陳家勝

（平頂山學院 河南 平頂山 467000）

一、引言

近年來，學者對大學生學習倦怠進行了廣泛研究，取得了一些有價值的研究成果，但在學習倦怠的結構探索與量表編制方面，研究得還不深入。國外早期的學習倦怠量表是在職業(yè)倦怠量表的基礎上改編而成。Maslach倦怠量表（MBI：Maslach Burnout Inventory）是職業(yè)倦怠研究領域的經(jīng)典測量工具，確立了職業(yè)倦怠的三個維度：情感耗竭、玩世不恭、成就感降低[1]。Schaufeli等（1985）編制的學業(yè)倦怠量表遵循了MBI的三維結構，只是考慮學生特點，用“效能感降低”取代“成就感降低”，該量表實際上是MBI的學生版（MBI-SS：Maslach Burnout Inventory Student Survey）[2]。張瑩等（2005）[3]將MBI-SS修訂為中文版，三個分量表的名稱分別被譯為“衰竭”、“譏誚態(tài)度”、“效能感降低”，這是國內(nèi)第一個學習倦怠量表。連榕等（2005）[4]結合中國大學生的實際，將學習倦怠結構的三維結構命名為情緒低落、行為不當與成就感低，他所編制的《大學生學習倦怠調(diào)查量表》是目前國內(nèi)使用頻次最多的大學生學習倦怠測量工具。學習倦怠作為一種消極心理，具有夸文化、夸時代的特點。國外量表不盡符合中國本土文化，國內(nèi)量表多為多年以前編制，其中一些題項，如“我課后很少學習”，用于測量90后大學生的學習倦怠明顯缺乏效度。因此，修訂或重新編制大學生學習倦怠測量工具十分必要。本研究在探索和驗證學習倦怠結構的基礎上，編制大學生學習倦怠問卷，旨在為本領域內(nèi)的研究提供可靠、有效的測量工具。

二、方法

（一）初始問卷的形成

訪談30名90后大學生，讓他們回答開放式問題，如“當你對學習缺乏興趣卻又不得不為之時，有怎樣的感受？”，“當你對學習感到厭倦時，有怎樣的表現(xiàn)？”。將學生的回答情況概括為核心詞匯，然后將核心詞匯拓展為自陳語句，如“我覺得學習是一件乏味的事情”。同時召集8名學生干部，對《大學生學習倦怠調(diào)查量表》[4]中的20個題項逐一研討，只保留能反映90后大學生學習倦怠特征的題項。對以上兩個渠道獲得的題項進行歸并、整合，獲得一份由25個題項組成的初始問卷。各題項均采用likert五點記分法，“1”表示“完全不符合”，“5”表示“完全符合”；分數(shù)越高，表示學習倦怠程度越高。

（二）施測

鑒于初始問卷題項不多，本研究將預試和正式問卷的施測合并進行。采用分層抽樣方法抽取河南兩所本科院校的750名學生為被試，共收回有效問卷683份，有效率為91%。

（三）數(shù)據(jù)處理

對初始問卷的所有25個題項進行項目分析，刪除不合格的項目后剩余題項組成正式問卷。將數(shù)據(jù)分為兩個樣本：A樣本為奇數(shù)序號個案，B樣本為偶數(shù)序號個案。使用SPSS17.0對A樣本數(shù)據(jù)進行探索性因素分析，并檢驗各題項、各因子的信度；使用AMOS17.0對B樣本數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，并檢驗正式問卷的結構效度。

三、結果

（一）項目分析與探索性因素分析

計算初始問卷各題項得分與總分的相關，結果有4個題項與總分相關不顯著。取初始問卷總分最高的27%個個案為高分組，總分最低的27%個個案為低分組，對兩組被試各題項平均得分進行差異檢驗，結果7個題項平均分差異不顯著。刪除11個題項后得到由14個題項構成的正式問卷。

Bartlett球形檢驗結果KMO值為0.893（p<0.01），表明14個題項間具有明顯的結構性，適合進行因素分析。采用主成分分析法抽取公共因子，三個特征根大于1的主成分累計解釋14個題項得分總方差的58.22%，可作為公共因子。采用方差極大化法進行因子旋轉，得到題項與因子的對應關系：5個題項負荷于第一因子，5個題項負荷于第二因子，4個題項負荷于第三因子。參考以往學習倦怠量表的結構，將第一因子命名為耗竭，主要反映學習引起的情緒資源消耗程度及對學習活動的負性情感體驗程度；將第二因子命名為學習疏離，主要反映學生對學習活動的排斥程度及被動參與程度；將第三因子命名為自信不足，主要反映學生對自我學習能力的低估程度及成就感缺乏程度。

