楊志剛,白莉莉,張亭亭

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

高中生學習投入 應激和自我效能感的關系

楊志剛1,白莉莉2,張亭亭3

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

采用學習投入量表、青少年生活事件量表以及一般自我效能感量表對 228名高中生進行調(diào)查。發(fā)現(xiàn)樣本高中生整體學習投入水平一般;重點高中的學生學習投入水平及其活力、奉獻、專注三個維度顯著高于非重點高中學生;應激各維度與學習投入均呈顯著負相關;自我效能感與學習投入各維度均呈顯著正相關?；貧w分析表明自我效能感對學習投入及其三個因子有顯著的預測作用。

積極心理學;學習投入;應激;自我效能感

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

學習投入具有三個特征,即活力、奉獻和專注?；盍κ侵冈趯W習活動中能夠保持充沛的精力和體力,并且有能力去完成學習;奉獻指的是對學習的價值給予高度的肯定,學習時具有無限的熱情、自豪感和責任心;專注指的是學習時注意力能夠保持高度集中,完全沉浸在學習中,與學習活動融為一體而不會注意到外界因素或者時間的變化。以投入的三個維度為標準,Schaufeli編制了 Utrecht投入量表,之后又在 Utrecht量表的基礎上,編制了學習投入量表。國內(nèi)學者方來壇等人將后者進行了漢化,經(jīng)測量具有良好的信效度。[2]

國內(nèi)對于高中生學習投入水平及其影響因素的研究剛剛起步,相關研究并不多。張信勇等人的研究表明高中生學習投入與應激呈顯著負相關。[3]王雅倩的研究表明學習倦怠與自我效能感具有顯著的負相關。因為倦怠與投入的較大相對性,有研究者認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習投入水平的一般狀況和特點,并且探討高中生學習投入與應激和自我效能感之間的關系。

一、對象與方法

(一) 對象

對 300名來自衡水市一所重點中學和兩所非重點中學的高中生進行學習投入、應激和自我效能感測量。發(fā)放問卷 300份,回收 288份,經(jīng)篩選后得到有效問卷 228份。其中男生 92人、女生 136人;來自城市的 136人、來自農(nóng)村的 92人;文科 118人、理科 110人;來自重點中學的 122人、來自非重點中學的 106人。

(二) 工具

1.學習投入量表 采用由 Schaufeli編制的、經(jīng)方來壇等人漢化的學習投入量表。[2]該量表由 17個題目組成,包括三個因子,分別是活力、奉獻和專注。該量表描述學習中可能出現(xiàn)的積極感受,對感受出現(xiàn)頻率采用 7點計分,0代表從來沒有過,6代表十分頻繁。本次問卷調(diào)查中的α系數(shù)為 0.956,三個因子的α系數(shù)分別為:0.885、0.849、0.895。

2.應激量表 采用劉賢臣 1987年編制的《青少年生活事件量表》,該量表由 27個題目組成,包括人際壓力、學習壓力、受懲罰、喪失、健康適應和其他等六個方面的分量表,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個題目組成,只有一個維度,4級評分,本次調(diào)查中的α系數(shù)是 0.849。

二、結(jié)果

(一)樣本高中生學習投入的總體特點

調(diào)查結(jié)果表明,樣本高中生的總體學習投入水平為3.582±1.107,活力因子為 3.405±1.144,奉獻因子為3.783±1.143,專注因子的總體水平為 3.591±1.169。女生學習總體水平 (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 (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)三個維度的水平均顯著高于男生;重點中學的學生學習投入總體水平 (重點 3.987,非重點 3.114,t=6.447,p=0.000)及其活力 (重點3.838,非重點 2.905,t=6.711,p=0.000)、奉獻 (重點 4.206,非重點 3.296,t=6.528,p=0.000)、專注(重點 3.953,非重點 3.173,t=5.321,p=0.000)三個維度均顯著高于非重點中學的學生;而在學科上和生源上學習投入及其三個維度均無顯著差異。

(二)高中生學習投入與應激和自我效能感之間的相關分析

將學習投入及其三個維度、應激及其各維度和自我效能感一并作相關分析,結(jié)果見表 1。數(shù)據(jù)表明,應激及其人際關系因子、喪失因子、健康適應因子和其他因子與學習投入及其各因子都呈顯著負相關,學習壓力因子和受懲罰因子與學習投入及其活力和專注維度呈顯著負相關,自我效能感與學習投入及其三個維度均呈顯著正相關。

表 1 高中生學習投入與應激及自我效能感之間的相關分析

(三)應激對學習投入的回歸分析

為考察影響學習投入及其各因子的因素,進一步以學習投入及其各個維度為因變量,以應激及其六個因子為自變量作逐步回歸分析,結(jié)果見表 2。

表 2 高中生應激各因子對學習投入的多元回歸分析

從表 2可以看出,應激量表中的其他因子、受懲罰因子和學習壓力因子是學習投入的有效預測變量,聯(lián)合解釋17.3%的變異量。活力維度的有效預測變量是其他因子,解釋率為 13.5%,依次進入奉獻維度的是其他因子、受懲罰因子和健康適應因子,聯(lián)合解釋率為 13.4%,能有效預測專注維度的有其他因子、受懲罰因子和人際關系因子,聯(lián)合解釋 17.6%的變異量。

