張家蕊 馮 釩 熊敬花 黃列玉

(貴州醫(yī)科大學(xué)醫(yī)學(xué)人文學(xué)院,貴陽 550025)

學(xué)習(xí)倦怠是指?jìng)€(gè)體由于對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)的持續(xù)投入導(dǎo)致對(duì)學(xué)習(xí)的興趣降低，進(jìn)而產(chǎn)生厭倦情緒的一種消極行為[1]。學(xué)習(xí)倦怠已成為近年來大學(xué)生群體中普遍存在的學(xué)業(yè)問題[2-4]。學(xué)習(xí)倦怠會(huì)降低大學(xué)生的學(xué)習(xí)效率，嚴(yán)重時(shí)會(huì)危害其身心健康[5]。因此，探討大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的內(nèi)在影響因素顯得尤為重要。

學(xué)業(yè)自我效能感是指?jìng)€(gè)體相信自己能夠利用其所具有的能力去完成學(xué)習(xí)任務(wù)的一種自信程度[6]，低自我效能感的個(gè)體有較嚴(yán)重的學(xué)習(xí)倦怠[7]，而倦怠所產(chǎn)生的消極情緒會(huì)進(jìn)一步阻礙大學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展。學(xué)業(yè)拖延是指在有限的時(shí)間范圍內(nèi)由于主動(dòng)推遲學(xué)習(xí)任務(wù)而產(chǎn)生的焦慮情緒[8]，低自我效能感的學(xué)生面對(duì)繁重的學(xué)習(xí)任務(wù)時(shí)缺乏堅(jiān)持性，會(huì)出現(xiàn)學(xué)業(yè)拖延[9]，而學(xué)業(yè)拖延會(huì)加劇學(xué)習(xí)倦怠的發(fā)生[10]?；诖耍狙芯繑M對(duì)三者的內(nèi)部關(guān)系展開研究，探討學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的影響機(jī)制，為改善大學(xué)生的學(xué)業(yè)情況提供科學(xué)依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用方便抽樣的方法選取648名貴州大學(xué)城在校大學(xué)生進(jìn)行線上問卷調(diào)查，回收有效問卷602份(93%)。其中男生289人，女生313人；文科296人，理工科306人；大一114人，大二184人，大三164人，大四140人。本研究經(jīng)貴州醫(yī)科大學(xué)醫(yī)學(xué)倫理審查委員會(huì)審核批準(zhǔn)，研究對(duì)象均知情同意。

1.2 方法

1.2.1學(xué)業(yè)自我效能感量表[11]該量表采用梁宇頌等編制的學(xué)業(yè)自我效能感量表，該量表有2個(gè)維度，22道題(學(xué)習(xí)能力自我效能感、學(xué)習(xí)行為自我效能感各11題)采用Likert 5級(jí)計(jì)分，得分越高，表明學(xué)業(yè)自我效能感越高。本研究中該量表各維度的Cronbach’s α分別為0.82、0.75。

1.2.2大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表(ULBS)[12]該量表由連蓉、楊麗嫻編制，共20題，分為情緒低落、行為不當(dāng)、低成就感3個(gè)維度。采用Likert 5級(jí)計(jì)分，得分越高，學(xué)習(xí)倦怠越嚴(yán)重。本研究中該量表各維度的Cronbach’s α為0.70～0.81。

1.2.3學(xué)生版拖延評(píng)估量表(PASS)[13]由Solomon和Rothblum[14]于1984年編制，李洋等于2010年翻譯修訂成中文,44個(gè)題目共由兩部分組成，采用Likert 5級(jí)評(píng)分。第1部分由18個(gè)題目構(gòu)成，旨在測(cè)評(píng)學(xué)生在論文撰寫、備考復(fù)習(xí)等6個(gè)方面的學(xué)業(yè)拖延程度、學(xué)業(yè)拖延產(chǎn)生的影響及個(gè)體改變學(xué)業(yè)拖延的愿望；第2部分由26個(gè)題目構(gòu)成,旨在測(cè)評(píng)學(xué)業(yè)拖延的成因。本研究根據(jù)需要僅使用了第一部分題目。本研究中該量表的Cronbach’s α為0.862。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用Epidate3.0建立數(shù)據(jù)庫(kù)，采用SPSS25.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、單因素方差分析、Pearson相關(guān)分析以及應(yīng)用Hayes的PROCESS程序采用Bootstrap(Bootstrap=5000)法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，置信區(qū)間為95%。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用 Harman單因子檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，特征值大于1的因素共10個(gè)，其中第一個(gè)因素解釋的累計(jì)變異量為22.5%，小于40%的臨界值，表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2.2 大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠和學(xué)業(yè)拖延情況

