五年制高職學生學習倦怠與核心自我評價的相關關系研究

摘要：文章對五年制高職生這一群體進行了核心自我評價與學習倦怠關系的研究，通過對江蘇省高職院校490名五年制高職學生核心自我評價和學習倦怠的調查，考察了兩者的關聯關系。采用結構方程技術實證，得出的五年制高職生的核心自我評價可以負向預測學習倦怠；在核心自我評價四個子成分（自尊、一般自我效能感、神經質和心理控制源）的預測作用上，不同成分的預測效用和效價并不相同。

關鍵詞：高職生；核心自我評價；學習倦怠；結構方程

中圖分類號：G444文獻標志碼：A 文章編號：1002-2589（2011）33-0176-02

五年制高職教育是指招收初中畢業生，實行五年一貫制的高等職業教育。在五年制教育出現之初，對我國高等教育是一個很好的補充，但隨著時間的推移，五年制教育出現了一些不好的局面，其中一個重要的因素在于五年制學生的學業成績差，學習積極性普遍不高，學風明顯低于普通高職學院。

本研究以江蘇地區的五年制高職學生為范本，進行五年制高職學生學習倦怠的研究，考察了核心自我評價與學習倦怠之間的關系，以期為五年制高職學生教育及管理提供參考。

一、研究對象與方法

1.研究對象：以整群抽樣方式選取江蘇省高校五年制高職部在校學生500人。以班級為單位隨機發放問卷500套，收回問卷498套，回收率99.6%。其中有效問卷490套，有效回收率為98%。

2.測量工具：1）自尊的測量（SES）： Rosenberge 編制的自尊量表；2）一般自我效能的測量：采用張建新等修訂的一般自我效能量表（中文版本）；3）心理控制源的測量：采用王登峰等修訂的羅特心理控制源量表；4）學習倦怠的測量：Maslach 倦怠量表學生版(MBI-SS) 的中文版。

3.數據的統計與處理：回收后對問卷進行人工篩查，剔除沒有全部完成的以及做大模式一致或者具有規律性的的問卷。采用spss11.0進行數據管理，進行描述分析、相關分析以及回歸分析等。而關于核心自我評價與學習倦怠的結構方程分析則由專門的結構方程軟件lisrel 8.70完成。

二、研究內容

學習倦怠是指學生在學習過程中因為課業壓力、課業負荷或其他個人心理層次上的因素，以至于有情緒耗竭、玩世不恭及個人成就感低落的現象。Schaufeli在 Maslach 倦怠量表的基礎上，編制了Maslach 倦怠量表學生版(MBI-SS) ，從衰竭、譏誚態度和專業效能感降低3個維度來考察學生的倦怠。核心自我評價提出的背景是單獨的人格變量在工作行為的預測方面效度不高。Judge，Locke和 Durham將核心自我評價定義為“個體對自身所持有的基準的評價”。Judge Erez.和Bono提出了4個相關的人格傾向，即自尊、心理控制源、一般自我效能和神經質，認為在它們背后存在一個單一的、高階的因素結構，即核心自我評價。北京師范大學的杜衛、張厚粲、朱小姝（2007）對核心自我評價的結構進行了驗證，發現核心自我評價這一二階因子穩定存在。

三、研究結果與分析

為了剔除不同量表記分量程的影響，研究進行了為標準化數據和標準化數據的結構方程分析。通過lisrel的分析，發現高職學生的核心自我評價與學習倦怠之間呈現負向關聯，具體結果如圖1和圖2。

其中，zz表示未標準化后的自尊變量得分，xn表示未標準化后自我效能感的得分，kz表示被試未標準化后的控制源得分，sz表示作為情緒穩定性指標的未標準化神經質得分；sj表示未標準化的情緒衰竭得分，jx表示未標準化后的譏誚態度得分，zx則表示未標準化后的專業效能感得分；coreself表示核心自我評價，而burnout則表示學習倦怠感。

根據溫忠粼與候杰泰等人的建議1’2’3’4，CFI、IFI等指數在0.90的下限時，模型就是可以接受的，其他指數，比如SRMR一般在0～1之間，界限為0.08，而RMSEA主要也是在0～1之間，但他有兩個界限，分別為0.1和0.06。2008年溫忠粼等又專門撰文[5]與郭慶科等人[6]討論擬合指數界值問題，最后溫忠粼等認為指數的界值只是一個大致范疇，其并不是真正的一成不變的金科玉律。于是結合一般的觀點，X2/df在2或3~8之間即可。根據上面的界值參考，雖然本研究中X2/df在8之外，但是根據其他指標來判斷，模型也是可以接受的。本研究中X2/df之所以較大，我們認為可能與本研究中我們只選取一個潛在外顯變量來預測潛在內隱變量有關，究其根本，我們這種預測只能表明學生核心自我評價和學習倦怠感的關系模式，即兩者是負性相關的，個體核心自我評價得分越高，個體的學習倦怠感就越強。

其中，zzz表示標準化后的自尊變量得分，zxn表示標準化后自我效能感的得分，zkz表示被試標準化后的控制源得分，zsz表示作為情緒穩定性指標的標準化神經質得分；zsj表示標準化的情緒衰竭得分，zjx表示標準化后的譏誚態度得分，zzx則表示標準化后的專業效能感得分；coreself表示核心自我評價，而burnout則表示學習倦怠感。

