2016)認為時間管理傾向在心理素質(zhì)與自我效能感之間起部分中介作用；李巍等人(2021)發(fā)現(xiàn)抑郁情緒通過時間管理傾向間接影響學業(yè)自我效能感。據(jù)此提出假設(shè)2：時間管理傾向在成就目標與學業(yè)自我效能感之間起中介作用。

雖然時間管理傾向可以直接或間接影響學業(yè)自我效能感(葉艷暉, 2014)，但這種影響并非一成不變，而是可能存在環(huán)境差異，一部分研究已經(jīng)證實環(huán)境因素(例如，社會比較、領(lǐng)悟社會支持、外部獎勵)對自我效能感具有調(diào)節(jié)作用(和愛林等, 2019; 劉曉晴等, 2021; Stirin Tzur et al., 2016)。教學模式是學生在學習過程中最為重要的環(huán)境因素，目前對教學模式的研究，大多集中在對課堂教學和網(wǎng)絡(luò)教學的單獨研究，缺少對課堂教學和網(wǎng)絡(luò)教學的對比研究。而課堂教學和網(wǎng)絡(luò)教學的教學環(huán)境差異很大，這種變化必然會對學生的心理產(chǎn)生一定的影響(Scovel, 1978)，因此有必要探討教學模式能否調(diào)節(jié)高中生時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。對于網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學的差異，主要形成兩種觀點：一種認為學生在課堂教學中的表現(xiàn)優(yōu)于網(wǎng)絡(luò)教學。研究發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學過程中，學生不需要和其他同學面對面一起學習，缺少緊張的競爭氛圍和友好的同伴互助，導致自主學習能力差的學生很難管理好學習時間(杜夢娜等, 2021)。再加上老師的監(jiān)督管理僅局限于線上，沒有課堂教學中來自學校及其他方面的監(jiān)督，學生很容易出現(xiàn)拖延的情況(祝智庭等, 2020)。同時，趙靜等人(2022)也發(fā)現(xiàn)疫情期間，學生的學業(yè)自我效能感、自我控制能力和學習投入的得分低于非疫情時期。另一種觀點堅持學生在網(wǎng)絡(luò)教學中的表現(xiàn)優(yōu)于課堂教學。研究表明，學生的時間管理能力在網(wǎng)絡(luò)學習期間處于中等偏上水平(陳紅爽等, 2021)。此外，王丹丹等人(2021)認為大學生能很快適應新的教學環(huán)境，自我效能感甚至高于非疫情時期。據(jù)此，本研究擬探討高中生在網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學兩種教學模式下時間管理傾向與學業(yè)自我效能感的關(guān)系，進一步判斷網(wǎng)絡(luò)教學是否存在不足，以期改善網(wǎng)絡(luò)教學的質(zhì)量，提升高中生的學業(yè)自我效能感。綜上，提出假設(shè)3：教學模式對成就目標與學業(yè)自我效能感之間中介作用的后半條路徑有調(diào)節(jié)作用(假設(shè)模型如圖1所示)。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 研究對象

采用方便取樣，對山東省某高中912名學生進行問卷調(diào)查，剔除無效問卷，回收整理獲得有效問卷878份，有效回收率為96.27%。研究對象的基本情況如表1所示：

表1 研究對象的基本情況

2.2 研究工具

2.2.1 成就目標問卷

采用劉惠軍(2003)編制的成就目標問卷，該問卷五點計分，包括掌握趨近、掌握回避、成績趨近和成績回避四個維度，共29個項目。在本研究中，問卷總分及各維度的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.87、0.84、0.72、0.84、0.81。

2.2.2 時間管理傾向量表

采用黃希庭、張志杰(2001b)編制的時間管理傾向量表，該量表五點計分，包括時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感三個維度， 共44個項目。 在本研究中， 量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.93。

2.2.3 學業(yè)自我效能感問卷

采用梁宇頌(2000)編制的學業(yè)自我效能感問卷，該問卷五點計分，包括學業(yè)能力自我效能感和學業(yè)行為自我效能感兩個維度， 共22個項目。 在本研究中， 問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.86。

2.2.4 教學模式

選取某高中2019級和2020級的學生作為研究對象，兩個年級在生源質(zhì)量、師資水平、教學內(nèi)容、教學計劃和大綱要求方面完全相同，可以排除年級對變量間關(guān)系的影響。2020年初疫情初期，2019級在高一下學期采用網(wǎng)絡(luò)教學，通過“釘釘”線上直播授課。2021年初疫情得到控制，2020級在高一下學期采用課堂教學，教師在教室運用黑板、多媒體等教學工具線下授課。

