楊志剛,白莉莉,張亭亭

(1.河北大學(xué) 教育學(xué)院,河北 保定 071002;2.河北衡水中學(xué),河北 衡水 053000;3.河北大學(xué) 學(xué)生處,河北 保定 071002)

高中生學(xué)習(xí)投入 應(yīng)激和自我效能感的關(guān)系

楊志剛1,白莉莉2,張亭亭3

(1.河北大學(xué) 教育學(xué)院,河北 保定 071002;2.河北衡水中學(xué),河北 衡水 053000;3.河北大學(xué) 學(xué)生處,河北 保定 071002)

采用學(xué)習(xí)投入量表、青少年生活事件量表以及一般自我效能感量表對(duì) 228名高中生進(jìn)行調(diào)查。發(fā)現(xiàn)樣本高中生整體學(xué)習(xí)投入水平一般;重點(diǎn)高中的學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平及其活力、奉獻(xiàn)、專注三個(gè)維度顯著高于非重點(diǎn)高中學(xué)生;應(yīng)激各維度與學(xué)習(xí)投入均呈顯著負(fù)相關(guān);自我效能感與學(xué)習(xí)投入各維度均呈顯著正相關(guān)。回歸分析表明自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)因子有顯著的預(yù)測(cè)作用。

積極心理學(xué);學(xué)習(xí)投入;應(yīng)激;自我效能感

隨著積極心理學(xué)在近年來(lái)的興起,投入 (engagement)正引起越來(lái)越多研究者的重視。投入是相對(duì)于倦怠提出的,倦怠與投入是對(duì)立的關(guān)系,但并不是完全的對(duì)立,而是兩種呈顯著負(fù)相關(guān)的心理狀態(tài),有著不同的預(yù)測(cè)變量和不同的作用。例如:倦怠調(diào)節(jié)的是健康和工作目標(biāo)之間的關(guān)系,而投入調(diào)節(jié)的是工作目標(biāo)和工作資源之間的關(guān)系,倦怠與健康和工作目標(biāo)相關(guān)而投入只與后者相關(guān)。[1]

學(xué)習(xí)投入具有三個(gè)特征,即活力、奉獻(xiàn)和專注?；盍κ侵冈趯W(xué)習(xí)活動(dòng)中能夠保持充沛的精力和體力,并且有能力去完成學(xué)習(xí);奉獻(xiàn)指的是對(duì)學(xué)習(xí)的價(jià)值給予高度的肯定,學(xué)習(xí)時(shí)具有無(wú)限的熱情、自豪感和責(zé)任心;專注指的是學(xué)習(xí)時(shí)注意力能夠保持高度集中,完全沉浸在學(xué)習(xí)中,與學(xué)習(xí)活動(dòng)融為一體而不會(huì)注意到外界因素或者時(shí)間的變化。以投入的三個(gè)維度為標(biāo)準(zhǔn),Schaufeli編制了 Utrecht投入量表,之后又在 Utrecht量表的基礎(chǔ)上,編制了學(xué)習(xí)投入量表。國(guó)內(nèi)學(xué)者方來(lái)壇等人將后者進(jìn)行了漢化,經(jīng)測(cè)量具有良好的信效度。[2]

國(guó)內(nèi)對(duì)于高中生學(xué)習(xí)投入水平及其影響因素的研究剛剛起步,相關(guān)研究并不多。張信勇等人的研究表明高中生學(xué)習(xí)投入與應(yīng)激呈顯著負(fù)相關(guān)。[3]王雅倩的研究表明學(xué)習(xí)倦怠與自我效能感具有顯著的負(fù)相關(guān)。因?yàn)榫氲∨c投入的較大相對(duì)性,有研究者認(rèn)為效能感也是工作投入的重要影響變量。

本研究主要考察高中生學(xué)習(xí)投入水平的一般狀況和特點(diǎn),并且探討高中生學(xué)習(xí)投入與應(yīng)激和自我效能感之間的關(guān)系。

一、對(duì)象與方法

(一) 對(duì)象

對(duì) 300名來(lái)自衡水市一所重點(diǎn)中學(xué)和兩所非重點(diǎn)中學(xué)的高中生進(jìn)行學(xué)習(xí)投入、應(yīng)激和自我效能感測(cè)量。發(fā)放問(wèn)卷 300份,回收 288份,經(jīng)篩選后得到有效問(wèn)卷 228份。其中男生 92人、女生 136人;來(lái)自城市的 136人、來(lái)自農(nóng)村的 92人;文科 118人、理科 110人;來(lái)自重點(diǎn)中學(xué)的 122人、來(lái)自非重點(diǎn)中學(xué)的 106人。

