大學生特質正念對學業倦怠的影響

朱迎臺 任劍新

摘? 要：特質正念作為積極心理學中的重要概念，其與學業倦怠之間的關系及作用機制還有待進一步研究。本文基于自我效能理論，以大學本科生為研究樣本，通過多元線性回歸和Bootstrap檢驗等方法，驗證了學業自我效能感在特質正念負向影響學業倦怠過程中起到的部分中介作用。本文揭示了特質正念影響學業倦怠的作用機制，為提升大學生正念水平、增強學業自我效能感從而改善其學業倦怠提供了理論依據。

關鍵詞：特質正念;學業自我效能感;學業倦怠;自我效能理論;大學生

中圖分類號：G642.4? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1673-7164（2020）42-0098-04

學業倦怠問題在大學生群體中較為普遍 [1]。學業倦怠（academic burnout）是個體由于長期的學業壓力或學習興趣缺失而形成的一種綜合征，它包括情緒耗竭、行為不當和成就感低落三個維度 [2]。特質正念作為積極心理學的重要概念之一，被證明能夠負向預測工作倦怠 [3]，其是否也能負向預測學業倦怠？具體的作用機制又是如何的？這些問題都有待進一步探究。

特質正念（trait mindfulness）是一種特定的心理結構，在這種結構下人們總是不加判斷地關注當下 [4]。研究表明對學生群體的正念訓練能夠有效減輕其學業倦怠 [5]，說明正念和學業倦怠間存在著緊密聯系。再者，感知工作壓力被認為是工作倦怠的關鍵預測變量 [6]。對當前狀態的注意和不做判斷的態度有利于高特質正念個體更客觀地看待壓力事件，擁有更低水平的感知工作壓力，進而減少倦怠感。由此提出假設H1：特質正念能負向預測學業倦怠。

學業自我效能感（academic self-efficacy）是指個體對自身成功完成學業任務能力的判斷和信心，包括能力效能感和行為效能感兩個維度 [7]。根據自我效能理論，自我效能感主要有四種形成路徑：成敗經驗、替代經驗、言語勸導和情緒反應。其中情緒反應指的是個體自我效能感與其對具體任務的心聲反應有關：反應平靜讓人鎮定自信，而焦慮則讓人懷疑自身能力 [8]。高特質正念個體更能以開放、接納和不評判的態度面對執行任務過程中遇到的困難，反應更加平靜從容，因此具有更高水平的自我效能感。因此提出假設H2：特質正念能正向影響學業自我效能感。分假設H2a：特質正念能正向影響學業能力效能感;分假設H2b：特質正念能正向影響學業行為效能感。

在有關學業倦怠的研究中，學業自我效能感常被作為中介變量，得到了數據的較好驗證 [9]。因此，本文基于自我效能理論，構建了特質正念通過學業自我效能感間接影響學業倦怠的部分中介模型（如圖1）。相應提出假設H3：學業自我效能感能負向影響學業倦怠。分假設H3a：學業能力效能感能負向影響學業倦怠;分假設H3b：學業行為效能感能負向影響學業倦怠。假設H4：學業自我效能感在特質正念負向預測學業倦怠過程中起部分中介作用。分假設H4a：學業能力效能感在特質正念負向預測學業倦怠過程中起部分中介作用;分假設H4b：學業行為效能感在特質正念負向預測學業倦怠過程中起部分中介作用。

一、研究方法

（一）研究樣本

本文以大學生群體為研究對象，采用方便取樣法回收在線問卷239份，有效問卷202份，回收有效率84.52%。有效樣本分布情況為：男生69人，女生133人;大一31人，大二33人，大三118人，大四20人;理科專業38人，文科專業164人;獨生子女93人，非獨生子女109人;城鎮生源118人，農村生源84人。

（二）研究工具

特質正念：采用陳思佚等（2012）年翻譯修訂Brown和Ryan（2003）的正念注意力知覺量表（MAAS） [10]，包含15個項目，采用6點計分（從“1=幾乎沒有”到“6=幾乎總是”）。自評分數越高，個體的特質正念水平越高。本研究中量表的系數為0.87;學業自我效能感：使用梁宇頌等編訂的《大學生學業自我效能問卷》 [11]。量表測量能力效能感和行為效能感兩個維度，各11題。采用5點計分（“1=完全不符”到“5=完全符合”）。自評正向得分越高，說明其自我效能感越強。本研究中能力效能感和行為效能感的系數分別為0.83和0.60，整體系數為0.83;學業倦怠：采用連榕等參考職業倦怠問卷（MBI）編寫的《大學生學業倦怠調查問卷》 [12]。該問卷共20個項目，采用5點評分（“1=完全不符”）到“5=完全符合”。正向得分越高表明學業倦怠越嚴重。本研究中學業倦怠的系數為0.89;控制變量：參照以往關于學業倦怠的研究，本研究選取了性別、年級、就讀專業、是否獨生子女和生源地為控制變量。研究數據利用AMOS24.0進行CFA檢驗，利用SPSS進行多元線性回歸、Bootstrap檢驗等分析。

