山平

高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系研究

山平

以山東某職業(yè)學(xué)院170名學(xué)生為被測試對象，采用高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表和高職學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感問卷進行了問卷調(diào)查，分析了高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)業(yè)自我效能感的關(guān)系。結(jié)果表明：高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠程度屬于中等；學(xué)業(yè)自我效能感低的學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分得分高；學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠各維度均呈極顯著負相關(guān)。

高職學(xué)生；學(xué)習(xí)倦??；學(xué)業(yè)自我效能感；關(guān)系

一、引言

學(xué)習(xí)倦怠是指由于學(xué)生對學(xué)習(xí)缺乏興趣或缺乏動力而產(chǎn)生的不愿學(xué)習(xí)、討厭學(xué)習(xí)的消極態(tài)度和行為，主要表現(xiàn)為遲到、逃課、不聽課和早退等行為特征。[1]有研究表明，當(dāng)前相當(dāng)多的大學(xué)生存在著學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)象。在校高職學(xué)生是數(shù)年后國家制造業(yè)的主力軍，高職在校生的學(xué)習(xí)倦怠，不僅直接影響到高職院校的教學(xué)質(zhì)量，也對國家“中國制造2025”發(fā)展規(guī)劃產(chǎn)生長遠的消極影響，勢必影響我國制造強國的進程，從長遠來看，最終會影響到中國夢的早日實現(xiàn)。因此，對高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠問題認真分析并找出對策是當(dāng)務(wù)之急。

影響高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的因素大體包括環(huán)境因素和個體因素[2]兩個方面，而在多個個體影響因素中自我效能感是比較重要的一個方面。

自我效能感這個概念最初來源于美國社會心理學(xué)家班杜拉，他認為，自我效能感是指人們對自己能否成功地從事某一成就行為的主觀判斷。一個人可以有多個自我效能感，在不同的領(lǐng)域，其自我效能感水平往往是不同的。學(xué)業(yè)自我效能感是指學(xué)生對自己能否利用所擁有的能力或技能去完成學(xué)習(xí)任務(wù)的自信和判斷。[3]通過調(diào)查研究考察高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)業(yè)自我效能感的情況，并探討二者之間的相關(guān)性，為高職院校采取有效措施降低高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平，制定預(yù)防學(xué)習(xí)倦怠策略提供依據(jù)。

二、研究對象和方法

（一）研究對象

以山東某職業(yè)學(xué)院170名學(xué)生作為被測試對象，采用隨機抽樣的方法，發(fā)放問卷170份，剔除無效問卷，共得有效問卷158份，有效率為92.4%。其中男生44人，女生114人。

（二）研究工具

1.高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表。根據(jù)高職學(xué)生的特點，對連榕教授編制的《大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠調(diào)查量表》[4]進行了適當(dāng)修訂。量表從情緒低落、行為不當(dāng)和成就感低三個維度對高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠進行考量。量表的Cronbachα系數(shù)為0.865,分半信度為0.880。量表的效度良好，內(nèi)部一致性信度較高。采用5級評分制，被試者得分越高，表明學(xué)習(xí)倦怠狀況越嚴重。

2.高職生學(xué)業(yè)自我效能感量表。為適應(yīng)高職學(xué)生的特點，對華中師范大學(xué)梁宇頌編制的《學(xué)業(yè)自我效能感量表》[[5]做了適當(dāng)修訂。量表從學(xué)習(xí)能力自我效能感與學(xué)習(xí)行為自我效能感兩個維度對高職生學(xué)業(yè)自我效能感水平進行考量。采用Likert 5點法記分，被試得分越高，表明學(xué)業(yè)自我效能感水平越高。[6]總量表及分量表的Crobacha’α系數(shù)在0.79～0.88之間。信度和效度指標良好。

3.數(shù)據(jù)處理。采用Spss19.0對所獲數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