學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)業(yè)拖延和學(xué)習(xí)倦怠在性別、專業(yè)類型上無顯著差異(P均>0.05)。學(xué)業(yè)拖延和學(xué)習(xí)倦怠在年級(jí)上無顯著差異(P>0.05)，而學(xué)業(yè)自我效能感在年級(jí)上有顯著差異(P<0.05)，主要表現(xiàn)為高年級(jí)小于低年級(jí)。見表1。

表1 大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠等變量在人口學(xué)變量的差異比較(分，

2.3 大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠和學(xué)業(yè)拖延的相關(guān)分析

學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)業(yè)拖延和學(xué)習(xí)倦怠均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.51，-0.66，P<0.05)，學(xué)業(yè)拖延與學(xué)習(xí)倦怠呈正相關(guān)(r=0.78，P<0.05)。說明學(xué)業(yè)自我效能感越低，學(xué)業(yè)拖延越嚴(yán)重，學(xué)習(xí)倦怠得分越高。見表2。

表2 學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)業(yè)拖延之間的相關(guān)矩陣

2.4 學(xué)業(yè)拖延在學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠之間關(guān)系的中介作用

本研究采用Hayes編制的SPSS宏插件中的Model4中介效應(yīng)模型，對(duì)學(xué)業(yè)拖延在學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠之間的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.66，t=-21.38，P<0.05),當(dāng)放入中介變量學(xué)業(yè)拖延之后，學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測(cè)作用依舊顯著(β=-0.35，t=-13.51，P<0.05)，學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)業(yè)拖延的預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.51，t=-14.50，P<0.05)，學(xué)業(yè)拖延對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.60，t=23.37，P<0.05)。此外學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的直接效應(yīng)以及學(xué)業(yè)拖延的中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間的上、下限均不包括0，表明學(xué)業(yè)自我效能感不僅能夠直接預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)倦怠，而且能夠通過學(xué)業(yè)拖延的中介作用預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)倦怠。該直接效應(yīng)(-0.35)和中介效應(yīng)(-0.31)分別占總效應(yīng)(-0.66)的53.03%、46.97%。見表3、4、圖1。

表3 學(xué)業(yè)拖延的中介模型檢驗(yàn)

表4 總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介效應(yīng)分解表

圖1 學(xué)業(yè)拖延在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)倦怠行為的中介效應(yīng)模型

3 討論

當(dāng)代大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠檢出率高達(dá)38.12%～45.37%，且呈逐年上升的趨勢(shì)[15]，學(xué)習(xí)倦怠作為一種消極行為與大學(xué)生的心理健康息息相關(guān)[16]。因此，發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)倦怠產(chǎn)生的原因，緩解大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠十分重要。本研究通過構(gòu)建學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)業(yè)拖延、學(xué)習(xí)倦怠的結(jié)構(gòu)方程模型，從中介作用的視角驗(yàn)證了三者之間的關(guān)系，為改善大學(xué)生的學(xué)業(yè)情況提供了一定指導(dǎo)。

3.1 學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠和學(xué)業(yè)拖延三者在人口學(xué)變量上的差異

人口學(xué)變量分析結(jié)果顯示，大學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感在年級(jí)上存在顯著差異，具體表現(xiàn)為高年級(jí)的學(xué)業(yè)自我效能感水平顯著低于低年級(jí)，這與張文江等的研究一致[17]。造成這一現(xiàn)象的原因可能是因?yàn)榈湍昙?jí)學(xué)生對(duì)大學(xué)生活充滿好奇，加上尚未完全適應(yīng)大學(xué)身份的轉(zhuǎn)變，因此對(duì)于學(xué)業(yè)任務(wù)的完成具有更高的熱情與信心，所謂“初生牛犢不怕虎”；而對(duì)于高年級(jí)的大學(xué)生來說，一方面由于大學(xué)“自主”的教學(xué)模式使其在對(duì)待學(xué)業(yè)的態(tài)度上增加了更多自主性，因此極易變得放松；另一方面，高年級(jí)大學(xué)生在即將到來的實(shí)習(xí)就業(yè)和畢業(yè)論文的雙重高壓下變得情緒枯竭、身心疲憊，使得其學(xué)業(yè)自我效能感水平普遍降低。

3.2 學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)倦怠和學(xué)業(yè)拖延三者之間的相關(guān)性