2.3 研究程序與數(shù)據(jù)處理

2019級學生于2020年初通過在班級群發(fā)布問卷星的方式，線上收集網(wǎng)絡(luò)教學問卷數(shù)據(jù)。2020級學生于2021年初學習至相同內(nèi)容時，以班級為單位進行團體施測，要求學生在30分鐘時間內(nèi)獨立作答，線下收集課堂教學的問卷數(shù)據(jù)。

采用SPSS 26.0進行描述統(tǒng)計、相關(guān)分析、信度分析、共同方法偏差檢驗，采用SPSS宏程序Process檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

所有變量均由同一個被試提供數(shù)據(jù)，可能造成共同方法偏差。采用Harman單因子分析進行檢驗，結(jié)果顯示：有19個因子的特征根大于1，第一個因子的方差解釋率為19.71%，遠小于40%的臨界值。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 主要變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

成就目標、掌握趨近、掌握回避、成績趨近與時間管理傾向和學業(yè)自我效能感皆顯著正相關(guān)；成績回避與時間管理傾向相關(guān)不顯著，與學業(yè)自我效能感顯著負相關(guān)；時間管理傾向與學業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)。

表2 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)矩陣

3.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

由于成績回避與時間管理傾向相關(guān)不顯著，所以成績回避與學業(yè)自我效能感之間的有調(diào)節(jié)的中介模型不成立，因此，本研究只討論成就目標、掌握趨近、掌握回避和成績趨近與學業(yè)自我效能感之間的有調(diào)節(jié)的中介模型。

3.3.1 時間管理傾向的中介作用檢驗

為考察時間管理傾向在成就目標與學業(yè)自我效能感之間的中介作用，參考史滋福等人(2021)的檢驗步驟，將所有數(shù)據(jù)進行標準化，采用SPSS宏程序Process模塊的Model 4進行中介效應檢驗，控制年級、性別和是否獨生子女的影響后，以成就目標、掌握趨近、掌握回避、成績趨近為預測變量，時間管理傾向為中介變量，學業(yè)自我效能感為結(jié)果變量，構(gòu)建中介模型。

以成就目標為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。成就目標對學業(yè)自我效能感的總效應顯著(β=0.30，95%CI[0.23,0.36])，放入中介變量時間管理傾向后，成就目標對學業(yè)自我效能感的直接效應顯著(β=0.11，95%CI[0.05,0.17])，且成就目標通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的間接效應顯著(β=0.19，95%CI[0.15,0.23])，占總效應的比例為63.33%，這說明時間管理傾向在成就目標與學業(yè)自我效能感之間起部分中介作用。

以掌握趨近為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。掌握趨近對學業(yè)自我效能感的總效應顯著(β=0.65，95%CI[0.59,0.71])，放入中介變量時間管理傾向后，掌握趨近對學業(yè)自我效能感的直接效應顯著(β=0.47，95%CI[0.41,0.54])，且掌握趨近通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的間接效應顯著(β=0.18，95%CI[0.13,0.22])，占總效應的比例為27.69%，這說明時間管理傾向在掌握趨近與學業(yè)自我效能感之間起部分中介作用。

以掌握回避為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。掌握回避對學業(yè)自我效能感的總效應不顯著(β=0.05，95%CI[-0.01,0.12])，放入中介變量時間管理傾向后，掌握回避對學業(yè)自我效能感的直接效應顯著(β=-0.06，95%CI[-0.12,-0.01])，且掌握回避通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的間接效應顯著(β=0.12，95%CI[0.08,0.16])。根據(jù)劉振亮等人(2021)提出的遮掩效應統(tǒng)計分析框架可知，在本研究中掌握回避→學業(yè)自我效能感的直接效應與掌握回避→時間管理傾向→學業(yè)自我效能感的間接效應方向相反，這是一種遮掩效應，因此時間管理傾向遮掩了掌握回避與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。

表3 成就目標與學業(yè)自我效能感之間的中介模型

(續(xù)表)

以成績趨近為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表3所示。成績趨近對學業(yè)自我效能感的總效應顯著(β=0.26，95%CI[0.20,0.32])，放入中介變量時間管理傾向后，成績趨近對學業(yè)自我效能感的直接效應顯著(β=0.12，95%CI[0.07,0.18])，且成績趨近通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的間接效應顯著(β=0.14，95%CI[0.10,0.18])，占總效應的比例為53.85%，這說明時間管理傾向在成績趨近與學業(yè)自我效能感之間起部分中介作用。

