大學生情緒調節自我效能感在積極應對方式對時間管理的中介作用

(贛南師范大學 江西 贛州 341000，龍巖第五中學 福建 龍巖 364000)

一、問題提出

時間管理是指個體已理解感悟到時間價值和意義后，對時間進行計劃安排時的心理與行為圖式。特別是對大學生來說如果時間管理能力不足可能會極大的影響生活節奏和工作效率。如果遇到意外事件擾亂了計劃或安排，個體出現的反應不同，即應對方式存在積極和消極應對手段的差別。由于應對手段不同產生的情緒體驗也有所不同，一般對有效的調節這些積極或消極情緒都有一定自信，即情緒調節的自我效能感越好社會適應性越好，所以如何有效率的管理時間需學會處理由于應對方式不同對干擾事件所產生的不良情緒體驗。

國外學者Britton等提出時間管理的三因素理論模型。Britton和Tesser并由此初步形成了關于時間態度及長、短期計劃的時間管理早期量表。國內黃希庭等(2001)發現時間管理與焦慮、壓力和抑郁等負性情緒明顯的負相關關系；與滿意度、幸福感等正性情緒明顯的正相關關系。例如張林等(2011)闡明了一般自我效能感可以通過自尊間接影響時間管理，一般自我效能感與時間管理有緊密聯系。王瀝瀅等(2016)發現心理素質經由自我效能感的變化影響時間管理，并且改善自我效能會進一步加強時間的管理水平。時間管理和情緒及自我效能感都相關，且情緒調節自我效能感是自我效能感的特殊情景，故時間管理也應該和情緒調節自我效能有聯系。

應對方式意味著個人在面對沮喪和壓力時的認知和行為，是維持心理穩定性的方式。主要有三種理論：Epstein和Meter(1989)的素質理論認為處理沖突時具有不同人格特質的人可能采用不同特殊的情緒調節模式。情境理論基于Lzarus等人的應激認知評估模型，認為應對方式不是恒定的個性而是對特殊壓力情況的反應，要通過個人努力來應對情況。Moos等人(1993)把前兩類情況融合，關注點在個體與情景相互作用并有應對時努力。孫圣濤等(2006)發現應對方式和時間管理密切相關，積極應對策略運用越多，愈加采取主動掌握時間的手段。趙維燕等人(2012)的研究發現時間管理技能越高超就會愈加采取積極應對策略，時間管理行為不佳就越愈加采取消極應對策略。現今應對方式研究的關注點在其量表、不同被試群體的差異及其相關影響因素上，而對變量間可能存在的中介研究則較少。

Bandura等人(2003)把自我效能感的研究擴展到情緒調節領域，而且認為情緒調節自我效能感是自己可以有效調節自身情緒的總的信念水平。國外的關注點在情緒調節自我效能感的構造與作用機理，并形成了統一因子結構。文書鋒和湯冬玲等(2009)首先引入情緒調節自我效能感，并國外的問卷進行修訂并進行施測。而孫紅梅等(2013)更深入了解到情緒調節自我效能感應該能改變對壓力的應付，調節能力不同對壓力的應付手段也不同。曹洪艷(2014)在調查中發現選取積極的應付策略的人情緒調節自我效能感都較高。

研究通過問卷調查探究現代大學生情緒調節自我效能感、應對方式對大學生時間管理的聯系，以及積極應對方式對時間管理的影響中情緒調節自我效能感可能存在的中介作用機制。從而輔助大學生學會調節由于應對策略不同對應激情景所產生的不良情緒體驗，并做好因不同應對方式產生不同而選擇的時間管理能力不同，大學生需要學會分配學習娛樂時間，形成有效率的管理時間的能力，進而形成穩定的生活處理水平和適宜的學習管理的能力。

