章鵬程 劉 毅 路 紅

（1上海師范大學(xué)教育學(xué)院，上海 200234；2廣州大學(xué)教育學(xué)院，廣州 510006）

中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響：影響因素及其中介效應(yīng)

章鵬程1劉 毅2路 紅2

（1上海師范大學(xué)教育學(xué)院，上海 200234；2廣州大學(xué)教育學(xué)院，廣州 510006）

恢復(fù)體驗(yàn)是心理層面上對(duì)休息的感知。研究采用問(wèn)卷調(diào)查的方法對(duì)2600名中學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，目的在于探索學(xué)習(xí)投入與恢復(fù)體驗(yàn)的關(guān)系以及恢復(fù)體驗(yàn)的影響因素，并進(jìn)一步分析恢復(fù)體驗(yàn)在影響因素和學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)。結(jié)果表明：中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)；一般自我效能感和分割傾向顯著正向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)，時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)；一般自我效能感、時(shí)間壓力、分割傾向和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍都能通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)影響中學(xué)生學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。

中學(xué)生；恢復(fù)體驗(yàn)；學(xué)習(xí)投入；中介效應(yīng)

1 引言

Schaufeli等人將學(xué)習(xí)投入定義為學(xué)生在學(xué)習(xí)過(guò)程中的一種持續(xù)的、充滿積極情感的狀態(tài)，以活力、奉獻(xiàn)和專(zhuān)注為三個(gè)核心維度［1］。這一概念最初是引自工作領(lǐng)域中工作投入這一概念，近年來(lái)在如何促進(jìn)工作投入等積極心理學(xué)研究領(lǐng)域，產(chǎn)生了一個(gè)新的相關(guān)概念——恢復(fù)體驗(yàn)。最早人們關(guān)注的是生理的恢復(fù)，認(rèn)為恢復(fù)是指?jìng)€(gè)體的生理狀態(tài)恢復(fù)到壓力前水平，使身體機(jī)能系統(tǒng)的反應(yīng)參數(shù)持續(xù)上升的過(guò)程［2］。而恢復(fù)體驗(yàn)的定義是一個(gè)促進(jìn)個(gè)體補(bǔ)充資源使身體和心理機(jī)能得到恢復(fù)的心理過(guò)程，強(qiáng)調(diào)的是從心理層面上對(duì)恢復(fù)的感知，包含心理脫離、放松體驗(yàn)、掌握體驗(yàn)和控制體驗(yàn)四個(gè)維度。心理脫離是指?jìng)€(gè)體心理上與工作脫離，在非工作時(shí)間里不從事、也不想與工作有關(guān)的任何事情；放松體驗(yàn)是指?jìng)€(gè)體處于一種休閑狀態(tài)；掌握體驗(yàn)是指?jìng)€(gè)體參加一些有挑戰(zhàn)性并且能夠?qū)W會(huì)新技能的活動(dòng)；控制體驗(yàn)是指?jìng)€(gè)體對(duì)他的日常生活有控制的愿望，可以描述為個(gè)體有資格從兩個(gè)或者更多的選擇中做出決定［3］。很多的研究都已經(jīng)證明，恢復(fù)體驗(yàn)?zāi)苷蝾A(yù)測(cè)工作投入。例如，Kühnel和Sonnentag對(duì)德國(guó)教師的研究顯示，放松體驗(yàn)?zāi)軌蛱岣吖ぷ魍度耄档凸ぷ骶氲。?］。

恢復(fù)體驗(yàn)具有兩大理論基礎(chǔ)：努力—恢復(fù)模型［5］和資源保存理論［6］。努力—恢復(fù)模型認(rèn)為在工作中努力付出將會(huì)導(dǎo)致身體、行為和主觀上的負(fù)荷反應(yīng)，使個(gè)體身心機(jī)能下降。而當(dāng)個(gè)體不再工作時(shí)，負(fù)荷反應(yīng)（如疲勞）將會(huì)降低，恢復(fù)將會(huì)發(fā)生。根據(jù)這個(gè)模型可知，個(gè)體身心機(jī)能系統(tǒng)不處于工作狀態(tài)是恢復(fù)能夠發(fā)生的重要前提。資源保存理論認(rèn)為人們總是力求獲得、維持和保護(hù)自身資源［3，7］。 資源可以是外在實(shí)體，如物體和錢(qián)財(cái)；也可以是內(nèi)在屬性，如個(gè)人特質(zhì)和能量。當(dāng)面對(duì)工作壓力和工作要求時(shí)，個(gè)體資源會(huì)被遣用而消耗。因?yàn)樽陨碣Y源的耗損，個(gè)體會(huì)感受到壓力，身心機(jī)能將會(huì)降低。為了從壓力中恢復(fù)，個(gè)體必須獲得新的資源以補(bǔ)充被消耗掉的資源，從而促進(jìn)個(gè)體身心機(jī)能的提升。