3.3.2 教學模式的調(diào)節(jié)作用檢驗

為考察時間管理傾向在成就目標與學業(yè)自我效能感之間的中介作用后半條路徑是否受到教學模式的調(diào)節(jié)，參考史滋福等人(2021)的檢驗步驟，將所有數(shù)據(jù)進行標準化，采用SPSS宏程序Process模塊的Model 14進行有調(diào)節(jié)的中介效應檢驗，控制性別和是否獨生子女的影響后，以成就目標、掌握趨近、掌握回避、成績趨近為預測變量，時間管理傾向為中介變量，學業(yè)自我效能感為結(jié)果變量，教學模式為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型。

表4 成就目標與學業(yè)自我效能感之間的有調(diào)節(jié)的中介模型

(續(xù)表)

以成就目標為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學模式與時間管理傾向的交互項對學業(yè)自我效能感的預測作用顯著，這說明教學模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為深入了解教學模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學進行簡單斜率分析，結(jié)果如圖2所示。在網(wǎng)絡(luò)教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用顯著(B=0.32,t=7.30,p<0.001)；在課堂教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用增強(B=0.64,t=15.52,p<0.001)。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學中，成就目標通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.14；在課堂教學中，成就目標通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.28，時間管理傾向的中介作用在課堂教學中更顯著。

圖2 教學模式的調(diào)節(jié)作用

圖3 教學模式的調(diào)節(jié)作用

以掌握趨近為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學模式與時間管理傾向的交互項對學業(yè)自我效能感的預測作用顯著，這說明教學模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為深入了解教學模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學進行簡單斜率分析，結(jié)果如圖3所示。在網(wǎng)絡(luò)教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用顯著(B=0.17,t=4.17,p<0.001)；在課堂教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用增強(B=0.42,t=10.50,p<0.001)。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學中，掌握趨近通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.10；在課堂教學中，掌握趨近通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.25，時間管理傾向的中介作用在課堂教學中更顯著。

以掌握回避為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學模式與時間管理傾向的交互項對學業(yè)自我效能感的預測作用顯著，這說明教學模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為了深入了解教學模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學進行簡單斜率分析，結(jié)果如圖4所示。在網(wǎng)絡(luò)教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用顯著(B=0.34,t=7.94,p<0.001)；在課堂教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用增強(B=0.71,t=18.27,p<0.001)。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學中，掌握回避通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.09；在課堂教學中，掌握回避通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.18，時間管理傾向的中介作用在課堂教學中更顯著。

圖4 教學模式的調(diào)節(jié)作用

以成績趨近為預測變量，各路徑系數(shù)及其顯著性如表4所示，教學模式與時間管理傾向的交互項對學業(yè)自我效能感的預測作用顯著，這說明教學模式調(diào)節(jié)了時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。為深入了解教學模式的調(diào)節(jié)作用，分別對網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學進行簡單斜率分析，結(jié)果如圖5所示。在網(wǎng)絡(luò)教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用顯著(B=0.32,t=7.36,p<0.001)；在課堂教學中，時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感的正向預測作用增強(B=0.63,t=16.16,p<0.001)。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)教學中，成績趨近通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.09；在課堂教學中，成績趨近通過時間管理傾向?qū)W業(yè)自我效能感產(chǎn)生的間接效應值為0.19，時間管理傾向的中介作用在課堂教學中更顯著。

圖5 教學模式的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 成就目標對學業(yè)自我效能感的影響

首先，掌握趨近、掌握回避和成績趨近不僅與學業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)，還能顯著正向預測學業(yè)自我效能感，而成績回避與學業(yè)自我效能感顯著負相關(guān)。這一結(jié)果與前人研究一致(李斑斑, 徐錦芬, 2014)，證實了不同成就目標的個體對自身能力水平的知覺存在差異(Dweck, 1986)，且支持了本研究的假設(shè)1。學習動機像“催化劑”一樣，可以喚起學習行為，學習動機越強，學習行為越積極，學習表現(xiàn)越好(龍成志等, 2017)。掌握目標個體持能力增長觀，為了發(fā)展能力而學習，即使在學習過程中面臨失敗，也只會將其歸因于不努力，而不會質(zhì)疑自身能力，所以學業(yè)自我效能感高；相反，成績目標個體持能力實體觀，認為能力不可改變，當他們在學習過程中遇到失敗，就會將其歸因于能力不足，這往往會讓其對自身能力產(chǎn)生懷疑，學業(yè)自我效能感自然就會受到影響(Magno, 2012)。但是，成績趨近個體為了獲得他人對自己的積極評價，往往會積極展示能力，這對學業(yè)自我效能感有一定積極作用(陳曉新, 梁劍玲, 2019)；成績回避個體只為了逃避他人的消極評價，學習態(tài)度悲觀，會對學業(yè)自我效能感產(chǎn)生消極影響(石雷山等, 2012)。所以，成就目標的不同維度會產(chǎn)生高低不同的學業(yè)自我效能感，這符合目標作用模型中“不同目標產(chǎn)生不同情感”的觀念(Linnenbrink, Pintrich, 2002)。