二、研究方法

(一)研究過程。在大學不同年級的班級群中進行問卷調查，時間約20分鐘。樣本的收集采取整群隨機抽樣法，搜集了327份問卷，其中有效問卷306份。男生128人，女生178人；大一136人，大二67人，大三60人，大四44人。分析數據使用SPSS22.0。

(二)研究工具。時間管理采用黃希庭等(2001)修訂的時間管理ATMD問卷，3個維度：時間價值感10題、時間監控感24題和時間效能感10個題。量表采用五級記分制。本研究系數α=0.85。

應對方式采用解亞寧編寫的簡單應對方式SCSQ問卷，2個維度：積極應對涵蓋了前12題，消極應對涵蓋了后8題。采用4級評分標準。本研究系數α=0.65。

情緒調節自我效能感采用竇凱等人(2013)修訂的RESE問卷，有表達積極情緒效能感(前6題)和管理消極情緒效能感(后4題)2個維度。量表是五級記分制。本研究系數α=0.6。

三、數據分析結果

(一)時間管理、應對方式和情緒調節自我效能感的相關分析。Spearman相關分析發現時間管理和積極應對呈正相關R=0.45**；時間管理和情緒調節自我效能感成正相關R=0.46**；情緒調節自我效能感和積極應對成正相關R=0.54**。

(二)時間管理、應對方式與情緒調節自我效能感的回歸分析。逐步回歸分析發現積極應對方式對時間管理在22%水平起積極預期。R=0.47， R2=0.22，調整后R2=0.22， F值 為86.88，Beta系數為0.47，T=9.32***。RESE對ATMD在26%水平上起積極預測。R=0.51，R2=0.26，調整后R2=0.26， F值 為108.76，Beta系數為0.51，T=10.43***。(注:*p<0.05,**p<0.01,***P<0.001)

四、討論

(一)時間管理、應對方式和情緒調節自我效能感之間的相關分析。時間管理與積極應對成正相關，這與孫圣濤(2006)等人的研究部分相同，可能是時間管理能力越好，計劃安排時間能力越強，就更加有充裕時間用積極主動的應對策略。時間管理與情緒調節自我效能感成正相關，可能時間管理能力越強說明越有能力規劃日常事物，當面對應激事件就更不易慌亂，有能力改善情緒。情緒調節自我效能感與積極應對成正相關，可能是情緒調整水平越高，對自己能力越滿意則會愈多使用積極的策略。

(二)時間管理、應對方式和情緒調節自我效能感之間的回歸分析。積極應對對時間管理在22%水平上是積極預期，一般采取積極的應對策略的人，行事較積極，會有一定的規劃管理能力，那就會有較好時間管理能力。情緒調節自我效能感對時間管理在26%水平積極預測，對情緒的調節管理越加有自信的人，對時間的調節管理的信心也不低。

(三)積極應對方式對時間管理的影響情緒調節自我效能感的中介分析。結果發現積極應對方式、時間管理和情緒調節自我效能感路徑系數顯著。這說明積極應對方式直接影響時間管理，同時可通過情緒調節自我效能感間接影響時間管理。這與周永紅和呂催芳等人(2014)發現自我效能感在研究生時間管理傾向與學習拖延行為之間起著中介作用存在部分研究結果一致。同時這與孔繁景和姜媛(2016)的研究發現大學生體育鍛煉通過情緒調節自我效能感間接地影響積極應對方式，其中自我效能感在體育鍛煉和應對方式之間存在部分中介作用的研究結果部分一致。綜合來看，積極應對方式對時間管理的影響中情緒調節自我效能感存在部分中介效應。這可能是因為情緒調節自我效能感較高的個體更能積極的面對問題，通過采用較積極的應對方式去管理時間。

五、結論

(1)大學生時間管理和應對方式、情緒調節自我效能感都存在顯著正相關。

(2)情緒調節自我效能感對時間管理有積極預期效果；積極應對方式對時間管理有積極預期效果。

(3)積極應對方式對時間管理的影響中情緒調節自我效能感起部分中介作用。