貧困大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠與自尊及社會(huì)支持間的關(guān)系

盧曉靈 陳貞蘭 張金勇

一研究背景

調(diào)查表明，在校學(xué)生存在不同程度的學(xué)習(xí)倦怠。李永鑫（2007）[1]調(diào)查結(jié)果顯示，國內(nèi)大學(xué)生中度以上學(xué)習(xí)倦怠的檢出率為50%；而采用同一調(diào)查工具，連榕（2006）[2]對(duì)672名大學(xué)生的調(diào)查表明，學(xué)習(xí)倦怠水平較高；馬勇（2010）[3]對(duì)1299名大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，學(xué)習(xí)倦怠檢出率是24.8%；盧曉靈等（2012）[4]對(duì)921名貧困大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，學(xué)習(xí)倦怠檢出率高達(dá)43.3%。研究認(rèn)為，學(xué)習(xí)倦怠的存在不僅影響貧困生的學(xué)業(yè)成績(jī)，而且對(duì)其和諧發(fā)展及心理健康也造成一定的消極影響。

自尊是個(gè)體對(duì)自我的總體評(píng)價(jià)，包括自我價(jià)值、重要性和能力等方面。高自尊的個(gè)體對(duì)現(xiàn)實(shí)的自我持肯定的正面評(píng)價(jià)，較滿意自己，對(duì)自我的情感體驗(yàn)是積極的；而低自尊的個(gè)體則相反，對(duì)自己持負(fù)面的消極評(píng)價(jià)，對(duì)自我的接納程度低，對(duì)自我的情感體驗(yàn)是負(fù)面的。自尊涉及個(gè)體對(duì)自身的總體判斷，以學(xué)習(xí)知識(shí)為主業(yè)的大學(xué)生，學(xué)習(xí)滿意度的評(píng)價(jià)自然與其自尊有聯(lián)系。時(shí)金獻(xiàn)（2008）[5]研究表明，倦怠與自尊之間存在密切的關(guān)系，自尊是倦怠的影響因素之一。還有研究表明，倦怠與社會(huì)支持之間存在密切的關(guān)系，社會(huì)支持是倦怠的影響因素之一。Yang（2005）[6]認(rèn)為社會(huì)支持可以看作是學(xué)習(xí)倦怠的前測(cè)變量；唐芳貴（2008）[7]認(rèn)為社會(huì)支持與職業(yè)倦怠呈顯著負(fù)相關(guān)；堯丹俐（2009）[8]認(rèn)為社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

此外，嚴(yán)標(biāo)賓（2006）[9]等人對(duì)大學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，自尊是社會(huì)支持與主觀幸福感的一個(gè)中介變量。然而，張媛（2009）[10]醫(yī)生工作倦怠的現(xiàn)狀研究認(rèn)為，自尊、社會(huì)支持是工作倦怠的顯著預(yù)測(cè)因素，自尊對(duì)人格改變、成就感低落的貢獻(xiàn)力比社會(huì)支持大，自尊并非社會(huì)支持影響醫(yī)生工作倦怠的中介變量。

二研究對(duì)象與方法

1研究對(duì)象

在六盤水師范學(xué)院貧困生數(shù)據(jù)庫中隨機(jī)抽取1000名學(xué)生為被試對(duì)象，發(fā)放問卷1000份，回收950份，無效問卷29份，有效問卷921份，有效回收率為92.1%。其中，男生407人，女生497人（未填寫性別的17人）；大一年級(jí)388人、大二年級(jí)381人、大三年級(jí)152人。

2調(diào)查工具

學(xué)習(xí)倦怠量表。采用連榕（2005）編制的大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表，該量表包括三個(gè)維度，即情緒低落，反映大學(xué)生由于不能很好地處理學(xué)習(xí)中的問題與要求，表現(xiàn)出倦怠、沮喪、缺乏興趣等情緒特征；行為不當(dāng)，反映大學(xué)生由于厭倦學(xué)習(xí)而表現(xiàn)出逃課、不聽課、遲到、早退、不交作業(yè)等行為特征；成就感低，反映大學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中體驗(yàn)到低成就的感受，或指完成學(xué)習(xí)任務(wù)時(shí)能力不足所產(chǎn)生的低成就感。問卷采用五級(jí)記分法，讓學(xué)生根據(jù)自己的情況進(jìn)行評(píng)定，由“完全不符合、比較不符合、不確定、比較符合、完全符合”分別給予1-5分，分?jǐn)?shù)越高表明學(xué)習(xí)倦怠程度越高。因考慮到被試者的差異性，采用驗(yàn)證性因素分析對(duì)問卷作了一些修訂，修訂后的問卷各信度、效度指標(biāo)滿足測(cè)量學(xué)要求。[11]