相關(guān)分析結(jié)果表明，學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)業(yè)拖延、學(xué)習(xí)倦怠均呈顯著負(fù)相關(guān)，這與前人研究相一致[18-19]；此外，學(xué)業(yè)拖延與學(xué)習(xí)倦怠呈顯著正相關(guān)，這與徐明津等的研究相似[10，20]。造成上述結(jié)果的原因可能是：一方面，高學(xué)業(yè)自我效能感的學(xué)生相信自己的學(xué)習(xí)能力，對(duì)自己的學(xué)習(xí)有更高的自信心，且有更多的成功體驗(yàn)，學(xué)習(xí)倦怠水平因此相對(duì)較低；另一方面，根據(jù)韋納的歸因理論[21]，學(xué)業(yè)自我效能感水平較低的個(gè)體在完成某一項(xiàng)學(xué)習(xí)任務(wù)時(shí)缺乏自信心，覺得自己不如別人，會(huì)將學(xué)習(xí)成績(jī)的不理想進(jìn)行內(nèi)部穩(wěn)定歸因即自身能力問題，長(zhǎng)此以往就會(huì)形成習(xí)得性無助感，使其更容易產(chǎn)生學(xué)習(xí)倦怠[22-23]。其次，學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)業(yè)拖延呈顯著負(fù)相關(guān)，是因?yàn)楫?dāng)面臨繁重的學(xué)業(yè)任務(wù)時(shí)，高學(xué)業(yè)自我效能感的個(gè)體對(duì)自己的能力有清晰的認(rèn)知，相信自己有能力完成學(xué)業(yè)任務(wù)，更加主動(dòng)地制定自己的學(xué)習(xí)計(jì)劃，并可以有效完成，從而減少了學(xué)業(yè)拖延的發(fā)生。最后，學(xué)業(yè)拖延與學(xué)習(xí)倦怠呈顯著正相關(guān)則是因?yàn)槎叨挤磻?yīng)的是一種消極的學(xué)習(xí)狀態(tài)[24]，當(dāng)個(gè)體產(chǎn)生學(xué)業(yè)拖延行為時(shí)，會(huì)產(chǎn)生學(xué)業(yè)壓力，這種壓力會(huì)使個(gè)體對(duì)學(xué)習(xí)產(chǎn)生消極體驗(yàn)，即學(xué)習(xí)倦怠。

3.3 學(xué)業(yè)拖延在學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠之間的中介作用

中介效應(yīng)分析的結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)拖延在學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠中起部分中介作用，學(xué)業(yè)自我效能感既可以對(duì)學(xué)習(xí)倦怠直接產(chǎn)生影響。也可以通過學(xué)業(yè)拖延的中介作用對(duì)其產(chǎn)生影響，究其原因可以從以下方面進(jìn)行分析：學(xué)業(yè)自我效能感體現(xiàn)了個(gè)體對(duì)自己有能力完成某項(xiàng)學(xué)業(yè)任務(wù)的自信程度評(píng)價(jià)，擁有較低學(xué)業(yè)自我效能感水平的個(gè)體傾向于將失敗歸因于內(nèi)部穩(wěn)定、不可控的因素，例如能力等方面，進(jìn)而會(huì)降低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，產(chǎn)生消極的情緒體驗(yàn)[11]，甚至厭學(xué)。而個(gè)體為了逃避這種消極情緒，會(huì)選擇將當(dāng)前的學(xué)習(xí)任務(wù)延后，出現(xiàn)學(xué)業(yè)拖延行為，而在拖延的過程中個(gè)體會(huì)體驗(yàn)到更多的焦慮和內(nèi)疚，從而增加了個(gè)體的疲勞感，進(jìn)而出現(xiàn)學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)象[25]。而高學(xué)業(yè)自我效能感個(gè)體會(huì)擁有更多的成功體驗(yàn)與積極情緒，他們會(huì)勇于面對(duì)挑戰(zhàn)、并且有能力去克服挑戰(zhàn)，當(dāng)面對(duì)較為復(fù)雜的大學(xué)課程時(shí)不會(huì)感到有壓力，他們較少出現(xiàn)拖延行為，在完成學(xué)業(yè)任務(wù)時(shí)也會(huì)顯得更加從容，他們不僅能夠采取有效的措施去面對(duì)學(xué)業(yè)壓力，還能夠克服挑戰(zhàn)，找到學(xué)習(xí)的樂趣，因此，他們會(huì)對(duì)學(xué)習(xí)保持積極的態(tài)度。本研究也存在一定的局限與不足：本研究是通過問卷進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，從個(gè)體的內(nèi)部因素構(gòu)建影響學(xué)習(xí)倦怠的中介路徑，與所研究變量在真實(shí)學(xué)習(xí)情境下的相互作用存在一定差距，未來的研究可以通過定性研究即縱向研究的方式對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步說明。也可以從個(gè)體內(nèi)部因素和外部學(xué)習(xí)環(huán)境共同作用對(duì)其展開討論，對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的模型及理論進(jìn)行補(bǔ)充研究。

利益沖突：所有作者均申明不存在利益沖突。