高中生社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系-精選教育文檔

1、高中生社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系社會支持 學(xué)業(yè)自我效能感 學(xué)習(xí)倦怠 中介作用 高中生 學(xué)習(xí)倦怠(learning burnout )是指學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中因?yàn)?學(xué)業(yè)壓力、課程負(fù)荷或其他個(gè)人心理層次上的因素，以至于情緒和身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離、去個(gè)性化以及低成就感和個(gè)人效能感降 低1 , 2 o影響學(xué)習(xí)倦怠的外部因素以社會支持(social support )為主，而內(nèi)部個(gè)體特征因素則以自我效能感(self-efficacy )為主。社會支持作為影響學(xué)習(xí)倦怠最重要的 外部因素，它主要指來自社會各方面的包括家庭、親屬、朋友、 同事、伙伴等組織給予個(gè)體的精神上和物質(zhì)上的幫助支援，反映了一個(gè)人

2、與社會聯(lián)系的密切程度和質(zhì)量3 o有研究發(fā)現(xiàn)：社會支持與學(xué)習(xí)倦怠之間存在顯著性的負(fù)相關(guān)，并有一定的預(yù)測作用4 , 5,即個(gè)體獲得較多的社會支持可以有效地緩解學(xué)習(xí)倦怠 水平6, 7。學(xué)業(yè)自我效能感(learning self-efficacy )是 自我效能感在學(xué)習(xí)領(lǐng)域的表現(xiàn)，可以認(rèn)為它是影響學(xué)習(xí)倦怠最重要的內(nèi)部人格特征因素之一。 它指的是個(gè)體對自身成功完成學(xué)業(yè) 任務(wù)所具有能力的判斷與自信 網(wǎng)。有研究發(fā)現(xiàn)：學(xué)業(yè)自我效能 感與學(xué)習(xí)倦怠之間呈負(fù)相關(guān)，它可作為學(xué)習(xí)倦怠的有效預(yù)測變 量，其個(gè)體的效能感越高，學(xué)習(xí)倦怠水平越低，反之亦然4,9, 10。因此，社會支持和學(xué)業(yè)自我效能感是影響個(gè)體學(xué)習(xí)倦怠的重要變量

3、，然而以往大多從單一視角進(jìn)行探索，對于兩個(gè)變量與學(xué)習(xí)倦怠關(guān)系的綜合研究尚不多見。有研究表明：大學(xué)生的社會支持能正向地預(yù)測學(xué)業(yè)自我效能感11 , 12 o所以，社會支持和 學(xué)業(yè)自我效能感在影響個(gè)體學(xué)習(xí)倦怠的同時(shí)，社會支持還可能會間接通過學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)倦怠產(chǎn)生影響。因此，本研究以高中生為對象，擬考察社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)倦怠的 影響，同時(shí)探討學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用。一、研究方法.對象以貴陽和凱里市某兩所高級中學(xué)在校學(xué)生為被試，發(fā)放問卷1500份，剔除有規(guī)律和作答缺失的無效問卷共119份，得到有效問卷共計(jì)1381份。其中，男生598人，女生783人；農(nóng)村學(xué) 生481人，城鎮(zhèn)學(xué)生 90

4、0人；高一 615人，高二532人，高三 234 人。.工具(1)領(lǐng)悟社會支持量表3該量表共12個(gè)項(xiàng)目，分為其他支持、家庭支持和朋友支持 3個(gè)維度，采用Likert-7 點(diǎn)計(jì)分，將原量表中測量其他支持項(xiàng) 目的中“領(lǐng)導(dǎo)、親戚和同事”，改為“老師、親戚和同學(xué)”，在 維度上和總量表上分?jǐn)?shù)越高表明領(lǐng)悟社會支持程度越高。整體量表、其他支持、家庭支持和朋友支持的？琢系數(shù)分別為：0.897、0.782、0.783和0.830。依據(jù)量表原結(jié)構(gòu)做驗(yàn)證性因素分析，各 擬合指標(biāo)為：？字 2/df=5.510 , CFI=0.968 , TLI=0.958 , RMSEA=0.057( 0.051 , 0.064)