自尊量表。采用Rosenberg的自尊量表（SES）測(cè)量外顯自尊，該量表包括10個(gè)項(xiàng)目，四等級(jí)評(píng)分，從“很不符合、不符合、符合、非常符合”分別給予1-4分，分?jǐn)?shù)越高，自尊水平越高。本研究中量表的Cronbacha系數(shù)為0.748，分半信度為0.738。

社會(huì)支持量表。采用肖水源（1990）修訂的社會(huì)支持評(píng)定量表。量表由客觀支持、主觀支持和支持利用度三個(gè)因子組成。客觀支持指?jìng)€(gè)體得到的精神、物質(zhì)支持來源的數(shù)量；主觀支持是主觀體驗(yàn)到的情感上的支持；支持利用度是個(gè)體對(duì)各種社會(huì)支持的利用情況。根據(jù)研究被試者的實(shí)際情況，將量表中項(xiàng)目?jī)?nèi)容保留“您與鄰居”、“您與同事”、“配偶”、“同事”、“工作單位”改為“您與老師”、“您與同學(xué)”、“父母等家人”、“同學(xué)”、“學(xué)校”，將項(xiàng)目“夫妻、兒女”選項(xiàng)刪掉，并增加老師、朋友、當(dāng)?shù)卣⑺幼〉氐纳鐓^(qū)或街道辦事處等選項(xiàng)。修訂后的量表Cronbacha系數(shù)為0.790，分半信度為0.698。

3研究程序

將學(xué)習(xí)倦怠量表、自尊量表和社會(huì)支持量表裝訂成冊(cè)，各量表均附有指導(dǎo)語。在5名輔導(dǎo)員老師的協(xié)助下，研究者親自發(fā)放調(diào)查量表。測(cè)試前向?qū)W生說明來意，宣讀指導(dǎo)語，所有學(xué)生都清楚測(cè)試程序后開始施測(cè)，測(cè)試完成后即時(shí)收回問卷。使用SPSS16.0forWindows管理和分析數(shù)據(jù)，用Amos6.0建立模型并進(jìn)行路徑分析。

三研究結(jié)果

1貧困大學(xué)生自尊、社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠的相關(guān)分析

對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，求出Pearson系數(shù)，考察貧困大學(xué)生自尊、社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠間聯(lián)系的緊密程度。從表1可以看出，學(xué)習(xí)倦怠與自尊、社會(huì)支持呈顯著負(fù)相關(guān)（P≤0.01），相關(guān)系數(shù)分別為-0.398和-0.276。自尊與社會(huì)支持呈顯著正相關(guān)（P≤0.01），相關(guān)系數(shù)為0.191。

2貧困大學(xué)生自尊、社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析

貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠與自尊、社會(huì)支持的相關(guān)分析表明，三者之間存在一定的聯(lián)系。為進(jìn)一步考察三者之間的關(guān)系，以自尊的兩個(gè)因子及其社會(huì)支持的三個(gè)因子作為自變量，以學(xué)習(xí)倦怠作為因變量，作多元回歸分析。

回歸分析表明，社會(huì)支持中的主觀支持因子未進(jìn)入回歸模型，自我價(jià)值、支持利用度、客觀支持和自我接納先后進(jìn)入了回歸方程，對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的總解釋率達(dá)到21.1%（F=61.205，P≤0.001）。其中，自尊兩個(gè)因子解釋了學(xué)習(xí)倦怠15.5%的變異量，而社會(huì)支持的兩個(gè)因子解釋了學(xué)習(xí)倦怠5.6%變異量；自尊及其社會(huì)支持進(jìn)入回歸方程模型的因子都具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用。從標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)變化情況看，自尊對(duì)貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測(cè)作用最大，社會(huì)支持次之。具體數(shù)據(jù)詳見表2。