良好的恢復(fù)體驗(yàn)?zāi)軌蚱鸬酱龠M(jìn)工作投入的作用，那么哪些因素會(huì)影響到恢復(fù)體驗(yàn)的效果呢？Sonnentag和Fritz的研究表明，工作要求 （時(shí)間壓力、加班等）會(huì)抑制恢復(fù)體驗(yàn)［3］。工作量和時(shí)間壓力可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)心理脫離［8］。當(dāng)工作量越大時(shí)，員工需要更長(zhǎng)的時(shí)間才能完成工作，甚至可能在日常工作時(shí)間內(nèi)無(wú)法完成所有工作，當(dāng)員工意識(shí)到將會(huì)有大量工作要做甚至難以完成時(shí)，很難實(shí)現(xiàn)心理脫離。為了完成工作，他們可能會(huì)加班甚至把工作帶回家完成。根據(jù)努力—恢復(fù)模型可知，在非工作時(shí)間付出更多的努力，不利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)。Kinnunen和Feldt的研究表明，隨著工作中時(shí)間壓力的增加，無(wú)法在非工作時(shí)間獲得心理脫離的員工的比例也相應(yīng)增加。說(shuō)明無(wú)論是高工作量還是單位時(shí)間內(nèi)任務(wù)量多都會(huì)影響到員工的恢復(fù)體驗(yàn)效果［9］。Eden指出，擁有高自我效能感的個(gè)體相信他們自己能夠克服挑戰(zhàn)，因此他們能在休息時(shí)獲得更多的資源，能更好地運(yùn)用掌握體驗(yàn)使自己得到恢復(fù)［10］。Sonnentag和Kruel的研究結(jié)果表明，與自我效能感低的個(gè)體相比，自我效能感高的個(gè)體的恢復(fù)體驗(yàn)程度更高［11］。分割傾向是指?jìng)€(gè)體將兩種情境分割的程度，高分割傾向的個(gè)體，會(huì)將兩種情境分割，不會(huì)讓一種情境當(dāng)中的事件滲透到另一情境當(dāng)中。有著較高程度工作—家庭分割傾向的員工更容易實(shí)現(xiàn)心理脫離［12］。Derks和Bakke的研究顯示，智能手機(jī)的使用將會(huì)破壞個(gè)體原來(lái)構(gòu)建的分割傾向，干擾恢復(fù)體驗(yàn)的發(fā)生［13］。

通過(guò)上述相關(guān)研究可知工作量、時(shí)間壓力、自我效能感和分割傾向會(huì)影響到恢復(fù)體驗(yàn)的效果，而很多研究也已經(jīng)證實(shí)恢復(fù)體驗(yàn)?zāi)艽龠M(jìn)工作投入，那么恢復(fù)體驗(yàn)在這兩者之間起到什么作用呢？Derks，van Mierlo和 Schmitz對(duì)員工使用智能手機(jī)處理工作事務(wù)的研究發(fā)現(xiàn)：在非工作時(shí)間用智能手機(jī)處理工作事務(wù)與心理脫離呈負(fù)相關(guān)。心理脫離在使用智能手機(jī)處理工作事務(wù)和工作倦怠之間起到中介作用，能緩解由于使用智能手機(jī)而累積的負(fù)荷反應(yīng)，降低工作倦怠強(qiáng)度［14］。Pereira和Elfering采用日志法評(píng)估了60名全職員工的心理脫離水平，并采用連續(xù)動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)儀評(píng)估了這些員工睡眠時(shí)的精神生理指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)心理脫離部分中介了工作中的社會(huì)壓力與周末晚上的入眠時(shí)間以及睡眠破碎這兩項(xiàng)睡眠指標(biāo)的關(guān)系［15］。

綜上所述，個(gè)人的和環(huán)境中的相關(guān)因素都可能影響到恢復(fù)體驗(yàn)的效果，而恢復(fù)體驗(yàn)在相關(guān)前因變量和結(jié)果變量間起到中介作用。

目前國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究，所用對(duì)象主要都是企事業(yè)單位的員工。我國(guó)中學(xué)生是一龐大而又面臨著巨大壓力的群體，不僅應(yīng)從生理層面出發(fā)，關(guān)注他們是否有足夠的時(shí)間用于恢復(fù)，更應(yīng)該從心理層面出發(fā)，關(guān)注他們的恢復(fù)質(zhì)量。所以研究將恢復(fù)體驗(yàn)這一概念引入到中學(xué)生群體，從心理層面關(guān)注他們的恢復(fù)狀況，進(jìn)而為后續(xù)提高他們的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)和心理健康水平提供資料佐證和可參考性意見(jiàn)。具體研究主要包含以下幾個(gè)方面：首先，驗(yàn)證恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)能否提高中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。如果能提高中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)，那么進(jìn)一步驗(yàn)證影響員工恢復(fù)體驗(yàn)的相關(guān)因素是否同樣影響中學(xué)生的恢復(fù)體驗(yàn)效果。除了上文提到的影響因素外，根據(jù)中學(xué)生自身特點(diǎn)加入了班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍這一影響因素進(jìn)行驗(yàn)證因?yàn)橹袑W(xué)生面臨著中考和高考，班上的競(jìng)爭(zhēng)則是他們面對(duì)的最常見(jiàn)最直接的壓力源，與他們每天的學(xué)習(xí)和生活都息息相關(guān)。最后，進(jìn)一步檢驗(yàn)這些影響因素能否以恢復(fù)體驗(yàn)為中介，進(jìn)而影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。

2 研究方法

2．1 研究對(duì)象

研究選取了廣東、安徽、甘肅、河南、江蘇、湖南廣西和江西等省的中學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。共發(fā)放問(wèn)卷2600份，收回問(wèn)卷2416份，最后得到有效問(wèn)卷2137份，回收率為 89．08%，有效率為 88．45%。 參與調(diào)查中學(xué)生的具體情況詳見(jiàn)表1。

