贫困大学生的学习倦怠与自尊及社会支持间的关系

一研究背景

调查表明，在校学生存在不同程度的学习倦怠。李永鑫（2007）[1]调查结果显示，国内大学生中度以上学习倦怠的检出率为50%；而采用同一调查工具，连榕（2006）[2]对672名大学生的调查表明，学习倦怠水平较高；马勇（2010）[3]对1299名大学生进行调查，学习倦怠检出率是24.8%；卢晓灵等（2012）[4]对921名贫困大学生进行调查，学习倦怠检出率高达43.3%。研究认为，学习倦怠的存在不仅影响贫困生的学业成绩，而且对其和谐发展及心理健康也造成一定的消极影响。

自尊是个体对自我的总体评价，包括自我价值、重要性和能力等方面。高自尊的个体对现实的自我持肯定的正面评价，较满意自己，对自我的情感体验是积极的；而低自尊的个体则相反，对自己持负面的消极评价，对自我的接纳程度低，对自我的情感体验是负面的。自尊涉及个体对自身的总体判断，以学习知识为主业的大学生，学习满意度的评价自然与其自尊有联系。时金献（2008）[5]研究表明，倦怠与自尊之间存在密切的关系，自尊是倦怠的影响因素之一。还有研究表明，倦怠与社会支持之间存在密切的关系，社会支持是倦怠的影响因素之一。Yang（2005）[6]认为社会支持可以看作是学习倦怠的前测变量；唐芳贵（2008）[7]认为社会支持与职业倦怠呈显著负相关；尧丹俐（2009）[8]认为社会支持对学习倦怠有显著的负向预测作用。

此外，严标宾（2006）[9]等人对大学生的研究发现，自尊是社会支持与主观幸福感的一个中介变量。然而，张媛（2009）[10]医生工作倦怠的现状研究认为，自尊、社会支持是工作倦怠的显著预测因素，自尊对人格改变、成就感低落的贡献力比社会支持大，自尊并非社会支持影响医生工作倦怠的中介变量。

二研究对象与方法

1研究对象

在六盘水师范学院贫困生数据库中随机抽取1000名学生为被试对象，发放问卷1000份，回收950份，无效问卷29份，有效问卷921份，有效回收率为92.1%。其中，男生407人，女生497人（未填写性别的17人）；大一年级388人、大二年级381人、大三年级152人。

2调查工具

学习倦怠量表。采用连榕（2005）编制的大学生学习倦怠量表，该量表包括三个维度，即情绪低落，反映大学生由于不能很好地处理学习中的问题与要求，表现出倦怠、沮丧、缺乏兴趣等情绪特征；行为不当，反映大学生由于厌倦学习而表现出逃课、不听课、迟到、早退、不交作业等行为特征；成就感低，反映大学生在学习过程中体验到低成就的感受，或指完成学习任务时能力不足所产生的低成就感。问卷采用五级记分法，让学生根据自己的情况进行评定，由“完全不符合、比较不符合、不确定、比较符合、完全符合”分别给予1-5分，分数越高表明学习倦怠程度越高。因考虑到被试者的差异性，采用验证性因素分析对问卷作了一些修订，修订后的问卷各信度、效度指标满足测量学要求。[11]

自尊量表。采用Rosenberg的自尊量表（SES）测量外显自尊，该量表包括10个项目，四等级评分，从“很不符合、不符合、符合、非常符合”分别给予1-4分，分数越高，自尊水平越高。本研究中量表的Cronbacha系数为0.748，分半信度为0.738。

社会支持量表。采用肖水源（1990）修订的社会支持评定量表。量表由客观支持、主观支持和支持利用度三个因子组成。客观支持指个体得到的精神、物质支持来源的数量；主观支持是主观体验到的情感上的支持；支持利用度是个体对各种社会支持的利用情况。根据研究被试者的实际情况，将量表中项目内容保留“您与邻居”、“您与同事”、“配偶”、“同事”、“工作单位”改为“您与老师”、“您与同学”、“父母等家人”、“同学”、“学校”，将项目“夫妻、儿女”选项删掉，并增加老师、朋友、当地政府、所居住地的社区或街道办事处等选项。修订后的量表Cronbacha系数为0.790，分半信度为0.698。

3研究程序

将学习倦怠量表、自尊量表和社会支持量表装订成册，各量表均附有指导语。在5名辅导员老师的协助下，研究者亲自发放调查量表。测试前向学生说明来意，宣读指导语，所有学生都清楚测试程序后开始施测，测试完成后即时收回问卷。使用SPSS16.0forWindows管理和分析数据，用Amos6.0建立模型并进行路径分析。