三、研究結(jié)果

（一）大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠、學(xué)業(yè)自我效能感基本特點

被試者在學(xué)習(xí)倦怠、學(xué)業(yè)自我效能感各維度及總分上的得分情況見表1。因問卷為5點計分，取3為參照值，在各維度上進行相關(guān)t檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)倦怠屬于中等程度，行為不當(dāng)顯著高于情緒低落（t=4.93,p＜0.001）和成就感低（t=7.30, p＜0.001），情緒低落顯著高于成就感低（t=2.70, p＜0.01）。學(xué)業(yè)自我效能感呈中上水平，高于中間值3，學(xué)習(xí)能力效能感顯著高于學(xué)習(xí)行為效能感（t=4.64,p＜0.001），且二者均高于中間值3。

表1 大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠、學(xué)業(yè)自我效能感各維度及總分的均分

（二）不同性別和學(xué)習(xí)能力自我效能感水平學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠分析

對全體被試者的學(xué)習(xí)能力自我效能感得分進行標準化，根據(jù)Z分數(shù)大于等于1，Z分數(shù)大于-1但小于1，Z分數(shù)小于等于-1的標準，將被試分為學(xué)習(xí)能力自我效能感水平高、中、低三組。[3]然后以不同學(xué)習(xí)能力自我效能感水平和性別為自變量，以學(xué)習(xí)倦怠各維度及總分得分為因變量，進行多元方差分析，見表2。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒低落維度，性別的主效應(yīng)顯著（F＝11.29,p＜0.01），男生情緒低落得分（3.11± 0.86）高于女生（2.81±0.67），學(xué)習(xí)能力自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝5.73,p＜0.05）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，在情緒低落維度，學(xué)習(xí)能力自我效能感低的學(xué)生得分高于學(xué)習(xí)能力自我效能感高的學(xué)生。學(xué)習(xí)能力自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝2.27,p＞0.05）。

行為不當(dāng)維度，性別的主效應(yīng)不顯著（F＝0.77,p＞0.05），學(xué)習(xí)能力自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝7.28,p＜0.01）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)能力自我效能感不同水平兩兩之間差異顯著，學(xué)習(xí)能力自我效能感低的學(xué)生行為不當(dāng)?shù)梅郑?.54±0.46）最高，學(xué)習(xí)能力自我效能感高的學(xué)生行為不當(dāng)?shù)梅郑?.63±0.75）最低。學(xué)習(xí)能力自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝0.57,p＞0.05）。

表2 不同性別和學(xué)習(xí)能力自我效能感水平的學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠各維度及總分的均分

成就感低維度，性別的主效應(yīng)顯著（F＝5.99, p＜0.05），男生成就感低得分（2.55±0.70）低于女生（2.74±0.63），學(xué)習(xí)能力自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝5.61,p＜0.01）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)能力自我效能感不同水平兩兩之間差異顯著，學(xué)習(xí)能力自我效能感低的學(xué)生成就感低得分（3.11±0.72）最高，學(xué)習(xí)能力自我效能感高的學(xué)生成就感低得分（2.20±0.67）最低。學(xué)習(xí)能力自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝2.61,p＞0.05）。

學(xué)習(xí)倦怠總分，性別的主效應(yīng)不顯著（F＝2.04,p＞0.05），學(xué)習(xí)能力自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝9.26,p＜0.001）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)能力自我效能感不同水平兩兩之間差異顯著[3]，在學(xué)習(xí)倦怠總分得分上學(xué)習(xí)能力自我效能感低的學(xué)生得分（3.31±0.39）最高，而學(xué)習(xí)能力自我效能感高的學(xué)生得分（2.47±0.61）則最低。學(xué)習(xí)能力自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝0.77,p＞0.05）。

（三）不同性別和學(xué)習(xí)行為自我效能感水平學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠分析

將被試者分為學(xué)習(xí)行為自我效能感水平高、中、低三組，方法同上。然后以不同學(xué)習(xí)行為自我效能感水平和性別為自變量，以學(xué)習(xí)倦怠各維度及總分得分為因變量，進行多元方差分析（見表3）。

表3 不同性別和學(xué)習(xí)行為自我效能感水平的學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠各維度及總分的均分

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒低落維度，性別的主效應(yīng)顯著（F＝8.22,p＜0.01），男生情緒低落得分（3.11± 0.86）高于女生（2.81±0.67），學(xué)習(xí)行為自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝3.80,p＜0.05）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)行為自我效能感低的學(xué)生情緒低落得分（3.12±0.73）高于學(xué)習(xí)行為自我效能感中等（2.79±0.69）的學(xué)生。學(xué)習(xí)行為自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝2.33,p＞0.05）。