表1 被試描述性統(tǒng)計(jì)表（n＝2137）

2．2 研究工具

2．2．1 學(xué)習(xí)投入量表

采用Schaufeli等人編制的學(xué)習(xí)投入量表，共17個(gè)項(xiàng)目，包含三個(gè)維度：活力（6個(gè)項(xiàng)目）、奉獻(xiàn)（5個(gè)項(xiàng)目）和專(zhuān)注（6 個(gè)項(xiàng)目）［16］。 方來(lái)壇、時(shí)勘和張風(fēng)華研究得出總量表 α＝0．95［17］。 得分越高說(shuō)明學(xué)習(xí)更加投入。該量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0．91。

2．2．2 一般自我效能感量表

采用由Schwarzer等人編制，王才康等人翻譯修訂的中文版一般自我效能感量表（GSES），共10個(gè)項(xiàng)目，內(nèi)部一致性系數(shù) α＝0．87［18］。 得分越高表示一般自我效能感越強(qiáng)。該量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù) α 為 0．87。

2．2．3 學(xué)習(xí)任務(wù)壓力量表

采用陳旭編制的中學(xué)生學(xué)業(yè)壓力源量表，共6個(gè)項(xiàng)目，包含5個(gè)因素，分別是任務(wù)要求壓力、挫折壓力、競(jìng)爭(zhēng)壓力、期望壓力和自我發(fā)展壓力［19］。得分越高，表示壓力越大。根據(jù)本研究的目的，選取5個(gè)維度中的任務(wù)要求壓力作為測(cè)量學(xué)習(xí)任務(wù)壓力的測(cè)量工具，該任務(wù)要求壓力的二階維度包括任務(wù)壓力、時(shí)間壓力和要求壓力三個(gè)子維度，內(nèi)部一致性系數(shù)α＝0．85。得分越高說(shuō)明學(xué)習(xí)任務(wù)壓力越大。該量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0．83。

2．2．4 分割傾向問(wèn)卷

Kreiner編制了員工分割傾向問(wèn)卷，共四個(gè)項(xiàng)目，α＝0．91［20］。 本研究通過(guò)翻譯，將問(wèn)卷中與員工工作相關(guān)詞匯換成與學(xué)生學(xué)習(xí)相關(guān)詞匯，修訂成適合中學(xué)生使用的分割傾向問(wèn)卷。得分越高說(shuō)明將學(xué)習(xí)時(shí)間和非學(xué)習(xí)時(shí)間分割得越清晰。對(duì)翻譯修訂后的分割傾向問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，根據(jù)表2中的各項(xiàng)擬合指標(biāo)可知，修訂后的分割傾向問(wèn)卷擬合度較優(yōu)，符合心理測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。該量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0．89。

表2 分割傾向驗(yàn)證性因素分析擬合指標(biāo)

2．2．5 班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍問(wèn)卷

采用江光榮編制的我的班級(jí)調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷包括師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系、秩序紀(jì)律、競(jìng)爭(zhēng)和學(xué)習(xí)負(fù)擔(dān)5個(gè)維度，共38個(gè)項(xiàng)目。得分越高說(shuō)明班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍越激烈，內(nèi)部一致性系數(shù) α＝0．93［21］。 根據(jù)本研究的目的，選取問(wèn)卷中的競(jìng)爭(zhēng)維度作為班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍的測(cè)量工具，一共7個(gè)項(xiàng)目。該分量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0．83。

2．2．6 情緒狀態(tài)量表

采用Watson等編制的正性負(fù)性情緒量表。量表包含兩個(gè)維度：正性情緒和負(fù)性情緒。其α系數(shù)為0．87［22］。該量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)α為0．78。

2．2．7 中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)量表

由于目前的恢復(fù)體驗(yàn)量表測(cè)量對(duì)象都是針對(duì)企事業(yè)單位員工，并不能直接用于對(duì)中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)的測(cè)量，所以本研究采用自編的中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)量表，共20題。包括心理脫離、掌握體驗(yàn)、情緒表達(dá)、控制體驗(yàn)和放松體驗(yàn)五個(gè)維度，采用李克特5點(diǎn)計(jì)分方式。 各維度內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0．81、0．78、0．79、0．76 和 0．75，總量表內(nèi)部一致性系數(shù)為 0．81。

量表的編制經(jīng)過(guò)文獻(xiàn)分析、開(kāi)放式問(wèn)卷和深度訪談形成初始項(xiàng)目，整理成初始問(wèn)卷。再對(duì)初始問(wèn)卷進(jìn)行試測(cè)，試測(cè)對(duì)象為廣東省和安徽省的中學(xué)生共計(jì)800人，采用SPSS19．0對(duì)試測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因素分析，刪除沒(méi)有區(qū)分度的項(xiàng)目，并確定量表基本維度，形成一份完整量表。然后對(duì)修訂后的量表進(jìn)行再測(cè)，再測(cè)對(duì)象為廣東、安徽、甘肅、河南、江蘇、湖南、廣西和江西省的近2600名中學(xué)生，采用AMOS17．0對(duì)再測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，確定量表維度模型的擬合情況，檢驗(yàn)維度劃分的合理性和適切性。根據(jù)表3結(jié)果可知，五因素模型的擬合度較好，說(shuō)明量表的五維度劃分合理，具有較好適配性；最后對(duì)量表進(jìn)行信效度分析，內(nèi)部一致性系數(shù)如上所述，都大于0．7的心理測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果可知，擬合指標(biāo)較好，說(shuō)明量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度，通過(guò)將情緒狀態(tài)作為效標(biāo)，五個(gè)維度和總量表都與情緒狀態(tài)具有顯著相關(guān) （r＝－0．081、0．358、0．308、0．247、0．278、0．355）， 說(shuō)明量表具有較好的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