5、, SRMR=0.027(2)青少年學(xué)習(xí)倦怠量表2該量表共16個(gè)項(xiàng)目，分為身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離和低成就感 3個(gè)維度，采用Likert-5 點(diǎn)計(jì)分，得分越高其倦怠程度越嚴(yán)重。 整體量表、身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離和低成就感的？琢系數(shù)分別為： 0.827、0.712、0.750和0.802。依據(jù)量表原結(jié)構(gòu)做驗(yàn)證性因素 分析，各擬合指標(biāo)為？字 2/df : =5.819 , CFI=0.919 , TLI=0.904 , RMSEA=0.059( 0.055 , 0.064) , SRMR=0.050(3)學(xué)業(yè)自我效能感量表 網(wǎng)該量表共22個(gè)項(xiàng)目，分為學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為 自我效能感2個(gè)維度，采用Li

6、kert-5點(diǎn)計(jì)分，總分越高代表學(xué)業(yè)自效能感越高。整體量表、學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自 我效能感？琢的系數(shù)分別為：0.867、0.849和0.678。依據(jù)量表 原結(jié)構(gòu)做驗(yàn)證性因素分析，各擬合指標(biāo)為？字 2/df : =6.125, CFI=0.864 , TLI=0.849 , RMSEA=0.061( 0.058 , 0.064), SRMR=0.047.數(shù)據(jù)處理以原始數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，用 STATA/MP13.1進(jìn)行數(shù)據(jù)整理、信度 分析、相關(guān)分析和回歸分析；用 Mplus7.0做驗(yàn)證因素分析以及 結(jié)構(gòu)方程建模。二、結(jié)果與分析1.社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的相關(guān)性如表1顯示，除身心耗竭

7、與社會支持中的其他支持和朋友沒 有顯著的相關(guān)以外，家庭支持、總社會支持、學(xué)習(xí)能力效能感、 學(xué)習(xí)行為效能感以及總學(xué)業(yè)自我效能感均與總學(xué)習(xí)倦怠及其分 維度身心耗竭、學(xué)業(yè)疏離和低成就感有著顯著性的負(fù)相關(guān)關(guān)系。 此外，總社會支持和總學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著性的正相關(guān)(0.289* )。表1社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠的相關(guān)分析注：*代表P逐步回歸分析3.學(xué)業(yè)自我效能感在社會支持與學(xué)習(xí)倦怠之間的中介效應(yīng) 分析依據(jù)Mackinnon (2008)的研究，簡單中介效應(yīng)分析(simple mediation effect analysis )需要依次完成以下方法 13。若 視為觀察變量，則用依次檢驗(yàn)法(因果

8、法)；若視為潛變量，則 用Sobel檢驗(yàn)(系數(shù)乘積法)或者 Bootstrap置信區(qū)間(Confidence Interval , CI)法。首先，依次檢驗(yàn)法需要自變量對中介變量和因變量均有顯著 的預(yù)測作用14 o第一步，社會支持對學(xué)業(yè)自我效能感的回歸分 析(F=126.07* , R2=0.083, ?茁=0.289 , t=11.23* );第 二步，社會支持對學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析(F=102.76* ,R2=0.069, ?茁=-0.263 , t=-10.14* );第三步，社會支持和學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)倦怠的回歸分析(F=501.10*R2=0.420, ?茁支持=-0.084 , t

9、 支持=-3.92* , ?茁效能 =-0,620 , ?茁效能=-28.93* ),表明學(xué)業(yè)自我效能感在社會 支持與學(xué)習(xí)倦怠間存在部分中介效應(yīng)。其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為(-0.620 ) (0,289) / (-0.263 ) =68.13%。最后，進(jìn)行 Sobel檢驗(yàn)(表3)和用Bootstrap方法進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模(圖 1)估計(jì)簡接效應(yīng)。圖1基于結(jié)構(gòu)方程模型的中介效應(yīng)其中，flf3分別代表社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí) 倦怠，而y1y8分別代表其他支持、家庭支持、朋友支持、學(xué) 習(xí)能力效能感、學(xué)習(xí)行為效能感、身心衰竭、學(xué)業(yè)疏離和低成就 感。模型的各擬合指標(biāo)為：？字 2/df=13.896

