徐 創(chuàng) 隋 紅

“倦怠”的研究始于20世紀70年代，那時的研究主要集中在職業(yè)領(lǐng)域［1］。隨著學(xué)習(xí)中倦怠現(xiàn)象逐漸被人們所認識，學(xué)習(xí)倦怠也有了明確的定義，即“學(xué)生對學(xué)習(xí)沒有興趣或缺乏動力卻又不得不為之時，就會感到厭煩，從而產(chǎn)生一種身心俱疲的心理狀態(tài)，并消極對待學(xué)習(xí)活動的狀態(tài)”［2］。學(xué)習(xí)倦怠的出現(xiàn)與很多因素都有關(guān)，主觀幸福感、人格因素、應(yīng)對方式都可以有效的預(yù)測學(xué)習(xí)倦怠［3］。其中應(yīng)對方式被認為是影響學(xué)習(xí)倦怠的一個重要因素。李曉軍等人的研究顯示，不同水平的應(yīng)對方式在學(xué)習(xí)倦怠的各維度差異均顯著，表現(xiàn)出應(yīng)對方式越積極、學(xué)習(xí)倦怠水平越低的共同趨勢［4-5］。

學(xué)習(xí)倦怠的研究仍處于單一關(guān)系研究的模式之中。應(yīng)對方式是人格特征在應(yīng)激反應(yīng)中的映射［6］，研究應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的影響是直接的測量方法，反映的是學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的程度，具有個體屬性和跨時空的一致性［7］，間接的方法是考察解釋風(fēng)格［8］，即學(xué)生內(nèi)在的認知因素，因此，自我效能感可以說是影響個體行為和對重要結(jié)果形成預(yù)期的一個最遠端的因素，而特質(zhì)應(yīng)對方式會產(chǎn)生目標是可以直接達到的，是一個近端的因素，可以說特質(zhì)應(yīng)對方式更多地受自我效能感中介的影響。

大學(xué)期間專業(yè)知識和技能的掌握，對大學(xué)生走向社會，謀求生存尤為關(guān)鍵。如果出現(xiàn)學(xué)習(xí)倦怠，必然會嚴重地影響他們的學(xué)習(xí)質(zhì)量和未來發(fā)展［9］。已有研究表明，大學(xué)生在一定程度上存在學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)象，盡管還沒有達到嚴重化的程度，但是形勢也不容樂觀［10］。本研究試圖從大學(xué)生的內(nèi)在特質(zhì)出發(fā)，探討近端因素特質(zhì)應(yīng)對方式、遠端因素自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠三者之間的關(guān)系路徑。

1 對象與方法

1．1 對象 研究對象是大學(xué)生群體。在中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)隨機發(fā)放問卷359份，有效問卷344份(95．8%)。其中男生215人，女生129人;獨生子女122人，非獨生子女222人;農(nóng)村學(xué)生223人，縣城(鎮(zhèn))72人，大中城市49人;文科85人，理工科259人。

1．2 方法

1．2．1 特質(zhì)應(yīng)對方式問卷(TCSQ) 該問卷是自評問卷，由20條反映應(yīng)對特點的項目組成，其中積極應(yīng)對與消極應(yīng)對各含10個條目，采用5級評分。積極應(yīng)對與消極應(yīng)對的克隆巴赫α系數(shù)分別為0．69和0．70，重測相關(guān)系數(shù)分別是0．75和0．65，顯示該特質(zhì)應(yīng)對方式問卷有合適的信、效度支持［7］。

1．2．2 一般自我效能感量表(GSES) 最早的德文版系由Ralf Schwarzer教授和他的同事于1981年編制完成。中文版的GSES最早由張建新和Schwarzer于1995年在香港的一年級大學(xué)生中使用。GSES共10個項目，采用李克特5點量表形式，至今中文版GSES已被證明具有良好的信度和效度。