表3 中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)五因素模型驗(yàn)證性因素分析擬合指標(biāo)

綜上所述，自編的中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)量表具有良好的信度和效度，符合心理測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，是一個(gè)合格的測(cè)量工具?？偭勘砦鍌€(gè)維度中的心理脫離指中學(xué)生心理層面上與學(xué)習(xí)脫離，表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)之外的時(shí)間里，不從事也不去想與學(xué)習(xí)有關(guān)的任何事情；掌握體驗(yàn)指中學(xué)生在學(xué)習(xí)之外的時(shí)間去參加一些具有挑戰(zhàn)性并且能夠?qū)W到新知識(shí)、新技能的活動(dòng)，例如，學(xué)習(xí)畫(huà)畫(huà)、跳舞、唱歌或者參加一次志愿者活動(dòng)等；情緒表達(dá)指中學(xué)生通過(guò)一定的方式和途徑將自己在學(xué)習(xí)中累積的負(fù)性情緒釋放出來(lái)，排解不安與焦慮，尋求社會(huì)支持的過(guò)程；控制體驗(yàn)指中學(xué)生在學(xué)習(xí)之外的時(shí)間對(duì)自己的一種自主體驗(yàn)，表現(xiàn)為在學(xué)習(xí)之外的時(shí)間里能夠自主選擇、自己決定要做什么以及怎么做，父母不會(huì)過(guò)多地干涉；放松體驗(yàn)指中學(xué)生的應(yīng)激水平降低，緊張的精神得到緩解，積極的情緒得到提高的過(guò)程。

2．3 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

采用 SPSS19．0、AMOS17．0 和 HLM7．0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

3 結(jié)果與分析

3．1 恢復(fù)體驗(yàn)與相關(guān)變量間的相關(guān)分析

對(duì)一般自我效能感、學(xué)習(xí)任務(wù)壓力的三個(gè)子維度（任務(wù)壓力、要求壓力和時(shí)間壓力）、分割傾向、恢復(fù)體驗(yàn)和學(xué)習(xí)投入七個(gè)研究變量進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 總體相關(guān)性矩陣

由上表可知：恢復(fù)體驗(yàn)與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)（r＝0．271），一般自我效能感與恢復(fù)體驗(yàn)呈顯著正相關(guān)（r＝0．384），學(xué)習(xí)任務(wù)壓力中的任務(wù)壓力和要求壓力與恢復(fù)體驗(yàn)的相關(guān)不顯著，時(shí)間壓力與恢復(fù)體驗(yàn)呈顯著負(fù)相關(guān)（r＝－0．088），分割傾向與恢復(fù)體驗(yàn)呈顯著正相關(guān)（r＝0．133）。

3．2 前因變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)影響情況分析

3．2．1 個(gè)體層面變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的層次回歸分析

表4中的結(jié)果顯示，一般自我效能感、時(shí)間壓力和分割傾向與恢復(fù)體驗(yàn)呈顯著相關(guān)，進(jìn)一步做層次回歸分析研究一般自我效能感、時(shí)間壓力和分割傾向?qū)謴?fù)體驗(yàn)的作用情況。將性別、年級(jí)作為控制變量進(jìn)入第一層回歸方程，控制變量和前因變量一起進(jìn)入第二層回歸方程。

在層次回歸分析中，前因變量為非連續(xù)性變量時(shí)，在投入回歸方程時(shí)應(yīng)先轉(zhuǎn)化為虛擬變量，以使間斷變量具有連續(xù)變量的特性，再進(jìn)入回歸方程。本研究中，控制變量都是間斷變量，所以需要首先轉(zhuǎn)化為虛擬變量，再進(jìn)入方程。分別以?xún)勺兞克街械呐统跻蛔鳛閰⒄战M，編碼為0，其他水平編碼為1。

為了避免三個(gè)前因變量之間的相互影響，研究對(duì)三個(gè)前因變量分別作了層次回歸分析。研究結(jié)果見(jiàn)表5。研究結(jié)果顯示：當(dāng)一般自我效能感作為前因變量時(shí)，第一層和第二層的回歸方程檢驗(yàn)都顯著（第一 層 ：F＝11．234，p＜0．001， 第 二 層 ：F ＝62．045，p 0．001）。 第二層的回歸系數(shù) β＝0．380，達(dá)到了顯著性水平，說(shuō)明一般自我效能感對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。第一層的 R2＝0．031，第二層的R20．169，ΔR2＝0．139，說(shuō)明一般自我效能感對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的變異解釋度為13．9%。當(dāng)時(shí)間壓力作為前因變量時(shí)，第一層和第二層的回歸方程檢驗(yàn)都顯著 （第一層：F＝11．234，p＜0．001，第二層：F＝11．860，p＜0．001）第二層的回歸系數(shù)β＝－0．086，達(dá)到了顯著性水平說(shuō)明時(shí)間壓力對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用第一層的 R2＝0．031，第二層的 R2＝0．038，ΔR2＝0．007說(shuō)明時(shí)間壓力對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的變異解釋度為0．7%。當(dāng)分割傾向作為前因變量時(shí)，第一層和第二層的回歸方程檢驗(yàn)都顯著（第一層：F＝11．234，p＜0．001，第二層 ：F＝14．314，p＜0．001）。 第 二 層 的 回 歸 系 數(shù) β 0．123，達(dá)到了顯著性水平，說(shuō)明分割傾向?qū)謴?fù)體驗(yàn)有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。第一層的R2＝0．031，第二層的 R2＝0．045，ΔR2＝0．014， 說(shuō)明分割傾向?qū)謴?fù)體驗(yàn)的變異解釋度為1．4%。