二、研究結果

（一）共同方法偏差

根據Harman單因素檢驗方法，將特質正念、學業自我效能感量表和學業倦怠量表的所有題目作為外顯變量，設定公因子數為1，通過CFA求得=2.41，RMSEA=0.08，NFI=0.38，GFI=0.53，CFI=0.50。模型擬合效果較差，說明回收數據的共同方法偏差并不嚴重，可進行后續分析。

（二）各變量的描述性統計和相關分析

由表1可知特質正念與學業倦怠呈負相關（r=-0.40，p<0.01）;學業自我效能感與特質正念呈正相關（r=0.37，p<0.01），而與學業倦怠呈負相關（r=-0.75，p<0.01）。同理可以驗證學業效能感的兩個分維度均與特質正念呈正相關，而與學業倦怠呈負相關。

從人口統計變量來看，特質正念、學業效能感和學業倦怠與性別、年級和專業的相關性均不顯著。獨生子女和生源地情況與特質正念顯著相關外，與學業自我效能感和學業倦怠相關性均不顯著。

（三）中介效應的檢驗

按照溫忠麟（2014）提出的五步法來實施中介效應的初步檢驗 [12]，檢驗涉及的三個基本回歸公式為：

Y=cX+e1……（1） M=aX+e2……（2） Y=cX+bM+e3……（3）

以學業自我效能感的中介作用檢驗為例：第一步，模型2中特質正念的回歸系數為-0.30且p<0.001，即方程（1）的系數c顯著，說明特質正念能負向影響學業倦怠，故假設H1得到驗證;第二步，模型5中特質正念的回歸系數為0.20且p<0.001（假設H2成立），模型8中學業自我效能感的回歸系數為-0.94且p<0.001（假設H3成立），即方程（2）的系數a和方程（3）的b均顯著，跳過第三步做第四步檢驗;第四步，模型8中特質正念的系數為-0.10且p<0.01，說明特質正念影響學業倦怠的直接路徑顯著;第五步，ab為-0.19，與是-0.10的c’同號，故而部分中介效應得到驗證，且可求出中介效應占總效應的64.51%。至此，假設H4得到了初步驗證。類似地，可以驗證假設H2a和H2b、H3a和H3b的成立，以及H4a和H4b的初步成立。

為進一步驗證假設H4及分假設H4a和H4b，本文基于Preacher和Hayes（2008）提出的中介效應檢驗方法 [13]，借助SPSS插件Process來驗證中介效應，部分結果見表3。檢驗假設H4時，特質正念對學業倦怠的直接效應為-0.10，95%置信區間為（-0.18，-0.03），0不在其中，說明直接效應顯著;特質正念對學業倦怠的間接效應為-0.19，95%Bootstrap置信區間為（-0.28，-0.10），也不包含0，說明間接效應顯著。故學業自我效能感部分中介效應顯著，假設H4成立。同樣，可以驗證假設H4a和H4b的成立。

三、研究結論與教育啟示

本文得出結論：大學生特質正念能夠負向預測其學業倦怠情況，且學業自我效能感在其中起到了部分中介作用。本文的研究貢獻主要有以下三點：第一，根據自我效能感理論將特質正念與學業自我效能感聯系起來，豐富了自我效能感的研究內容;第二，本文探討了特質正念對學業倦怠的影響，進一步充實了正念與學業倦怠間的關系研究;第三，以學業自我效能感為中介變量，揭示了特質正念對學業倦怠的影響機制。

考慮到大學生學業倦怠產生原因的多元主體性，本文分別從學校、家庭、學生這三個層次提出有關建議。

首先，在學校層次，可考慮將正念訓練引入到學生培養環節中，以提升其正念水平，進而改善其學業倦怠。我國高校可考慮設置正念課程或實踐環節，以此來提升大學生群體的正念水平，進而有效減輕其學業倦怠情況。其次，在家庭層次，應為孩子提供安靜舒適的學習環境，引導孩子接納當下，在學業方面給予孩子充分的肯定與認可。最后，在學生個人層次，一方面要刻意培養對當下事務的專注力，以增強自身正念水平;另一方面，可通過積極的心理暗示、設置恰當的學業目標、積極實踐有效的學習方法等，來提升學業自我效能感。

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（責任編輯：陳華康）

作者簡介：朱迎臺（1999-），男，本科在讀，中南財經政法大學工商管理學院，研究方向：組織行為與人力資源管理;任劍新（1967-），男，博士，中南財經政法數學工商管理學院教授，研究方向：產業組織理論、企業戰略管理。