(二) 工具

1.學(xué)習(xí)投入量表 采用由 Schaufeli編制的、經(jīng)方來(lái)壇等人漢化的學(xué)習(xí)投入量表。[2]該量表由 17個(gè)題目組成,包括三個(gè)因子,分別是活力、奉獻(xiàn)和專注。該量表描述學(xué)習(xí)中可能出現(xiàn)的積極感受,對(duì)感受出現(xiàn)頻率采用 7點(diǎn)計(jì)分,0代表從來(lái)沒(méi)有過(guò),6代表十分頻繁。本次問(wèn)卷調(diào)查中的α系數(shù)為 0.956,三個(gè)因子的α系數(shù)分別為:0.885、0.849、0.895。

2.應(yīng)激量表 采用劉賢臣 1987年編制的《青少年生活事件量表》,該量表由 27個(gè)題目組成,包括人際壓力、學(xué)習(xí)壓力、受懲罰、喪失、健康適應(yīng)和其他等六個(gè)方面的分量表,本研究中α系數(shù)是 0.894。

3.自我效能感 采用由 Schwarzer和他的同事于 1971年編制的《一般自我效能感量表》(GSES),該量表由 10個(gè)題目組成,只有一個(gè)維度,4級(jí)評(píng)分,本次調(diào)查中的α系數(shù)是 0.849。

二、結(jié)果

(一)樣本高中生學(xué)習(xí)投入的總體特點(diǎn)

調(diào)查結(jié)果表明,樣本高中生的總體學(xué)習(xí)投入水平為3.582±1.107,活力因子為 3.405±1.144,奉獻(xiàn)因子為3.783±1.143,專注因子的總體水平為 3.591±1.169。女生學(xué)習(xí)總體水平 (女生 3.789,男生 3.274,t=-3.529,p=0.001)以及活力 (女生 3.614,男生 3.096,t=-3.436,p=0.001)、奉獻(xiàn) (女生 3.964,男生 3.515,t=-2.964,p=0.003)、專注 (女生 3.818,男生 3.253,t=-3.677,p=0.000)三個(gè)維度的水平均顯著高于男生;重點(diǎn)中學(xué)的學(xué)生學(xué)習(xí)投入總體水平 (重點(diǎn) 3.987,非重點(diǎn) 3.114,t=6.447,p=0.000)及其活力 (重點(diǎn)3.838,非重點(diǎn) 2.905,t=6.711,p=0.000)、奉獻(xiàn) (重點(diǎn) 4.206,非重點(diǎn) 3.296,t=6.528,p=0.000)、專注(重點(diǎn) 3.953,非重點(diǎn) 3.173,t=5.321,p=0.000)三個(gè)維度均顯著高于非重點(diǎn)中學(xué)的學(xué)生;而在學(xué)科上和生源上學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)維度均無(wú)顯著差異。

(二)高中生學(xué)習(xí)投入與應(yīng)激和自我效能感之間的相關(guān)分析

將學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)維度、應(yīng)激及其各維度和自我效能感一并作相關(guān)分析,結(jié)果見(jiàn)表 1。數(shù)據(jù)表明,應(yīng)激及其人際關(guān)系因子、喪失因子、健康適應(yīng)因子和其他因子與學(xué)習(xí)投入及其各因子都呈顯著負(fù)相關(guān),學(xué)習(xí)壓力因子和受懲罰因子與學(xué)習(xí)投入及其活力和專注維度呈顯著負(fù)相關(guān),自我效能感與學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)維度均呈顯著正相關(guān)。

表 1 高中生學(xué)習(xí)投入與應(yīng)激及自我效能感之間的相關(guān)分析

(三)應(yīng)激對(duì)學(xué)習(xí)投入的回歸分析

為考察影響學(xué)習(xí)投入及其各因子的因素,進(jìn)一步以學(xué)習(xí)投入及其各個(gè)維度為因變量,以應(yīng)激及其六個(gè)因子為自變量作逐步回歸分析,結(jié)果見(jiàn)表 2。