3．2．2 組織層面變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)影響的跨層分析

依據(jù)多層線性模型理論，要考察班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍這一組織層面變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的影響情況，需要將每一個(gè)班級(jí)的個(gè)體調(diào)查數(shù)據(jù)聚合到群體層面上，采用平均數(shù)作為其指標(biāo)。接下來(lái)研究采用兩個(gè)步驟分析班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的跨層級(jí)作用：第一步采用零模型檢驗(yàn)恢復(fù)體驗(yàn)在班級(jí)間的組間差異是否顯著；第二步，如果零模型顯示組間差異顯著，則建立班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的跨層級(jí)作用模型。

表5 個(gè)體層面變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的層次回歸分析

步驟一：零模型

L1：（恢復(fù)體驗(yàn)）ij＝β0j＋γijVar（γij）＝σ2

L2：β0j＝γ00＋μ0jVar（μ0j）＝τ00

零模型的結(jié)果顯示，組內(nèi)方差 σ2＝0．262，組間方差 τ00＝0．018，并且卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著（χ2＝181．49，p＜0．001），表明恢復(fù)體驗(yàn)在班級(jí)間的差異顯著。根據(jù)公式 ICC＝τ00／（τ00＋σ2），計(jì)算得到 ICC＝0．065，大于 0．06的標(biāo)準(zhǔn)要求［23］，說(shuō)明有必要進(jìn)行多層線性分析。

步驟二：跨層級(jí)作用分析

L1：（恢復(fù)體驗(yàn)）ij＝β0j＋γijVar（γij）＝σ2

L2：β0j＝γ00＋γ01（班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍）j＋μ0j

Var（μ0j）＝τ00

跨層級(jí)作用模型分析結(jié)果顯示，回歸系數(shù)γ01＝－0．227，并且在 0．01 水平上顯著，說(shuō)明班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)。與零模型相比，組間殘方差 τ00減少了 0．003（0．0183－0．0156）。 進(jìn)一步計(jì)算班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍的作用為0．148，說(shuō)明班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍可以解釋中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)班級(jí)間變異的14．75%（見(jiàn)表6）。

表6 班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的跨層級(jí)作用分析

通過(guò)對(duì)以上個(gè)體層面和組織層面變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的作用情況分析可知，一般自我效能感和分割傾向顯著正向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)，說(shuō)明個(gè)體具有較高的自我效能以及分割傾向時(shí)，個(gè)體的恢復(fù)體驗(yàn)效果較好；而時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)，說(shuō)明當(dāng)個(gè)體面對(duì)較高時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍時(shí)，個(gè)體的恢復(fù)體驗(yàn)效果較差。

3．3 間接作用效應(yīng)分析

3．3．1 個(gè)體層面變量通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)影響學(xué)習(xí)投入效應(yīng)分析

通過(guò)AMOS17．0構(gòu)建一個(gè)個(gè)體層面變量 （一般自我效能、時(shí)間壓力和分割傾向）通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)影響學(xué)習(xí)投入的總效應(yīng)模型（見(jiàn)圖1），通過(guò)表4可知一般自我效能感和分割傾向之間相關(guān)不顯著，所以?xún)烧唛g不畫(huà)雙向箭頭進(jìn)行共變分析。總體效應(yīng)模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)見(jiàn)表7。根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知，模型達(dá)到了非常好的擬合程度。再結(jié)合偏差校正的非參數(shù)百分位 Bootstrap 法［24］，對(duì)三組間接（中介）效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，抽取的Bootstrap樣本數(shù)量為5000。根據(jù)表8中的結(jié)果可知，一般自我效能→恢復(fù)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)投入的 95%置信區(qū)間是［0．054，0．090］，沒(méi)有包括 0，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)大小等于0．068；時(shí)間壓力→恢復(fù)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)投入的95%置信區(qū)間是［－0．027－0．009］，沒(méi)有包括 0，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)為－0．016；分割傾向→恢復(fù)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)投入的95%置信區(qū)間是［0．016，0．032］，沒(méi)有包括 0，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)大小為0．031。

通過(guò)總體模型的擬合和間接效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果可知，一般自我效能感、時(shí)間壓力和分割傾向都可以通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。

3．3．2 組織層面變量通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)影響學(xué)習(xí)投入的跨層級(jí)效應(yīng)分析

對(duì)班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍→恢復(fù)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)投入的跨層級(jí)效應(yīng)檢驗(yàn)程序如下：

表7 總體效應(yīng)模型擬合指標(biāo)

圖1 總體效應(yīng)模型

表8 三組間接效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析

（1）步驟一：零模型檢驗(yàn)

M1a：零模型（后果變量）

L1：（學(xué)習(xí)投入）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋μ0j

分析結(jié)果顯示：γ00＝2．940，組內(nèi)方差 σ2＝0．430，組間方差 τ00＝0．034， 并且卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著 （χ2＝206．11，p＜0．001），表明學(xué)習(xí)投入在班級(jí)間的差異顯著。 根據(jù)公式 ICC＝τ00／（τ00＋σ2）， 計(jì)算得到 ICC＝0．073，大于 0．06 的標(biāo)準(zhǔn)要求［23］，說(shuō)明有必要進(jìn)行多層線性分析。