10、 , CFI=0.952 , TLI=0.920 , RMSEA=0.097( 0.086 , 0,108 ) , SRMR=0.055表3中介效應(yīng)分析注：Bias-Corrected 95%CI 代表偏差校正置信區(qū)間， Percentile 代表百分位置信區(qū)間，Bootstrap=10000 次。表3顯示：間接效應(yīng)(中介效應(yīng))的 Bootstrap置信區(qū)間, 無論是偏差校正置信區(qū)間(bias-corrected CI )還是百分位置 信區(qū)間(percentile CI )均不包含0,表明中介效應(yīng)確實(shí)存在。 另外，直接效應(yīng)的Bootstrap區(qū)間也不包含0,即直接效應(yīng)顯著, 表明學(xué)業(yè)自我效能感

11、在社會支持與學(xué)習(xí)倦怠之間存在部分中介 效應(yīng)。基于Bootstrap方法的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為(-0.270 ) / (-0.363 ) =74.38%,高于依次檢驗(yàn)法的比值，低估 了 74.38%-68.13%=6.25%。三、討論.社會支持和學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)倦怠的影響研究發(fā)現(xiàn)社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)倦怠間均呈顯著 性的負(fù)相關(guān)，并且都對學(xué)習(xí)倦怠有顯著地預(yù)測作用，所以它們都可以有效地作為學(xué)習(xí)倦怠水平的前測變量。這表明高中生受到家庭、朋友、老師和同學(xué)等各方面的支持，容易形成較好的人際關(guān) 系氛圍，可降低學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠感，減輕來自學(xué)習(xí)和高考的壓力， 增強(qiáng)對學(xué)習(xí)的興趣和信心，提高學(xué)業(yè)成績。

12、所以，得到越多的社 會支持水平的高中生，在學(xué)習(xí)上越不容易產(chǎn)生倦怠或者說是高倦 怠。止匕外，還說明了高中生的學(xué)業(yè)自我效能感越高，學(xué)習(xí)倦怠水 平就越低。這可能是由于學(xué)業(yè)自我效能感高的學(xué)生，其學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感也較高，這類學(xué)生對學(xué)習(xí)的興趣、自信心和積極性處于較高水平，能尋找出更多更好的方法和策略來面對學(xué)習(xí)上的困難，以至于負(fù)面和消極的情緒出現(xiàn)的機(jī)率 降低，其學(xué)習(xí)倦怠水平也會降低。.學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用分析研究發(fā)現(xiàn)高中生的學(xué)業(yè)自我效能感在社會支持與學(xué)習(xí)倦怠 間存在部分中介作用，其“部分”中介效應(yīng)所占的比例較大，大約占了 3/4的比例。依次檢驗(yàn)法發(fā)現(xiàn)，學(xué)業(yè)自我效能感所產(chǎn)生的 間接效

13、應(yīng)占了總效應(yīng)的 68.13%。而Bootstrap法的結(jié)構(gòu)方程模 型則發(fā)現(xiàn)，具間接效應(yīng)占了 74.38%,較傳統(tǒng)方法更精確一些。Sobel檢驗(yàn)的顯著性則表明間接效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，真實(shí)存在，不是由于抽樣誤差或者其他隨機(jī)因素造成的?？梢?，高中生的社會支持、學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)倦怠三者間在邏輯上有很明確的 影響關(guān)系，即社會支持影響學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)業(yè)自我效能感影響學(xué)習(xí)倦怠、社會支持通過學(xué)業(yè)自我效能感影響學(xué)習(xí)倦怠。通過上述分析，可知高中生的社會支持對學(xué)習(xí)倦怠存在著兩 種形式的作用。一方面，社會支持可直接影響高中生的學(xué)習(xí)倦怠， 即主效應(yīng)模型，不存在其他間接效應(yīng)；另一方面，社會支持通過 影響高中生的學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而間接影響學(xué)習(xí)倦怠，即緩沖器模型，常指通過其他變量將其自身的主效應(yīng)轉(zhuǎn)化為間接效應(yīng)進(jìn)而 影響因變量，特指完全中介作用模型。用Bootstrap法建構(gòu)的模 型發(fā)現(xiàn)，高中生的社會支持不但存在直接影響學(xué)習(xí)倦怠水平，而且還發(fā)現(xiàn)它通過學(xué)業(yè)自我效能感間接地影響著學(xué)習(xí)倦怠。這表明社