我們研究的意義著重體現在研究中對核心自我評價和學習倦怠感構成要素的分析上，從圖1或圖2都可以看出，構成個體核心自我評價的各個子要素對其的影響模式并非一致的，而且影響程度也均不相同。自尊對核心自我評價有著重要的影響，其對核心自我評價具有0.48×0.48的貢獻率，且其對核心自我評價的影響是正性的；相對來說，自我效能感對核心自我評價的貢獻率最低，僅僅貢獻了0.34×0.34，不過其對核心自我評價的貢獻也是正性的。與自我效能感和自尊對核心自我評價的影響模式不同，控制源和情緒穩定性對核心自我評價的影響是負性的，其中控制源對核心自我評價的貢獻為（-0.43）×（-0.43）；而情緒穩定性的指標——神經質對核心自我評價的貢獻最大，其貢獻值達到四分之一以上，為（-0.56）×（-0.56）。

同樣，對學習倦怠感而言，本研究根據測量工具，將學習倦怠概念操作化了。將其定義為有情緒穩定性、譏誚態度和專業效能感構成的心理反應。其中學習倦怠與專業自我效能感成負向關系，即個體的專業效能感越高，學習倦怠感就越弱。專業自我效能感對學習倦怠的貢獻值為（-0.52）×（-0.52），是學習倦怠三成分中貢獻值最低的子成分。而譏誚態度和情緒衰竭與學習倦怠感間的關系是正向的，即個體體驗到情緒衰竭的強度越高，學習倦怠感相對越強；同樣，譏誚態度體驗越明顯，個體的學習倦怠感就越明顯。在學習倦怠感三要素中，譏誚態度的貢獻值最大，接近60%，具體為0.79×0.79；而情緒衰竭體驗得分的貢獻值介于譏誚態度和專業效能感貢獻值之間，接近50%，具體為0.70×0.70。

表2 五年制高職生核心自我評價與學習倦怠感各子成分之間的相關

子成分維度 情緒衰竭 譏誚態度專業效能感

自尊-0.336-0.379 0.250

一般效能感 -0.163-0.269 0.177

心理控制源 0.3010.340 0.224

神經質 0.3920.442 -0.291

此外，核心自我評價子成分和學習倦怠子成分之間的關系可通過計算兩者子成分構成核心自我評價和或學習倦怠的因素負荷值來實現。具體而言，核心自我評價中自尊與學習倦怠感中子成分情緒衰竭的相關為0.48×（-1.0）×0.70=-0.336，即自尊與情緒衰竭的相關為-0.336。同理，核心自我評價中子成分自尊與學習倦怠子成分譏誚態度的相關為0.48×（-1.0）×0.79=-0.379，表明自尊與譏誚態度的關聯為-0.379；自尊與學習倦怠中專業效能感的相關為0.48×（-1.0）×（-052）=0.250，即自尊與專業效能感有0.250的關聯。核心自我評價中一般效能感與學習倦怠中各子成分的關聯也可通過上述模式求得。一般效能感與情緒衰竭的關聯為0.48×（-1.0）×0.34=-0.163；一般效能感與譏誚態度的相關為0.34×（-1.0）×0.79=-0.269；一般效能感與學習倦怠中專業效能感的關聯程度為0.34×（-1.0）×（-0.52）=0.177；核心自我評價中心理控制源與學習倦怠感中情緒衰竭的關聯為（-0.43）×（-1.0）×0.70=0.301；心理控制源與譏誚態度的相關為（-0.43）×（-1.0）×0.79=0.340；心理控制源與專業效能感的相關為（-0.43）×（-1.0）×（-0.52）=0.224；核心自我評價中情緒穩定性的指標——神經質與學習倦怠中情緒衰竭的相關為（-0.56）×（-1.0）×0.70=0.392；神經質與譏誚態度的相關為（-0.56）×（-1.0）×0.79=0.442；神經質與專業效能感的關聯為（-0.56）×（-1.0）×（-0.52）=-0.291。

結論

研究通過對490名五年制高職生核心自我評價指標，主要包括自尊、一般自我效能感、神經質和心理控制源與學習倦怠感三成分的結構方程分析，發現高職生的核心自我評價可以負向預測學習倦怠，但在具體子成分的預測作用上，不同成分的預測效用和效價并不相同。其中，神經質對學習倦怠譏誚態度體驗的預測效用最高，而且是正向預測；自尊對譏誚態度體驗的預測效用次高，但是是負向預測；心理控制源正向預測譏誚態度，但一般效能感卻是負向預測譏誚態度；自尊和一般效能感負向預測學習倦怠的情緒衰竭，心理控制源和神經質卻正向預測情緒衰竭；自尊和一般效能感正向預測學習倦怠的專業效能感，心理控制源和神經質均負向預測學習倦怠的專業效能感，但一般自我效能感對學習倦怠中專業效能感的預測效用最低。

參考文獻：

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[6]郭慶科，李芳，陳雪霞等.不同條件下擬合指數表現及臨界的選擇[J].心理學報，2008，40（1）：109-118.