M1b：零模型（中介變量）

L1：（恢復(fù)體驗(yàn)）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋μ0j

分析結(jié)果顯示：γ00＝3．154， 組內(nèi)方差 σ2＝0．262，組間方差 τ00＝0．018， 并且卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著 （χ2＝181．49，p＜0．001），表明恢復(fù)體驗(yàn)在班級(jí)間的差異顯著。 根據(jù)公式 ICC＝τ00／（τ00＋σ2）， 計(jì)算得到 ICC＝0．065，大于 0．06 的標(biāo)準(zhǔn)要求，說(shuō)明有必要進(jìn)行多層線性分析。

（2）步驟二：主效應(yīng)檢驗(yàn)

M2a：前因變量與后果變量的關(guān)系

L1：（學(xué)習(xí)投入）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋γc01（班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍j）＋μ0j

分析結(jié)果顯示：γc01＝－0．151，t＝－1．327，p＞0．05，說(shuō)明班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)學(xué)習(xí)投入的主效應(yīng)不顯著，所以按遮掩效應(yīng)理論，繼續(xù)進(jìn)行中介效應(yīng)分析。組內(nèi)方差σ2＝0．430，組間方差 τ00＝0．034，并且組間方差卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著（χ2＝203．87，p＜0．001）。

M2b：前因變量與中介變量的關(guān)系

L1：（恢復(fù)體驗(yàn)）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋γa01（班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍j）＋μ0j

分析結(jié)果顯示：γa01＝－0．227，t＝－2．763，p＜0．01，說(shuō)明班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)產(chǎn)生顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用。 組內(nèi)方差 σ2＝0．262，組間方差 τ00＝0．016，并且組間方差卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著（χ2＝157．81，p＜0．001）。

（3）步驟三：前因變量和中介變量對(duì)后果變量的同時(shí)效應(yīng)檢驗(yàn)

M3：中介效應(yīng)分析模型

L1：（學(xué)習(xí)投入）ij＝β0j＋β1j（恢復(fù)體驗(yàn)ij）＋γij

L2：β0j＝γ00＋γc'01（班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍j）＋μ0j

β1j＝γb10

分析結(jié)果顯示：γb10＝0．343，t＝8．887，p＜0．001，說(shuō)明恢復(fù)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生顯著的正向預(yù)測(cè)作用。因?yàn)棣胊01和γb10都達(dá)到顯著性水平，由此可知，班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)影響學(xué)習(xí)投入的間接效應(yīng)顯著。 γc'01＝－0．073，t＝－0．645，p＞0．05，說(shuō)明在加入中介變量以后，班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)沒(méi)有達(dá)到顯著性水平。組內(nèi)方差σ2＝0．399，組間方差τ00＝0．031， 并且組間方差卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著 （χ2＝201．04，p＜0．001），說(shuō)明還存在其他班級(jí)層面的變量解釋學(xué)習(xí)投入組織層面的變異。中介效應(yīng)的大小γa01γb10等于－0．078，中介效應(yīng)量 （γa01γb10）／（γa01γb10＋γc'01）等于 0．516。

4 討論

4．1 恢復(fù)體驗(yàn)與學(xué)習(xí)投入

關(guān)于恢復(fù)體驗(yàn)的相關(guān)研究最初來(lái)自企事業(yè)單位領(lǐng)域。Sonnentag和Kühnel研究表明，晚間的心理脫離將會(huì)提高一天的工作投入狀態(tài)［25］。Sonnentag等人對(duì)心理脫離和工作投入的研究發(fā)現(xiàn)，二者存在相關(guān)關(guān)系，恢復(fù)能夠提高員工的工作投入，反過(guò)來(lái)員工在工作中越投入，會(huì)減緩恢復(fù)時(shí)獲得的資源的消耗速度［26］。相對(duì)于工作投入，學(xué)生對(duì)應(yīng)的概念是學(xué)習(xí)投入。本研究中的研究結(jié)果也顯示，中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)，恢復(fù)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)投入狀態(tài)具有正向預(yù)測(cè)作用。所以根據(jù)研究結(jié)果可知，提高中學(xué)生的恢復(fù)體驗(yàn)效果，將有利于提高中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。

4．2 影響因素及中介效應(yīng)

根據(jù)個(gè)體層面和組織層面的研究結(jié)果可知，一般自我效能感、時(shí)間壓力、分割傾向和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)效果具有顯著的預(yù)測(cè)作用。

具體的研究結(jié)果顯示，一般自我效能感越高的學(xué)生，他們的恢復(fù)體驗(yàn)效果越好。Hobfoll的研究表明，擁有高自我效能感的個(gè)體，會(huì)相信他們有足夠的能力去面對(duì)工作壓力和工作要求，能夠很好地做到工作和非工作時(shí)的角色轉(zhuǎn)換［27］。當(dāng)中學(xué)生的自我效能感越高時(shí)，他們對(duì)自己的學(xué)習(xí)更加自信，對(duì)自己的學(xué)業(yè)持有更加積極的預(yù)期，更相信自己的努力能夠獲得良好的學(xué)習(xí)效果，在面對(duì)問(wèn)題和挑戰(zhàn)時(shí)也相信自己能夠處理好，顯得更加沉穩(wěn)。所以，在學(xué)習(xí)時(shí)間里，他們對(duì)于學(xué)習(xí)更加游刃有余，遇到問(wèn)題也能積極面對(duì)。在非學(xué)習(xí)時(shí)間里，由于對(duì)平常學(xué)習(xí)的自信，所以會(huì)將更多的精力用于恢復(fù)。而對(duì)于一般自我效能感低的學(xué)生，會(huì)擔(dān)心自己平時(shí)的努力還不夠，會(huì)想著在非學(xué)習(xí)時(shí)間里補(bǔ)缺補(bǔ)差，或者擔(dān)心非學(xué)習(xí)時(shí)間里不學(xué)習(xí)會(huì)影響自己的學(xué)習(xí)成績(jī)，或者即使在進(jìn)行恢復(fù)活動(dòng)，心里面也還是想著與學(xué)習(xí)有關(guān)的事情，根據(jù)努力—恢復(fù)模型和資源保存理論可知，這些都非常不利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)。