4.2 時間管理傾向的中介作用

時間管理傾向在成就目標、掌握趨近和成績趨近與學業(yè)自我效能感之間起部分中介作用，這一結(jié)果與時間管理傾向受成就動機的影響(O’Reilly, 2018)，且可以預測自我效能感的研究一致(Yuangga & Sunarsi, 2018)，同時證實了假設(shè)2。Biggs(2003)認為學習動機與學習策略相結(jié)合將決定個體的學習表現(xiàn)，成就目標是最為重要的學習動機，時間管理策略是學習策略中的一種，學業(yè)自我效能感是衡量學生學習表現(xiàn)的綜合指標，所以成就目標和時間管理傾向共同決定學業(yè)自我效能感的水平。另外，Linnenbrink 和 Pintrich(2000)提出的成就目標的動機-認知-情感-行為模型認為：不同目標會產(chǎn)生不同情感，目標可以影響情感的產(chǎn)生及過程，如目標會對自我效能、任務價值判斷有影響，這說明成就目標會影響學業(yè)自我效能感；同時，認知與行為過程又連接著目標和情感之間的關(guān)系，認知包括注意、記憶及各種學習策略，行為包括如何選擇任務，付出了多少努力，堅持程度如何，而時間管理是學習策略中的資源管理策略，所以時間管理傾向在成就目標與學業(yè)自我效能感之間起中介作用。

時間管理傾向在掌握回避與學業(yè)自我效能感之間起遮掩作用。當不考慮時間管理傾向時，掌握回避→學習自我效能感的總效應不顯著；當加入時間管理傾向后，掌握回避→時間管理傾向→學業(yè)自我效能感的間接效應顯著，且與掌握回避→學業(yè)自我效能感的直接效應的方向相反，這表明掌握回避的高中生在使用時間管理策略時，會一定程度抵消掌握回避對學業(yè)自我效能感的正向作用，轉(zhuǎn)而對學業(yè)自我效能感發(fā)揮一定的負向作用，因此時間管理傾向遮掩了掌握回避與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系。根據(jù)傳統(tǒng)研究邏輯，當掌握回避與學業(yè)自我效能感之間無關(guān)時，通常會放棄探索兩者無關(guān)的原因，這很容易忽視掌握回避與學業(yè)自我效能感之間可能存在的額外關(guān)系，而本研究提出的遮掩效應則更好地回答了為什么掌握回避與學業(yè)自我效能感關(guān)系不顯著，并不是因為兩者沒有關(guān)系，只是掌握回避無法直接影響學業(yè)自我效能感，需要通過遮掩變量時間管理傾向間接影響學業(yè)自我效能感。

時間管理傾向在掌握回避與學業(yè)自我效能感之間起遮掩作用的原因，主要有以下兩個方面：第一，掌握回避對學業(yè)自我效能感的影響并不穩(wěn)定。Cellar等人(2011)對102篇論文的研究結(jié)果進行元分析發(fā)現(xiàn)，掌握趨近、成績趨近和成績回避的區(qū)分效度較高，而掌握回避區(qū)分效度較低。朱曉斌等人(2011)認為掌握回避與學業(yè)自我效能感顯著正相關(guān)，而白學軍等人(2013)的研究證實掌握回避負向預測學業(yè)自我效能感。同時，掌握回避對學業(yè)自我效能感兩維度的影響也不一致，掌握回避正向預測學業(yè)行為自我效能感，負向預測學業(yè)能力自我效能感(張芮菁, 2016)。第二，相比于掌握趨近和成績趨近，掌握回避對時間管理傾向的預測力較低。有研究表明，掌握趨近、掌握回避和成績趨近對時間管理傾向的影響存在差異：掌握趨近大于成績趨近，成績趨近大于掌握回避(呂催芳, 周永紅, 2017)。同時，張麗娟和魯忠義(2006)指出掌握回避與時間價值感顯著正相關(guān)，與時間監(jiān)控感和時間效能感相關(guān)不顯著。由此可以看出，掌握回避個體雖能認識到管理時間對學習的重要性，但由于其具有回避特質(zhì)，導致其不相信自己能發(fā)揮主觀能動性管理好時間，并對自己管理時間的能力持消極評判，會對學業(yè)自我效能感造成消極影響。因此，時間管理傾向在掌握回避與學業(yè)自我效能感之間起遮掩作用。