1．2．3 大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表(連榕編) 該量表采用5級評分制，包括20個項目，分別為情緒低落8個題目、行為不當(dāng)6個題目和成就感低6個題目。該量表3個分量表與總量表之間的相關(guān)為 0．914、0．799、0．704(P ＜ 0．001)，總體的克隆巴赫α系數(shù)為0．865，各維度的α系數(shù):情緒低落0．812，行為不當(dāng)0．704，成就感低0．731，證明該量表結(jié)構(gòu)效度良好，內(nèi)部一致性信度較高。

1．3 統(tǒng)計處理 將問卷分類篩選，剔除漏選錯選問卷和匆忙作答問卷，并將數(shù)據(jù)輸入到SPSS 17．0，運用單因素方差分析、回歸分析等方法對數(shù)據(jù)進行分析處理。

2 結(jié)果

2．1 不同特質(zhì)應(yīng)對方式的大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠得分比較 將所有被試的消極特質(zhì)應(yīng)對方式和積極特質(zhì)應(yīng)對方式總分分別按升序排列，篩選前27%的被試為低分組(得分低于32分)，后27%的被試為高分組(得分高于36分)，中間56%的被試為中間組(得分為32～36分)。

在學(xué)習(xí)倦怠上，不同水平消極特質(zhì)應(yīng)對方式的大學(xué)生存在顯著差異，事后多重比較表明:消極特質(zhì)應(yīng)對方式水平越高，其學(xué)習(xí)倦怠水平也越高;同樣，在學(xué)習(xí)倦怠上，不同水平積極特質(zhì)應(yīng)對方式的大學(xué)生也存在顯著差異，但事后多重比較發(fā)現(xiàn):積極特質(zhì)應(yīng)對方式水平越高的大學(xué)生，其學(xué)習(xí)倦怠水平越低，見表1，表2。

2．2 一般自我效能感的中介分析

表1 消極特質(zhì)應(yīng)對方式學(xué)習(xí)倦怠得分比較()

表1 消極特質(zhì)應(yīng)對方式學(xué)習(xí)倦怠得分比較()

項 目 ①較低(n=63) ②一般(n=201) ③較高(n=80) F 事后多重比較學(xué)習(xí)倦怠 50．98±10．23 57．26±8．69 61．15±9．72 21．54＊＊＊ ① ＜② ＜ ③學(xué)習(xí)倦怠情感維度 19．63±5．19 23．44±4．60 26．46±5．40 34．11＊＊＊ ① ＜② ＜ ③學(xué)習(xí)倦怠行為維度 16．62±3．66 18．09±3．44 19．23±3．70 9．54＊＊＊ ① ＜② ＜ ③

表2 積極特質(zhì)應(yīng)對方式學(xué)習(xí)倦怠得分比較()

表2 積極特質(zhì)應(yīng)對方式學(xué)習(xí)倦怠得分比較()

項 目 ①較低(n=106) ②一般(n=137) ③較高(n=101) F 事后多重比較學(xué)習(xí)倦怠 59．67±8．52 56．95±9．56 54．32±10．58 8．09＊＊＊ ③ ＜② ＜ ①學(xué)習(xí)倦怠成就感維度 17．19±3．26 15．34±2．69 13．89±2．96 32．58＊＊＊ ③ ＜② ＜ ①

2．2．1 在積極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測中，一般自我效能感起完全中介作用 首先，采用一元線性回歸，把積極特質(zhì)應(yīng)對方式(X)作為自變量，一般自我效能感(M)、學(xué)習(xí)倦怠(Y)作為因變量進行回歸分析;然后采用二元回歸，讓一般自我效能感(M)作為自變量，與積極特質(zhì)應(yīng)對方式(X)同時進入回歸方程，觀察Beta值的變化，一般自我效能感(M)的中介效應(yīng)分析結(jié)果(標準化解)，見表3。

表3 大學(xué)生積極特質(zhì)應(yīng)對方式、一般自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析()

表3 大學(xué)生積極特質(zhì)應(yīng)對方式、一般自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析()

自變量 標準回歸方程 回歸系數(shù)檢驗第一步 Y=-0．244X SE=0．109，t=-4．661＊＊＊第二步 M=0．566X SE=0．049，t=12．692＊＊＊第三步 Y=-0．289M SE=0．117，t=-4．685＊＊＊Y=-0．081X SE=0．129，t =-1．308