3分析大學(xué)生自尊與學(xué)習(xí)倦怠等問題的路徑

（1）中介效應(yīng)分析

回歸分析顯示，自尊對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的影響較社會(huì)支持大，根據(jù)這一結(jié)果，假設(shè)貧困大學(xué)生自尊對(duì)社會(huì)支持和學(xué)習(xí)倦怠有中介作用。據(jù)溫忠麟等（2004）[12]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，檢驗(yàn)自尊在社會(huì)支持影響學(xué)習(xí)倦怠中的中介效應(yīng)，分以下幾個(gè)步驟進(jìn)行。第一步，檢驗(yàn)以社會(huì)支持作為自變量，學(xué)習(xí)倦怠作為因變量的回歸是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，如果有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義接著做第二步，否則終止。第二步，先檢驗(yàn)以社會(huì)支持作為自變量，以自尊作為因變量的回歸是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；再以自尊作為自變量，以學(xué)習(xí)倦怠作為因變量的回歸是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，如果以上檢驗(yàn)都有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義則中介效應(yīng)顯著，否則做第四步檢驗(yàn)。第三步，檢驗(yàn)以社會(huì)支持、自尊作為自變量，學(xué)習(xí)倦怠作為因變量的回歸中，社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的回歸效應(yīng)是否仍有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，如果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則是不完全中介效應(yīng)，否則是完全中介效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)束。第四步，做Sobel檢驗(yàn)，如果有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則意味著中介效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，否則中介效應(yīng)無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。把計(jì)算社會(huì)支持、自尊和學(xué)習(xí)倦怠量表的總分作為三個(gè)顯變量的得分，根據(jù)以上檢驗(yàn)程序，檢驗(yàn)自尊的中介效應(yīng)，結(jié)果見表3。

通過以上第一步和第二步的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自尊的中介效應(yīng)顯著，即貧困生的社會(huì)支持感受是通過自尊作為中介影響學(xué)習(xí)倦怠。通過第三步的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在社會(huì)支持影響學(xué)習(xí)倦怠的

關(guān)系中，自尊起不完全中介作用。因?yàn)椋瑫r(shí)以社會(huì)支持和自尊為自變量進(jìn)行回歸分析時(shí)，社會(huì)支持的直接影響仍然達(dá)到顯著水平（P≤0.001）。自尊的中介作用大小為0.191×（-0.398）=-0.076，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為（-0.076）÷（-0.276）×100%=27.54%。

（2）社會(huì)支持、自尊和學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系模型建構(gòu)

根據(jù)以上的回歸分析，以學(xué)習(xí)倦怠作為內(nèi)潛變量，其余三個(gè)因子得分作為指標(biāo)變量；將自尊作為內(nèi)潛變量，其兩個(gè)因子得分作為指標(biāo)變量；將社會(huì)支持作為外潛變量，其兩個(gè)因子得分作為指標(biāo)變量，采用Amos6.0軟件包建構(gòu)社會(huì)支持、自尊和學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系模型圖，并進(jìn)行路徑分析。為了驗(yàn)證自尊是否是完全中介效應(yīng)，建立自尊完全中介效應(yīng)模型圖和不完全中介效應(yīng)模型圖，兩個(gè)模型的擬合指數(shù)見表4。

依溫忠麟等（2004）所提出的擬合指數(shù)與卡方準(zhǔn)則，表4.23中數(shù)據(jù)說明，完全中介效應(yīng)模型和不完全中介效應(yīng)模型相比，擬合指數(shù)后者優(yōu)于前者，從卡方值與自由度之比來考慮，后者也好于前者。因此，選擇不完全中介效應(yīng)模型，放棄完全中介效應(yīng)模型。模型如圖一。

從模型中提供的各種指標(biāo)可以看出，不完全中介效應(yīng)模型較好地對(duì)數(shù)據(jù)作出了擬合，進(jìn)一步驗(yàn)證了回歸分析的結(jié)果。