因為前面的統(tǒng)計結(jié)果表明重點學校與非重點學校的學生學習投入差異顯著,為了進一步考察顯著影響兩種學校學生學習投入水平的應激因素,將問卷的數(shù)據(jù)按學校種類不同分成兩份,分別針對每一份中的學習投入做多元回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),重點學校學生的學習投入的預測變量依次為學習壓力和其他因子變量,而非重點學校學生學習投入的重要預測變量分別是其他因子和受懲罰因子。

應用同樣的方法進一步考察男女生之間的差異,結(jié)果發(fā)現(xiàn),男生的學習投入回歸方程里只有其他因子一個預測變量,而女生的回歸方程預測變量依次是其他因子、受懲罰因子和學習壓力因子。

(四)自我效能感對學習投入及其各維度的回歸分析

自我效能感與學習投入及其各個維度均呈顯著正相關,那么自我效能感對于學習投入各維度的預測作用如何呢?表3清晰地說明了自我效能感對學習投入及其三個因子的預測作用。自我效能感對學習投入及其三個變量均有顯著的預測作用,對學習投入的解釋率為 13.5%,對活力的解釋率為 13.5%,對奉獻的解釋率為 14.7%,對專注的解釋率為9.8%。

表 3 自我效能感對學習投入及其各維度的回歸分析

三、討論

(一)高中生學習投入的一般特征

本研究表明,高中生學習投入處于學習投入量表中第二等級到第五等級之間,平均水平為 3.5,按照量表中從弱到強的七個等級做判斷的話,高中生的學習投入處于中等水平。這說明也許我們可以通過提高學生的學習投入水平來減少學生的學習時間和強度,這樣既保證了學習任務的完成又在一定程度上實現(xiàn)了減負的愿望。女生學習投入及其三個維度明顯高于男生,說明女生對學習能夠表現(xiàn)出更多的精力、能力、責任感、熱情、價值感并且能夠保持更多的注意力。重點中學的學生學習投入顯著高于非重點中學的學生,說明重點中學的學生對學習會投入更多的精力,也更有能力,對學習的意義和價值有著較深的認同,并很愿意全身心投入到學習中去。

(二)學習投入與應激的關系

相關分析及進一步的回歸分析表明,高中生學習投入與應激存在顯著負相關,即應激事件刺激越大越多,學習投入水平相應地越低。其他因子、受懲罰因子和學習壓力因子是學習投入總體水平的重要預測變量。

(三)學習投入與自我效能感的關系

本研究表明自我效能感與學習投入及其各個維度都有顯著的正相關,即自我效能感高的個體學習投入水平相對就比較高。回歸分析表明,自我效能感對學習投入中的奉獻維度預測作用最大,其次是活力,再次是專注。自我效能感高的人會對自己的學習能力以及學習的意義和價值有明確的認識,這樣就會對自己的學習活動進行宏觀把握,從而也就更容易取得學習上的成功,這樣又會反過來加強自我效能感。

有研究表明,自我效能感在學習倦怠和應激之間存在中介效應。即應激可以直接預測一部分學習倦怠的變異量,也可以通過自我效能感,與自我效能感一起預測一部分學習倦怠的變量。本研究曾試圖建立學習投入、自我效能感與應激之間的這種中介效應,但是結(jié)果表明自我效能感與應激之間的相關不顯著,不滿足中介效應成立的條件(三者之間兩兩顯著相關),因此證明學習投入和應激之間,自我效能感的中介效應不成立,至少不能顯著成立。但是應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)——分別顯著影響著學習投入水平,這一點是成立的。

(四)增進學習投入的可行性建議

根據(jù)研究結(jié)果,我們認為可以通過以下途徑增加高中生的學習投入水平:一是對學生要多鼓勵,少懲罰。懲罰是影響學習投入及其三個維度的重要因素,所以教師在日常工作中一定要慎用懲罰,并應注意把握懲罰的力度,多運用鼓勵的方式增強學生的學習興趣,從而提高學習投入水平。二是要加強心理健康教育,尤其需要加強人際關系輔導,包括學生之間、師生之間以及親子之間的人際關系輔導,加強抗挫能力教育,使學生形成良好的心態(tài),掌握克服困難的方法以及合理的情緒宣泄途徑;三是加強學校管理,充分保證學生的人身和財產(chǎn)安全,為學生完全投入學習創(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]方來壇,時 堪,張風華.中文版學習投入量表的信效度研究 [J].中國臨床心理學雜志,2008(6):618-620.

[3]張信勇,卞小華,徐光興.高中生學習投入及其與應激的關系 [J].中國健康心理學雜志,2008(11):246-248.

G632.42

A

1008-6471(2010)04-0093-03

2010-10-28

本文系河北省教育科學規(guī)劃項目“積極心理學視角下對高中生學習投入及其影響因素的研究”(編號:08010291)的研究成果之一。

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