在學(xué)習(xí)任務(wù)壓力中，任務(wù)壓力和要求壓力都與恢復(fù)體驗(yàn)無(wú)顯著相關(guān)，只有時(shí)間壓力與恢復(fù)體驗(yàn)呈顯著負(fù)相關(guān)。當(dāng)時(shí)間壓力越大時(shí)，恢復(fù)體驗(yàn)效果越差。量表中測(cè)量的任務(wù)壓力不是簡(jiǎn)單的學(xué)業(yè)任務(wù)數(shù)量，而主要指的是學(xué)生對(duì)完成學(xué)業(yè)這一任務(wù)的難易感知。這不是一個(gè)對(duì)學(xué)生影響的短期變量，與要求壓力（指的是父母、老師對(duì)學(xué)生的期望，這種期望是長(zhǎng)期存在的）一樣，都屬于學(xué)生學(xué)習(xí)過(guò)程中長(zhǎng)期存在的變量。這些長(zhǎng)期存在的變量對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的影響不明顯。而量表中對(duì)時(shí)間壓力的測(cè)量，則主要反映的是由于任務(wù)量多或者學(xué)習(xí)時(shí)間不夠充裕導(dǎo)致的，這屬于短期變化的變量。Sonnentag和Fritz通過(guò)文獻(xiàn)分析指出工作量將會(huì)降低心理脫離水平［28］。本研究結(jié)果表明時(shí)間壓力越大，恢復(fù)體驗(yàn)效果越差。當(dāng)中學(xué)生面臨著大量的學(xué)業(yè)任務(wù)或者由于一些客觀原因使得真正用于學(xué)習(xí)的時(shí)間較少時(shí)，學(xué)生會(huì)由于在學(xué)習(xí)或非學(xué)習(xí)時(shí)間里需要高卷入度或較長(zhǎng)時(shí)間的學(xué)習(xí)而導(dǎo)致較嚴(yán)重的負(fù)荷反應(yīng)。根據(jù)努力—恢復(fù)模型和資源保存理論可知，負(fù)荷反應(yīng)的增加會(huì)提高個(gè)體情緒喚醒水平并且消耗個(gè)體內(nèi)部資源，不利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)。雖然時(shí)間壓力對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)的負(fù)向作用顯著，但解釋度（0．7%）較低，這點(diǎn)也是非常值得注意的。其主要原因可能是中學(xué)生基本都處于較高的時(shí)間壓力當(dāng)中，當(dāng)時(shí)間壓力沒(méi)有梯度時(shí)，會(huì)影響到回歸分析的解釋度。是否中學(xué)生群體的總體時(shí)間壓力都偏高，這點(diǎn)有待進(jìn)一步研究并且值得教育教學(xué)工作者注意。

學(xué)生的分割傾向越明顯，他們的恢復(fù)體驗(yàn)效果越好。Methot和LePine研究指出工作—家庭分割傾向較高的員工能更好地防止工作滲透到家庭領(lǐng)域，從而保證一定水平的心理脫離［29］。同樣，具有高分割傾向的中學(xué)生會(huì)在學(xué)習(xí)時(shí)間和非學(xué)習(xí)時(shí)間之間構(gòu)建一個(gè)無(wú)形的墻，不讓學(xué)習(xí)時(shí)間里的問(wèn)題過(guò)多地滲透到非學(xué)習(xí)時(shí)間里。這無(wú)形的墻使得學(xué)生能將學(xué)習(xí)和非學(xué)習(xí)時(shí)間分開(kāi)。這樣在非學(xué)習(xí)時(shí)間里，學(xué)生能較少地受到學(xué)習(xí)問(wèn)題的干擾，也就能夠更好地調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)時(shí)導(dǎo)致的負(fù)荷反應(yīng)，并采用相關(guān)方式促進(jìn)新資源的產(chǎn)生。負(fù)荷反應(yīng)的降低以及新資源的獲得，非常有利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)。