四討論

本研究結(jié)果提示了，貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠與自尊和社會(huì)支持呈顯著負(fù)相關(guān)；自尊中介社會(huì)支持對(duì)貧困生學(xué)習(xí)倦怠的影響，即自尊可以直接作用于學(xué)習(xí)倦怠，也可能是社會(huì)支持通過自尊影響學(xué)習(xí)倦怠。

1貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠、自尊、社會(huì)支持間的關(guān)系

研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持與自尊之間存在極其顯著的正相關(guān)，而學(xué)習(xí)倦怠與社會(huì)支持和自尊呈顯著負(fù)相關(guān)。進(jìn)一步的回歸分析顯示，自尊和社會(huì)支持的確對(duì)貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠有預(yù)測(cè)作用，總解釋率達(dá)到21.1%，并且具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用。以上結(jié)果說明，貧困大學(xué)生在感知社會(huì)支持的程度越強(qiáng)、自尊越高等情況下，出現(xiàn)學(xué)習(xí)倦怠的現(xiàn)象可能會(huì)相對(duì)減少。鄭建盛等（2006）研究表明，社會(huì)支持與自尊正相關(guān)，并認(rèn)為自尊和社會(huì)支持都屬于生活事件與健康之間的中介因子，個(gè)體能感知到的社會(huì)支持對(duì)其自尊水平的提高具有促進(jìn)作用。因此，高等教育管理者可以通過提高貧困大學(xué)生對(duì)社會(huì)支持的感知度來提高其自尊水平，以更好地維護(hù)其心理健康。

2社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠的中介變量———自尊

研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持可以解釋自尊變異的3.7%；可以解釋學(xué)習(xí)倦怠變異的7.6%。在社會(huì)支持和學(xué)習(xí)倦怠之間加入自尊變量時(shí)，自尊和社會(huì)支持共解釋了學(xué)習(xí)倦怠變異的19.9%，其中，自尊能解釋學(xué)習(xí)倦怠變異的15.8%。不難發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測(cè)力有所下降，其解釋力從7.6%下降到4.1%（19.9%-15.8%）。在這個(gè)過程中，出現(xiàn)社會(huì)支持對(duì)貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠影響下降的原因，我們認(rèn)為是由自尊引起的，這與張媛（2009）研究并不一致，但與嚴(yán)標(biāo)賓等（2006）對(duì)實(shí)際自尊與主觀幸福感關(guān)系的研究相類似，其發(fā)現(xiàn)自尊是實(shí)際社會(huì)支持和主觀幸福感之間的部分中介變量。而與張媛結(jié)論不一致，究其原因，可能是由研究被試及其文化背景差異所引起。通過建構(gòu)路徑模型，進(jìn)一步證實(shí)自尊是貧困大學(xué)生社會(huì)支持和學(xué)習(xí)倦怠之間的重要中介變量，并且是部分中介而非完全中介。

明確自尊在社會(huì)支持和學(xué)習(xí)倦怠之間的重要調(diào)節(jié)作用，有助于進(jìn)一步了解貧困大學(xué)生領(lǐng)悟社會(huì)支持和學(xué)習(xí)倦怠之間的關(guān)系，當(dāng)他們認(rèn)為得到更多的社會(huì)支持時(shí)，他們會(huì)有更高的自尊感，進(jìn)而引起對(duì)學(xué)習(xí)效能感的積極自我評(píng)定，這有助于降低甚至阻止學(xué)習(xí)倦怠感的發(fā)生。通過本研究可知，社會(huì)支持的提供與自尊等因素具有非常密切的關(guān)系，高校不僅要利用多種渠道為貧困大學(xué)生提供更多的社會(huì)支持，更重要的是從提高自尊入手培養(yǎng)大學(xué)生解決問題的自信心，對(duì)問題保持積極態(tài)度，這才能有效提高大學(xué)生應(yīng)對(duì)學(xué)習(xí)等困境的能力，防止學(xué)習(xí)倦怠的產(chǎn)生。

總之，本研究得出結(jié)論：自尊與社會(huì)支持呈顯著正相關(guān)，自尊、社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠呈顯著負(fù)相關(guān)；自尊和社會(huì)支持對(duì)貧困大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的回歸效應(yīng)顯著；自尊在社會(huì)支持和學(xué)習(xí)倦怠之間起到了部分中介作用。

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