由于前面3個t檢驗都顯著，第4個t檢驗的結(jié)果不顯著，故可以判斷積極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的影響中，一般自我效能感起著完全中介的作用。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為 0．566*0．289/0．244=0．670。一般自我效能感的中介效應(yīng)模型，見圖1。

圖1 一般自我效能感的中介模型

2．2．2 在消極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測中，一般自我效能感不起中介作用 首先，采用一元線性回歸，把消極特質(zhì)應(yīng)對方式(U)作為自變量，一般自我效能感(M)、學(xué)習(xí)倦怠(Y)作為因變量進行回歸分析;然后采用二元回歸，讓一般自我效能感(M)作為自變量，與消極特質(zhì)應(yīng)對方式(U)同時進入回歸方程，觀察Beta值的變化，見表4。

表4 大學(xué)生消極特質(zhì)應(yīng)對方式、一般自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析()

表4 大學(xué)生消極特質(zhì)應(yīng)對方式、一般自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析()

自變量 標準回歸方程 回歸系數(shù)檢驗第一步 Y=0．397U SE=0．110，t=8．010＊＊＊第二步 M=-0．063U SE=0．063，t=-1．167第三步 Y=-0．311M SE=0．089，t=-6．640＊＊＊Y=0．378X SE=0．103，t=8．065＊＊＊

由于第二步檢驗結(jié)果不顯著(即M對U的回歸系數(shù)不顯著)，故需要根據(jù)溫忠麟提出的中介效應(yīng)檢驗程序，進行Sobel檢驗。進一步檢驗表明，一般自我效能感的中介效應(yīng)不顯著。

3 討論

3．1 特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的影響 本研究發(fā)現(xiàn)，不同水平消極特質(zhì)應(yīng)對方式學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠及其情緒、行為維度存在顯著差異。李曉軍等人也曾研究過師范生，發(fā)現(xiàn)應(yīng)對方式是師范類大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的重要影響因素，不同的應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的不同維度產(chǎn)生影響［4］?？赡芤驗橄麡O特質(zhì)應(yīng)對方式的個體遇到問題，容易糾結(jié)其中，進而影響到其他事情，因此在學(xué)習(xí)中可能因為家長的期望、外界的壓力等造成情緒上的困擾。此外，消極特質(zhì)應(yīng)對方式的人遇到困難時，往往采用退縮、回避的方式，因此遇到學(xué)習(xí)困難時也會有類似行為方式。

積極特質(zhì)應(yīng)對方式的個體通常自身具有樂觀的品質(zhì)，相信困難和挫折可以鍛煉人，傾向于采用積極的態(tài)度和方式去處理問題，從而能夠?qū)⑾麡O的因素轉(zhuǎn)化為積極因素，因此在學(xué)習(xí)中也是這樣，積極特質(zhì)應(yīng)對方式的學(xué)生傾向于克服困難、解決問題，當(dāng)任務(wù)完成、問題被成功解決之后，更加激勵自己，產(chǎn)生巨大的成就感。因此在學(xué)習(xí)倦怠及其成就感維度上，不同水平積極特質(zhì)應(yīng)對方式的學(xué)生存在著顯著差異。

3．2 一般自我效能感在特質(zhì)應(yīng)對方式與學(xué)習(xí)倦怠中的中介效應(yīng) 本研究顯示，在積極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測中，一般自我效能感起完全中介作用;而在消極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測中，一般自我效能感不起中介作用。出現(xiàn)這種情況說明積極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的影響主要是通過影響一般自我效能感完成的，積極特質(zhì)應(yīng)對方式首先提升了學(xué)生的一般自我效能感水平，從而降低了學(xué)習(xí)倦怠的水平;而消極特質(zhì)應(yīng)對方式對學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的影響可能因消極應(yīng)對造成的其他后果(如掛科、學(xué)習(xí)困難等)，導(dǎo)致了學(xué)習(xí)倦怠的出現(xiàn)。

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