行為不當(dāng)維度，性別的主效應(yīng)不顯著（F＝0.83,p＞0.05），學(xué)習(xí)行為自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝6.09,p＜0.01）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)行為自我效能感低的學(xué)生行為不當(dāng)?shù)梅郑?.46±0.50）高于學(xué)習(xí)行為自我效能感中等（3.03±0.62）的學(xué)生。學(xué)習(xí)行為自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝2.08,p＞0.05）。

成就感低維度，性別的主效應(yīng)不顯著（F＝2.03,p＞0.05），學(xué)習(xí)行為自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝4.98,p＜0.01）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)行為自我效能感高的學(xué)生成就感低得分（2.36±0.79）低于學(xué)習(xí)行為自我效能感中等（2.69±0.58）和低（2.93±0.69）的學(xué)生。[7]學(xué)習(xí)行為自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝0.52,p＞0.05）。

學(xué)習(xí)倦怠總分，性別的主效應(yīng)不顯著（F＝2.12,p＞0.05），學(xué)習(xí)行為自我效能感水平的主效應(yīng)顯著（F＝5.48,p＜0.001）。進一步多重比較發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)行為自我效能感低的學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分得分（3.16±0.45）高于學(xué)習(xí)行為自我效能感中等（2.83±0.50）和高（2.89±0.49）的學(xué)生。學(xué)習(xí)行為自我效能感水平和性別之間的交互作用不顯著（F＝1.39,p＞0.05）。

（四）學(xué)習(xí)倦怠各維度與學(xué)業(yè)自我效能感各維度的相關(guān)性分析

采用Pearson相關(guān)雙尾檢驗方法，統(tǒng)計學(xué)習(xí)倦怠各維度與學(xué)業(yè)自我效能感各維度的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果如表4所示，學(xué)習(xí)倦怠各維度及總分與學(xué)習(xí)能力自我效能感維度和學(xué)業(yè)自我效能感總分均呈極顯著負相關(guān)，而學(xué)習(xí)行為自我效能感僅與成就感低這一緯度呈顯著負相關(guān)。

四、討論與分析

以中間值3為參照值，分析發(fā)現(xiàn)，高職學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠總均分為2.90，表明高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總體情況為中等程度，三個維度中行為不當(dāng)?shù)梅肿罡?.13，超過了學(xué)習(xí)倦怠總分的均分，表明高職學(xué)生在學(xué)習(xí)中逃課、遲到、早退、不聽課等不良學(xué)習(xí)行為現(xiàn)象最為嚴重；緊隨其后的為情緒低落得分2.89，成就感低這一維度得分最少，為2.69。表明可能與部分高職學(xué)生長期以來形成的不良學(xué)習(xí)行為有關(guān)。就讀高職的學(xué)生在高考中往往是失利者，他們中絕大多數(shù)在中學(xué)時學(xué)習(xí)成績就不夠理想，學(xué)習(xí)行為不良，進入大學(xué)后，中學(xué)時的不良學(xué)習(xí)行為帶進了高職的學(xué)習(xí)中，又不愿付出更多努力，面對新的學(xué)習(xí)任務(wù)，基礎(chǔ)較差的他們?nèi)匀宦牪欢?、學(xué)不會。另外，大學(xué)的學(xué)習(xí)方式方法不同于中學(xué)，大學(xué)有更多的自由時間，需要學(xué)生自主安排，主動學(xué)習(xí)；那些缺乏學(xué)習(xí)的自覺性，習(xí)慣于被老師家長督促學(xué)習(xí)的學(xué)生就會表現(xiàn)為學(xué)習(xí)不良，對學(xué)習(xí)沒有成就感，逐漸對學(xué)習(xí)失去興趣，不想學(xué)習(xí)，不愿學(xué)習(xí)。也有高職學(xué)生對自己進入高職院校并不滿意，認為高職在現(xiàn)行的高等教育體系中地位低下，讀高職沒有前途，被別人看不起，遂表現(xiàn)為心情郁悶、情緒低落，也會產(chǎn)生消極地不當(dāng)學(xué)習(xí)行為。一分耕耘一分收獲，他們清楚自己在學(xué)習(xí)上付出的很少，所以他們在成就感低這一維度得分最少。