跨層級(jí)作用分析發(fā)現(xiàn)，班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)。班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍能解釋中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)班級(jí)間變異的14．75%。結(jié)果說(shuō)明，班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍越激烈，在非學(xué)習(xí)時(shí)間里，學(xué)生越難實(shí)現(xiàn)恢復(fù)體驗(yàn)班級(jí)的競(jìng)爭(zhēng)氛圍越激烈，為了不在這激烈的競(jìng)爭(zhēng)中輸?shù)?，學(xué)生會(huì)更加努力地進(jìn)行學(xué)習(xí)，以便在競(jìng)爭(zhēng)中脫穎而出。在非學(xué)習(xí)時(shí)間里，投入到學(xué)習(xí)中的精力和時(shí)間都會(huì)明顯增加，負(fù)荷反應(yīng)會(huì)增加且累積。由于在非學(xué)習(xí)時(shí)間內(nèi)還從事和思考與學(xué)習(xí)有關(guān)的事件，根據(jù)努力—恢復(fù)模型可知，這不利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)。并且也只剩下較少的時(shí)間去獲得新的資源，導(dǎo)致在學(xué)習(xí)中消耗的資源得不到補(bǔ)充，這也不利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，恢復(fù)體驗(yàn)在一般自我效能感、時(shí)間壓力、分割傾向、班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍和學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)顯著。個(gè)體層面的三個(gè)變量構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型擬合度較好，說(shuō)明變量可以共同對(duì)恢復(fù)體驗(yàn)產(chǎn)生作用，進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入效果。結(jié)合路徑系數(shù)的正負(fù)性可知，時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍的增加會(huì)削弱恢復(fù)體驗(yàn)效果進(jìn)而降低中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)，相反，降低時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍則會(huì)增強(qiáng)恢復(fù)體驗(yàn)效果，進(jìn)而提高學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。一般自我效能感越高、學(xué)習(xí)和非學(xué)習(xí)時(shí)間分割界限越清晰越有利于恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而提高中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。

5 教育啟示及研究結(jié)論

本文的研究結(jié)論對(duì)中學(xué)生的教育教學(xué)，提高學(xué)習(xí)投入狀態(tài)具有一定的參考價(jià)值。（1）良好的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)對(duì)中學(xué)生來(lái)說(shuō)至關(guān)重要，從恢復(fù)體驗(yàn)的視角出發(fā)，說(shuō)明對(duì)于中學(xué)生平常的休息，不僅要關(guān)注生理層面上的恢復(fù)，更應(yīng)該關(guān)注心理層面上的恢復(fù)。（2恢復(fù)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)，有利于學(xué)習(xí)投入的提高。研究指出一般自我效能感、時(shí)間壓力、分割傾向和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍能影響到中學(xué)生的恢復(fù)體驗(yàn)效果。中介作用路徑均達(dá)到顯著性水平，所以從這四個(gè)方面進(jìn)行干預(yù)，應(yīng)該能改善恢復(fù)體驗(yàn)的效果，從而促進(jìn)學(xué)習(xí)投入狀態(tài)的進(jìn)一步提高。一般自我效能感和分割傾向顯著正向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)，說(shuō)明在平常的教育教學(xué)中應(yīng)該注重培養(yǎng)學(xué)生們的自我效能感，建立自信，讓他們對(duì)自己的學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)結(jié)果都有一個(gè)良好的預(yù)期。并協(xié)助學(xué)生們建立“學(xué)時(shí)好好學(xué)，玩時(shí)好好玩”的良好學(xué)習(xí)習(xí)慣，將學(xué)習(xí)時(shí)間和非學(xué)習(xí)時(shí)間分開(kāi)，不要讓與學(xué)習(xí)相關(guān)事情過(guò)多地侵?jǐn)_到非學(xué)習(xí)時(shí)間的休息。

時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)，說(shuō)明在日常教學(xué)甚至沖刺中高考的時(shí)候，給學(xué)生們布置的學(xué)習(xí)任務(wù)量應(yīng)該適度并且合理，不能超過(guò)學(xué)生們的忍受閾限產(chǎn)生太大的時(shí)間壓力，否則會(huì)影響到恢復(fù)體驗(yàn)效果，進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。另外，一個(gè)班集體的競(jìng)爭(zhēng)氛圍應(yīng)該適度，不能一味地強(qiáng)調(diào)競(jìng)爭(zhēng)，而應(yīng)該構(gòu)建合理范圍內(nèi)的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，這樣方能既保證學(xué)習(xí)投入狀態(tài)，同時(shí)也保障學(xué)生們的身心健康。

通過(guò)研究，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）中學(xué)生恢復(fù)體驗(yàn)與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)；（2）一般自我效能感和分割傾向顯著正向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)，時(shí)間壓力和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)恢復(fù)體驗(yàn)；（3）一般自我效能感、時(shí)間壓力、分割傾向和班級(jí)競(jìng)爭(zhēng)氛圍都能通過(guò)恢復(fù)體驗(yàn)影響中學(xué)生學(xué)習(xí)投入狀態(tài)。

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The Effect of Secondary School Students’Recovery Experience on Learning Engagement：Influence Factors and Its Mediating Effect

Zhang Pengcheng1， Liu Yi2， Lu Hong2
（1 College of Education， Shanghai Normal University， Shanghai 200234；2 Education department， Guangzhou University， Guangzhou 510006）

Recovery experience is the psychological sense of rest．Using the questionnaire method to investigate 2600 secondary school students，the study aimed to explore the relationship between learning engagement and recovery experience as well as the influencing factors of the recovery experience，and further analysis of the mediating effect of recovery experience in influencing factors and learning engagement．The results showed that：The recovery experience of secondary school students had significant positive relationship with the learning engagement； General self－efficacy and segmentation tendency could significantly positively predict recovery experience，time pressure and class competition atmosphere could significantly negative predict recovery experience； General self－efficacy， time pressure， segmentation tendency and class competition atmosphere could affect the learning engagement through the recovery experience．

secondary school students； recovery experience； learning engagement； mediating effect

劉毅，男，教授，碩士生導(dǎo)師。 Email：psyliuyi＠163．com