4.3 教學模式的調(diào)節(jié)作用

教學模式對成就目標與學業(yè)自我效能感之間中介作用的后半條路徑有調(diào)節(jié)作用，即相對于網(wǎng)絡(luò)教學，高中生在課堂教學中會有更強的時間管理傾向，進而獲得更高的學業(yè)自我效能感，支持了假設(shè)3。張輝蓉等人(2020)在研究新冠疫情背景下的中小學網(wǎng)絡(luò)教學時指出，網(wǎng)絡(luò)教學在積極響應“停課不停學”，為教師和同學帶來便利的同時，也面臨一系列挑戰(zhàn)，例如，自我管理能力較低的學生學習效果不佳，會出現(xiàn)學習動機不足、 注意力分散、 被動完成學習任務等情況。Terry和Doolittle(2008)在網(wǎng)絡(luò)背景下利用一種網(wǎng)絡(luò)時間管理工具，幫助學生監(jiān)控自己的時間管理行為來更好地調(diào)節(jié)自身學習，從而提高自我效能感，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學生的自我效能感并未受到網(wǎng)絡(luò)時間管理的影響。由此可以看出，教學模式的改變會影響時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系，即相比于網(wǎng)絡(luò)教學，學生在課堂教學中的學習表現(xiàn)更好。雖然本結(jié)果和我們的共識沒有差異，課堂教學有更好的效果，但本研究發(fā)現(xiàn)了網(wǎng)絡(luò)教學問題癥結(jié)所在，可以為接下來網(wǎng)絡(luò)教學的改善提供依據(jù)。

4.4 研究意義與展望

本研究將成就目標分為四個維度，分別探討不同維度成就目標對高中生學業(yè)自我效能感的影響，驗證了時間管理傾向在成就目標與學業(yè)自我效能感之間的中介作用，以及教學模式的調(diào)節(jié)作用。不僅加深了對成就目標四維度的理解，拓展了時間管理傾向的實證研究，還全面系統(tǒng)地揭示了成就目標與學業(yè)自我效能感之間的作用機制，這對高中生學業(yè)自我效能感的提升，以及教育教學的開展具有指導意義。另外，本研究花費兩年時間收取兩屆高一學生的相關(guān)數(shù)據(jù)，來對比在網(wǎng)絡(luò)教學和課堂教學中時間管理傾向與學業(yè)自我效能感之間的關(guān)系，能更加深入地了解不同教學模式對學業(yè)自我效能感的影響。

本研究仍存在一定局限，需要在以后的研究中加以改進和完善。首先，所有數(shù)據(jù)都是通過問卷收集，盡管通過Harman單因素檢驗法發(fā)現(xiàn)不存在嚴重的共同方法偏差，但如果能將問卷收集與訪談和觀察學生結(jié)合，會增加結(jié)論的可靠性。其次，由于經(jīng)費和人力限制，采用方便取樣，選取某一所高中的學生作為研究對象，樣本缺少豐富性和代表性，研究結(jié)果難以推廣到全體高中生，若能從不同地區(qū)、不同水平的高中隨機抽取學生收集數(shù)據(jù)，研究結(jié)果的適用范圍將進一步擴大。最后，本研究發(fā)現(xiàn)相比于網(wǎng)絡(luò)教學，高中生在課堂教學中會有更強的時間管理傾向，進而獲得更高的學業(yè)自我效能感，說明缺少時間管理技能的學生在進行網(wǎng)絡(luò)學習時，學業(yè)自我效能感更容易受到影響。但網(wǎng)絡(luò)教學能否給高中生的其他學習品質(zhì)造成消極影響還未曾可知，同時如何幫助缺乏時間管理技能的學生克服網(wǎng)絡(luò)學習的消極影響，盡可能達到課堂學習的效果，這有待于設(shè)計具體的干預方案來進一步驗證。

5 結(jié)論

(1)成就目標及其三個維度(掌握趨近、掌握回避和成績趨近)與學業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)，成就目標的成績回避維度與學業(yè)自我效能感呈顯著負相關(guān)。

(2)時間管理傾向在成就目標、掌握趨近和成績趨近與學業(yè)自我效能感之間起部分中介作用，在掌握回避與學業(yè)自我效能感之間起遮掩作用。

(3)教學模式對成就目標與學業(yè)自我效能感之間中介作用的后半條路徑有調(diào)節(jié)作用。