表4 學(xué)習(xí)倦怠各維度與學(xué)業(yè)自我效能感各維度的相關(guān)性分析

男女生在學(xué)習(xí)倦怠總體情況及在行為不當(dāng)維度均沒有顯著性別差異，這說明，男女生在學(xué)習(xí)倦怠程度上是相近的，都更多地表現(xiàn)為不良學(xué)習(xí)行為。但在情緒低落、成就感低維度性別差異顯著，女生的情緒低落維度得分顯著低于男生，而在成就感低維度男生得分高于女生。[8]導(dǎo)致這種差異的原因可能與社會對男女生的性別期待不同有關(guān)。人們一般對男生寄予較高的期望，希望他們有出息，能上好的大學(xué)，有好的前途，將來能在社會上和家庭中有擔(dān)當(dāng)。而高職院校在人們眼里是劣等大學(xué)，讀高職是無奈選擇，是無能、沒有出息的表現(xiàn)，這種觀念傳染到男生并被男生從心理上接受。相比男生，人們對女生的期待則低得多，因此女生比男生在成就感，情緒低落程度方面明顯低于男生。

高職學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平與其學(xué)業(yè)自我效能感水平呈極顯著負相關(guān)，也就是說，學(xué)業(yè)自我效能感水平越低的學(xué)生其學(xué)習(xí)倦怠水平越高。這說明，學(xué)業(yè)自我效能感水平低的學(xué)生更傾向于否認自己的學(xué)習(xí)能力和方法，認為自己不具備勝任學(xué)習(xí)任務(wù)的能力以及采取的學(xué)習(xí)方法不得當(dāng)，不相信自己，懷疑自己，對學(xué)習(xí)失去信心，抑郁、煩悶，學(xué)習(xí)倦怠程度表現(xiàn)較重。這提示我們，可以通過提高高職學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感水平的方法降低他們的學(xué)習(xí)倦怠水平。

學(xué)習(xí)倦怠各維度及總分與學(xué)習(xí)能力自我效能感均呈極顯著負相關(guān)，而學(xué)習(xí)行為自我效能感只與成就感低這一維度呈顯著負相關(guān)。這說明，學(xué)習(xí)能力自我效能感較學(xué)習(xí)行為自我效能感對學(xué)習(xí)倦怠各維度的影響較大。學(xué)生一旦認為自己缺乏相應(yīng)的學(xué)習(xí)能力，就會對學(xué)習(xí)產(chǎn)生致命的打擊，出現(xiàn)學(xué)習(xí)情緒低落，恐懼、厭倦學(xué)習(xí)，產(chǎn)生遲到、逃課、不聽課等不當(dāng)行為，導(dǎo)致無法從學(xué)習(xí)中獲得成就感等。但是，如果學(xué)生認為自己學(xué)習(xí)行為不當(dāng)，學(xué)習(xí)方法低效，僅會令他想辦法改進自己的學(xué)習(xí)方法，不會影響到他的自信系統(tǒng)。方法易改能力難提，于是，學(xué)習(xí)行為自我效能感低會顯著影響他的專業(yè)學(xué)習(xí)成就感，使他低成就感，而較少影響到學(xué)習(xí)倦怠的其他兩個維度。因此，采取有效措施，比如降低學(xué)習(xí)難度，減少理論學(xué)習(xí)內(nèi)容，增加實操技能學(xué)習(xí)、開展互助學(xué)習(xí)小組等改善高職生的學(xué)習(xí)能力自我效能感，是降低他們學(xué)習(xí)倦怠水平的重中之重。同時，向高職學(xué)生傳授科學(xué)的學(xué)習(xí)方法，改善他們的學(xué)習(xí)行為，提高學(xué)習(xí)效率，提升他們的學(xué)習(xí)能力自我效能感，也可有效降低學(xué)習(xí)倦怠水平。

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[責(zé)任編輯 趙文清]

山平，女，山東廣播電視大學(xué)副教授，碩士，主要研究方向為高職教育、成人教育、學(xué)前教育等。

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