（二）驗證性因素分析

為驗證學習倦怠的三因素模型，另外提出兩個模型。單因素模型：14個題項均負荷在一個潛在因素上；二因素模型：鑒于因子1與因子2相關較高（r12=0.40），可能反映同一構面，將其合并為一個因子；這樣，14個題項負荷在兩個潛在因素上。表1顯示：三因素模型的各項擬合指標均優(yōu)于競爭模型，且均達到測量學要求。

（三）效度分析

依據(jù)修正指標大于4的標準，增列測量指標誤差項間的共變關系，獲得三個單向度模型。圖1顯示：三個單向度模型的卡方自由度比均小于2，p值均大于0.05，RMSEA值均小于0.08，GFI、AGFI值均大于0.90，各題項的因子載荷均大于0.71，表明模型的收斂效度佳。

表1 三個競爭模型的整體擬合指標（N=269）

圖1 耗竭、學習疏離、自信不足的單向度模型

為檢驗因子的區(qū)別效度，將因子兩兩組合并利用單群組生成兩個模型：未限制模型不界定任何參數(shù)限制；限制模型界定因子間的共變關系為1。表3顯示：各組未限制模型的χ2值均小于限制模型，且χ2差異量均達到極其顯著水平（p<0.001），表明未限制模型與限制模型有顯著不同，兩兩因子間的區(qū)別效度佳。

四、討論

本研究揭示了大學生學習倦怠的三維結構，這與以往研究結論一致。早期的學習倦怠量表將三個結構因子分別命名為“情感耗竭”、“玩世不恭”、“成就感降低”?！扒楦泻慕摺焙髞硐嗬^被演變?yōu)椤扒榫w耗竭”、“生理耗竭”、“心身衰竭”[5-6]，這說明倦怠狀態(tài)下的學習活動，既消耗情緒資源，又消耗生理資源，所以本研究統(tǒng)稱“耗竭”。以往量表將倦怠的行為因子命名為“玩世不恭”、“犬儒主義”和“行為不當”等?！巴媸啦还А?、“犬儒主義”更符合職業(yè)倦怠的特點，“行為不當”則過于泛化。本研究用“學習疏離”一詞概括學生對學習活動的排斥行為，似更為確切。學習活動帶來的正向情感體驗既有“成就感”，又有“效能感”，“成就感降低”、“效能感降低”實質(zhì)上是“自信不足”，故本研究將第三因子命名為“自信不足”。

表2 各因子的區(qū)別效度檢驗

本研究沒有專門進行同質(zhì)性信度檢驗，但問卷的信度是有保證的。單向度模型圖顯示，各題項的因子載荷均大于0.71，根據(jù)“信度系數(shù)等于因子載荷系數(shù)的平方”，各題項的信度系數(shù)均大于0.50，符合測量學要求。進一步計算各因子的組合信度分別為0.894，0.903，0.901，遠遠超過0.60的測量學標準，各因子的平均方差抽取量分別為0.629，0.651，0.697，遠遠超過0.50的測量學標準。

本研究在變量測量方面采取了程序控制方式，將不同因子的題項交叉排列，并對個別項目作反向表述，實施反向記分，目的在于減小系統(tǒng)共源偏差導致的系統(tǒng)誤差[7]。本研究未能在全國范圍內(nèi)嚴格抽樣，未來的研究應設法拓寬取樣的渠道和區(qū)域，并盡可能制定相配套的常模。

五、結論

（一）大學生學習倦怠是一個三維的結構，包括耗竭、學習疏離、自信不足。

（二）問卷的收斂效度和區(qū)分效度較佳，各題項及各因子的信度符合測量學要求。

［1］李永鑫，吳明證.工作倦怠的結構研究［J］.心理科學，2005，28（2）：454-457.

［2］Maslach C，Schaufeli WB&leiter MP.Job burnout.Annual Review of Psychology［J］.2001，52:397-422.

［3］張瑩，甘怡群，張軼文.MBI學生版的信效度檢驗及影響倦怠的學業(yè)特征［J］.中國臨床心理學雜志，2005，13（4）：383-385.

［4］連榕，楊麗嫻，吳蘭花.大學生的專業(yè)承諾、學習倦怠的關系與量表編制［J］.心理學報，2005，37（5）：632-636.

［5］楊麗嫻，連榕.學習倦怠的研究現(xiàn)狀及展望［J］.集美大學學報，2005，6（2）：54-57.

［6］胡俏，戴春林.中學生學習倦怠結構研究［J］.心理科學，2007，30（1）：162-164.

［7］王淑娟.心理測驗中正反向表述項目對量表效度的影響［J］.中國臨床心理學雜志，2009，17（5）：554-556.