表 2 高中生應(yīng)激各因子對(duì)學(xué)習(xí)投入的多元回歸分析

從表 2可以看出,應(yīng)激量表中的其他因子、受懲罰因子和學(xué)習(xí)壓力因子是學(xué)習(xí)投入的有效預(yù)測(cè)變量,聯(lián)合解釋17.3%的變異量?；盍S度的有效預(yù)測(cè)變量是其他因子,解釋率為 13.5%,依次進(jìn)入奉獻(xiàn)維度的是其他因子、受懲罰因子和健康適應(yīng)因子,聯(lián)合解釋率為 13.4%,能有效預(yù)測(cè)專注維度的有其他因子、受懲罰因子和人際關(guān)系因子,聯(lián)合解釋 17.6%的變異量。

因?yàn)榍懊娴慕y(tǒng)計(jì)結(jié)果表明重點(diǎn)學(xué)校與非重點(diǎn)學(xué)校的學(xué)生學(xué)習(xí)投入差異顯著,為了進(jìn)一步考察顯著影響兩種學(xué)校學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平的應(yīng)激因素,將問(wèn)卷的數(shù)據(jù)按學(xué)校種類不同分成兩份,分別針對(duì)每一份中的學(xué)習(xí)投入做多元回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),重點(diǎn)學(xué)校學(xué)生的學(xué)習(xí)投入的預(yù)測(cè)變量依次為學(xué)習(xí)壓力和其他因子變量,而非重點(diǎn)學(xué)校學(xué)生學(xué)習(xí)投入的重要預(yù)測(cè)變量分別是其他因子和受懲罰因子。

應(yīng)用同樣的方法進(jìn)一步考察男女生之間的差異,結(jié)果發(fā)現(xiàn),男生的學(xué)習(xí)投入回歸方程里只有其他因子一個(gè)預(yù)測(cè)變量,而女生的回歸方程預(yù)測(cè)變量依次是其他因子、受懲罰因子和學(xué)習(xí)壓力因子。

(四)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入及其各維度的回歸分析

自我效能感與學(xué)習(xí)投入及其各個(gè)維度均呈顯著正相關(guān),那么自我效能感對(duì)于學(xué)習(xí)投入各維度的預(yù)測(cè)作用如何呢?表3清晰地說(shuō)明了自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)因子的預(yù)測(cè)作用。自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)變量均有顯著的預(yù)測(cè)作用,對(duì)學(xué)習(xí)投入的解釋率為 13.5%,對(duì)活力的解釋率為 13.5%,對(duì)奉獻(xiàn)的解釋率為 14.7%,對(duì)專注的解釋率為9.8%。

表 3 自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入及其各維度的回歸分析

三、討論

(一)高中生學(xué)習(xí)投入的一般特征

本研究表明,高中生學(xué)習(xí)投入處于學(xué)習(xí)投入量表中第二等級(jí)到第五等級(jí)之間,平均水平為 3.5,按照量表中從弱到強(qiáng)的七個(gè)等級(jí)做判斷的話,高中生的學(xué)習(xí)投入處于中等水平。這說(shuō)明也許我們可以通過(guò)提高學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平來(lái)減少學(xué)生的學(xué)習(xí)時(shí)間和強(qiáng)度,這樣既保證了學(xué)習(xí)任務(wù)的完成又在一定程度上實(shí)現(xiàn)了減負(fù)的愿望。女生學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)維度明顯高于男生,說(shuō)明女生對(duì)學(xué)習(xí)能夠表現(xiàn)出更多的精力、能力、責(zé)任感、熱情、價(jià)值感并且能夠保持更多的注意力。重點(diǎn)中學(xué)的學(xué)生學(xué)習(xí)投入顯著高于非重點(diǎn)中學(xué)的學(xué)生,說(shuō)明重點(diǎn)中學(xué)的學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)會(huì)投入更多的精力,也更有能力,對(duì)學(xué)習(xí)的意義和價(jià)值有著較深的認(rèn)同,并很愿意全身心投入到學(xué)習(xí)中去。