三研究结果

1贫困大学生自尊、社会支持与学习倦怠的相关分析

对收集到的数据进行相关分析，求出Pearson系数，考察贫困大学生自尊、社会支持与学习倦怠间联系的紧密程度。从表1可以看出，学习倦怠与自尊、社会支持呈显著负相关（P≤0.01），相关系数分别为-0.398和-0.276。自尊与社会支持呈显著正相关（P≤0.01），相关系数为0.191。

2贫困大学生自尊、社会支持与学习倦怠的回归分析

贫困大学生学习倦怠与自尊、社会支持的相关分析表明，三者之间存在一定的联系。为进一步考察三者之间的关系，以自尊的两个因子及其社会支持的三个因子作为自变量，以学习倦怠作为因变量，作多元回归分析。

回归分析表明，社会支持中的主观支持因子未进入回归模型，自我价值、支持利用度、客观支持和自我接纳先后进入了回归方程，对学习倦怠的总解释率达到21.1%（F=61.205，P≤0.001）。其中，自尊两个因子解释了学习倦怠15.5%的变异量，而社会支持的两个因子解释了学习倦怠5.6%变异量；自尊及其社会支持进入回归方程模型的因子都具有负向预测作用。从标准回归系数变化情况看，自尊对贫困大学生学习倦怠的预测作用最大，社会支持次之。具体数据详见表2。

3分析大学生自尊与学习倦怠等问题的路径

（1）中介效应分析

回归分析显示，自尊对学习倦怠的影响较社会支持大，根据这一结果，假设贫困大学生自尊对社会支持和学习倦怠有中介作用。据温忠麟等（2004）[12]提出的中介效应检验程序，检验自尊在社会支持影响学习倦怠中的中介效应，分以下几个步骤进行。第一步，检验以社会支持作为自变量，学习倦怠作为因变量的回归是否有统计学意义，如果有统计学意义接着做第二步，否则终止。第二步，先检验以社会支持作为自变量，以自尊作为因变量的回归是否有统计学意义；再以自尊作为自变量，以学习倦怠作为因变量的回归是否有统计学意义，如果以上检验都有统计学意义则中介效应显著，否则做第四步检验。第三步，检验以社会支持、自尊作为自变量，学习倦怠作为因变量的回归中，社会支持对学习倦怠的回归效应是否仍有统计学意义，如果具有统计学意义，则是不完全中介效应，否则是完全中介效应，检验结束。第四步，做Sobel检验，如果有统计学意义，则意味着中介效应有统计学意义，否则中介效应无统计学意义。把计算社会支持、自尊和学习倦怠量表的总分作为三个显变量的得分，根据以上检验程序，检验自尊的中介效应，结果见表3。

通过以上第一步和第二步的检验发现，自尊的中介效应显著，即贫困生的社会支持感受是通过自尊作为中介影响学习倦怠。通过第三步的检验发现，在社会支持影响学习倦怠的

关系中，自尊起不完全中介作用。因为，同时以社会支持和自尊为自变量进行回归分析时，社会支持的直接影响仍然达到显著水平（P≤0.001）。自尊的中介作用大小为0.191×（-0.398）=-0.076，中介效应占总效应的比例为（-0.076）÷（-0.276）×100%=27.54%。

（2）社会支持、自尊和学习倦怠的关系模型建构

根据以上的回归分析，以学习倦怠作为内潜变量，其余三个因子得分作为指标变量；将自尊作为内潜变量，其两个因子得分作为指标变量；将社会支持作为外潜变量，其两个因子得分作为指标变量，采用Amos6.0软件包建构社会支持、自尊和学习倦怠的关系模型图，并进行路径分析。为了验证自尊是否是完全中介效应，建立自尊完全中介效应模型图和不完全中介效应模型图，两个模型的拟合指数见表4。

依温忠麟等（2004）所提出的拟合指数与卡方准则，表4.23中数据说明，完全中介效应模型和不完全中介效应模型相比，拟合指数后者优于前者，从卡方值与自由度之比来考虑，后者也好于前者。因此，选择不完全中介效应模型，放弃完全中介效应模型。模型如图一。

从模型中提供的各种指标可以看出，不完全中介效应模型较好地对数据作出了拟合，进一步验证了回归分析的结果。

四讨论

本研究结果提示了，贫困大学生学习倦怠与自尊和社会支持呈显著负相关；自尊中介社会支持对贫困生学习倦怠的影响，即自尊可以直接作用于学习倦怠，也可能是社会支持通过自尊影响学习倦怠。