(二)學(xué)習(xí)投入與應(yīng)激的關(guān)系

相關(guān)分析及進(jìn)一步的回歸分析表明,高中生學(xué)習(xí)投入與應(yīng)激存在顯著負(fù)相關(guān),即應(yīng)激事件刺激越大越多,學(xué)習(xí)投入水平相應(yīng)地越低。其他因子、受懲罰因子和學(xué)習(xí)壓力因子是學(xué)習(xí)投入總體水平的重要預(yù)測(cè)變量。

(三)學(xué)習(xí)投入與自我效能感的關(guān)系

本研究表明自我效能感與學(xué)習(xí)投入及其各個(gè)維度都有顯著的正相關(guān),即自我效能感高的個(gè)體學(xué)習(xí)投入水平相對(duì)就比較高。回歸分析表明,自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入中的奉獻(xiàn)維度預(yù)測(cè)作用最大,其次是活力,再次是專注。自我效能感高的人會(huì)對(duì)自己的學(xué)習(xí)能力以及學(xué)習(xí)的意義和價(jià)值有明確的認(rèn)識(shí),這樣就會(huì)對(duì)自己的學(xué)習(xí)活動(dòng)進(jìn)行宏觀把握,從而也就更容易取得學(xué)習(xí)上的成功,這樣又會(huì)反過(guò)來(lái)加強(qiáng)自我效能感。

有研究表明,自我效能感在學(xué)習(xí)倦怠和應(yīng)激之間存在中介效應(yīng)。即應(yīng)激可以直接預(yù)測(cè)一部分學(xué)習(xí)倦怠的變異量,也可以通過(guò)自我效能感,與自我效能感一起預(yù)測(cè)一部分學(xué)習(xí)倦怠的變量。本研究曾試圖建立學(xué)習(xí)投入、自我效能感與應(yīng)激之間的這種中介效應(yīng),但是結(jié)果表明自我效能感與應(yīng)激之間的相關(guān)不顯著,不滿足中介效應(yīng)成立的條件(三者之間兩兩顯著相關(guān)),因此證明學(xué)習(xí)投入和應(yīng)激之間,自我效能感的中介效應(yīng)不成立,至少不能顯著成立。但是應(yīng)激和自我效能感這兩種變量——一種是外在刺激,一種是內(nèi)在特質(zhì)——分別顯著影響著學(xué)習(xí)投入水平,這一點(diǎn)是成立的。

(四)增進(jìn)學(xué)習(xí)投入的可行性建議

根據(jù)研究結(jié)果,我們認(rèn)為可以通過(guò)以下途徑增加高中生的學(xué)習(xí)投入水平:一是對(duì)學(xué)生要多鼓勵(lì),少懲罰。懲罰是影響學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)維度的重要因素,所以教師在日常工作中一定要慎用懲罰,并應(yīng)注意把握懲罰的力度,多運(yùn)用鼓勵(lì)的方式增強(qiáng)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣,從而提高學(xué)習(xí)投入水平。二是要加強(qiáng)心理健康教育,尤其需要加強(qiáng)人際關(guān)系輔導(dǎo),包括學(xué)生之間、師生之間以及親子之間的人際關(guān)系輔導(dǎo),加強(qiáng)抗挫能力教育,使學(xué)生形成良好的心態(tài),掌握克服困難的方法以及合理的情緒宣泄途徑;三是加強(qiáng)學(xué)校管理,充分保證學(xué)生的人身和財(cái)產(chǎn)安全,為學(xué)生完全投入學(xué)習(xí)創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。

[1]SchaufeliWB,BakkerAB.Job demands,job resources and their relationship with burnout and engagement:a multi-sample study[J].Journal of Organizational Behavior,2004(3):293-315.

[2]方來(lái)壇,時(shí) 堪,張風(fēng)華.中文版學(xué)習(xí)投入量表的信效度研究 [J].中國(guó)臨床心理學(xué)雜志,2008(6):618-620.

[3]張信勇,卞小華,徐光興.高中生學(xué)習(xí)投入及其與應(yīng)激的關(guān)系 [J].中國(guó)健康心理學(xué)雜志,2008(11):246-248.

G632.42

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1008-6471(2010)04-0093-03

2010-10-28

本文系河北省教育科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“積極心理學(xué)視角下對(duì)高中生學(xué)習(xí)投入及其影響因素的研究”(編號(hào):08010291)的研究成果之一。

楊志剛 (1977—),男,河北遷安人,河北大學(xué)教育學(xué)院講師,主要從事基礎(chǔ)心理研究。