1贫困大学生学习倦怠、自尊、社会支持间的关系

研究发现，社会支持与自尊之间存在极其显著的正相关，而学习倦怠与社会支持和自尊呈显著负相关。进一步的回归分析显示，自尊和社会支持的确对贫困大学生学习倦怠有预测作用，总解释率达到21.1%，并且具有负向预测作用。以上结果说明，贫困大学生在感知社会支持的程度越强、自尊越高等情况下，出现学习倦怠的现象可能会相对减少。郑建盛等（2006）研究表明，社会支持与自尊正相关，并认为自尊和社会支持都属于生活事件与健康之间的中介因子，个体能感知到的社会支持对其自尊水平的提高具有促进作用。因此，高等教育管理者可以通过提高贫困大学生对社会支持的感知度来提高其自尊水平，以更好地维护其心理健康。

2社会支持与学习倦怠的中介变量―――自尊

研究发现，社会支持可以解释自尊变异的3.7%；可以解释学习倦怠变异的7.6%。在社会支持和学习倦怠之间加入自尊变量时，自尊和社会支持共解释了学习倦怠变异的19.9%，其中，自尊能解释学习倦怠变异的15.8%。不难发现，社会支持对学习倦怠的预测力有所下降，其解释力从7.6%下降到4.1%（19.9%-15.8%）。在这个过程中，出现社会支持对贫困大学生学习倦怠影响下降的原因，我们认为是由自尊引起的，这与张媛（2009）研究并不一致，但与严标宾等（2006）对实际自尊与主观幸福感关系的研究相类似，其发现自尊是实际社会支持和主观幸福感之间的部分中介变量。而与张媛结论不一致，究其原因，可能是由研究被试及其文化背景差异所引起。通过建构路径模型，进一步证实自尊是贫困大学生社会支持和学习倦怠之间的重要中介变量，并且是部分中介而非完全中介。

明确自尊在社会支持和学习倦怠之间的重要调节作用，有助于进一步了解贫困大学生领悟社会支持和学习倦怠之间的关系，当他们认为得到更多的社会支持时，他们会有更高的自尊感，进而引起对学习效能感的积极自我评定，这有助于降低甚至阻止学习倦怠感的发生。通过本研究可知，社会支持的提供与自尊等因素具有非常密切的关系，高校不仅要利用多种渠道为贫困大学生提供更多的社会支持，更重要的是从提高自尊入手培养大学生解决问题的自信心，对问题保持积极态度，这才能有效提高大学生应对学习等困境的能力，防止学习倦怠的产生。

总之，本研究得出结论：自尊与社会支持呈显著正相关，自尊、社会支持与学习倦怠呈显著负相关；自尊和社会支持对贫困大学生学习倦怠的回归效应显著；自尊在社会支持和学习倦怠之间起到了部分中介作用。

参考文献

[1]李永鑫，谭亚梅.大学生学习倦怠的初步研究[J].中国健康心理学杂志，2007，15（8）：730-732.

[2]连榕，杨丽娴，吴兰花.大学生专业承诺、学习倦怠的状况及其关系[J].心理科学，2006，29（1）：47-51.

[3]马勇.大学生学习倦怠与学习自我效能感关系研究[J].现代教育科学，2010（1）：84-86.

[4][11]卢晓灵，伍友琴，刘红，等.贫困大学生学习倦怠的特点研究[J].六盘水师范学院学报，2012（1）：50-53.

[5]时金献，谭亚梅.大学生学习倦怠与外显自尊、内隐自尊的相关性研究[J].心理科学，2008，31（3）：736-737.

[6]Yang HJ，Farn CK. An investigation the factors affecting MIS student burnout in technical-vocational college[J]. Computers in Human Behavior，2005，21（6）：917-932.

[7]唐芳贵，彭艳.高校教师职业倦怠与工作满意度、社会支持关系[J].中国公共卫生，2008，24（8）：930-932.

[8]尧丹俐.高师学生自我效能感、社会支持感与学习倦怠的关系研究[J].湖北经济学院学报（人文社会科学版），2009，6（2）：160-161.

[9]严标宾，郑雪.大学生社会支持、自尊和主观幸福感的关系研究[J].心理发展与教育，22，60-64.

[10]张媛.医生工作倦怠及其与自尊、社会支持的相关研究[D].内蒙古师范大学硕士学位论文，2009（5）：1-45.

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[12]温忠麟，侯杰泰，马什赫伯特.结构方程模型检验：拟合指数与卡方准则[J].心理学报，2004，36（2）：186-194.