大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠的關(guān)系

目錄TOC\o"1-3"\h\u摘要 一、前言（一）研究背景近年來，學生的學習倦怠問題越來越嚴重，這樣的問題在高校大學生中也普遍存在，學習倦怠已成為研究者關(guān)注的研究熱點。為了幫助廣大大學生緩解學習倦怠問題，我們首先要找到導致大學生學習倦怠的原因。然而縱觀前人對學習倦怠的研究發(fā)現(xiàn)，導致學習倦怠產(chǎn)生的原因往往不是單方面的，而是由多方面因素共同影響而形成的。為此，本研究旨在從自我效能感、歸因方式和家庭功能三個方面來探討其對大學生學習倦怠的關(guān)系，重點探討了我們可以從哪些方面進行改善，盡可能的預防大學生的學習怠問題的產(chǎn)生。所以從這個角度來說，本次研究是具有一定實踐指導意義的。（二）研究意義1、理論意義根據(jù)前文可知，目前現(xiàn)有的文獻資料，大多圍繞著中小學的學生倦怠問題進行探討，而以大學生為對象展開的研究相對較少，本文重點圍繞了自我效能感、歸因方式和家庭功能三個方面來對大學生的學習倦怠問題進行研究，一定程度上可以彌補了這方面的學術(shù)空白，也使得關(guān)于學習倦怠的理論體系得到了完善和充盈，為后人學者的相關(guān)研究提供了一定的理論基礎(chǔ)和指導借鑒價值。2、實踐意義本研究將對懷化學院大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能和學習倦怠的基本狀況進行調(diào)查研究，重點圍繞了這四個因素之間的關(guān)系進行綜合分析，希望尋找出大學生學習倦怠問題研究的一個全新思路。通過研究結(jié)果，提出相應(yīng)的解決策略，希望能夠降低大學生學習倦怠的程度。（三）研究內(nèi)容1、大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能和學習倦怠的現(xiàn)狀及其在性別、年級、學科性質(zhì)等人口統(tǒng)計學變量上的差異。2、大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠兩兩之間的關(guān)系。3、大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能對學習倦怠的影響方向。（四）研究假設(shè)基于國內(nèi)外關(guān)于自我效能感、歸因方式、家庭功能和學習倦怠等四方面因素的關(guān)系，提出以下幾點假設(shè)：假設(shè)1：大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠在性別、年級、學科性質(zhì)等方面均存在顯著差異；假設(shè)2：大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠四者之間兩兩相關(guān)；假設(shè)3：自我效能感、家庭功能均可以負向預測學習倦怠，歸因方式可以正向預測學習倦怠。二、文獻綜述（一）學習倦怠的定義及相關(guān)研究1、學習倦怠的界定學習倦怠的概念來自于職業(yè)倦怠的研究。Maslach通過測驗問卷的形式，最終提出并建立了職業(yè)倦怠模型，認為其中情緒耗竭、去個性和低成就感都會對職業(yè)倦怠產(chǎn)生影響[1]。在上世紀80年代，兩名著名的學者就提出了學習倦怠的概念，他們認為，學生在學習的過程當中，相對來說會產(chǎn)生較高的倦怠程度，而這個程度是比職業(yè)人員在工作期間所產(chǎn)生的更高因此，這一概念也可以簡單的理解為，大學生在進入大學以后參加學習時所產(chǎn)生的倦怠問題[2]。Meier認為，如果從原因上進行探究的話，學生產(chǎn)生學習倦怠的原因可以歸究為高強度的學習壓力和過度的精力損耗，伴隨著這些問題，學生對于學習的興趣會逐漸被消磨，而又加之自我預期的未達成以及同他人對比所產(chǎn)生的差異感，就會持續(xù)加重這一負面情緒[3]。Schaufeli則認為，如果進行過度學習，那么就非常容易使學生產(chǎn)生負面情緒，造成疏離反應(yīng)[2]。在國內(nèi)外的相關(guān)學術(shù)文獻當中，涉及到了大量的關(guān)于學習倦怠的概念界定問題，通過對這部分文獻進行梳理，可以了解到更具權(quán)威性的理論基礎(chǔ)。臺灣較早于大陸開展了學習倦怠研究，許多學者都將大學生學習倦怠問題的產(chǎn)生，歸因于心理方面、學習壓力方面的原因[4]。本研究借鑒了大陸的連榕等人的相關(guān)學術(shù)文獻，對學習倦怠的概念進行了詳細的鑒定界定，認為學習倦怠指的是當個體不愿意進行學習，但是迫于某種客觀因素又不得不進行學習時所產(chǎn)生的一系列負面情感，導致個體極容易產(chǎn)生厭倦學習和逃避學習的問題[5]。這一理論在目前國內(nèi)學術(shù)界也是具有先進性和權(quán)威性的。2、學習倦怠的測量不僅是國外學者在研究此項課題的時候采取了建模的方式我國的著名學者連蓉同樣在研究本課題的時候采取了三因素模型的研究方式——通過對三個因子進進行確定，來構(gòu)建出因子構(gòu)面。這一研究方式自產(chǎn)生以來，就極大地影響著我國的學術(shù)界也被越來越多的專家學者所應(yīng)用，現(xiàn)階段逐漸成為了研究大學生學習倦怠問題的重要手段[3]。所以在本次論文的撰寫和研究當中，同樣借鑒了這一模型。3、學習倦怠的研究現(xiàn)狀通過對前人學者的相關(guān)學術(shù)文獻進行綜合整理與分類，可知，目前大部分學者在對影響學習倦怠問題的因素進行探究的時候，主要是從個體和環(huán)境兩大方面著手，筆者將進行逐一闡述：一是個體方面：首先，在對個體產(chǎn)生的影響因素進行綜合分析的時候，能夠發(fā)現(xiàn)無論是性別，年齡，受教育程度，健康水平，職業(yè)還是家庭環(huán)境，成長環(huán)境，所處地域和收入水平，都會對個體產(chǎn)生影響。這一影響因素的分析，也是符合目前我國關(guān)于人口統(tǒng)計學理論的。根據(jù)相關(guān)學術(shù)文獻可知，大量的專家學者都針對人口學變量進行了探討，認為性別、年齡、婚姻和教育水平這些變量是尤為重要的，甚至可以代表著不同的倦怠水平。根據(jù)這一成熟理論，同樣有大量的學者進行了進一步的探討，認為這些因素當中能夠起到較大影響作用的就是性別、年級、學習狀況和家庭因素[6]。其次，人體內(nèi)在因素包括人格特質(zhì)、自我因素和應(yīng)對方式三個方面。關(guān)于這方面的研究，國外的學術(shù)界已經(jīng)給出了較為成熟的理論體系。通過研究這些成熟文獻和理論體系，可知這三者之間是存在著一定關(guān)聯(lián)性的。根據(jù)自我效能感的理論，筆者展開了本次的研究，重點探討了自我因素與學習倦怠問題之間的聯(lián)系性，在上世紀末期的相關(guān)學術(shù)文獻當中，眾多國外學者的研究結(jié)果為本文的撰寫提供了一定的理論基礎(chǔ)。同時，這些學者的學術(shù)理論都不約而同地指出了一個結(jié)果——二者之間產(chǎn)生了一定的負相關(guān)聯(lián)系。換句話說，當個體的自我效能感越低時，他們就越容易產(chǎn)生學習倦怠的問題；反之，如果個體的自我效能感越高，那么他們產(chǎn)生學習倦怠問題的概率自然也就會越低[6]。根據(jù)特質(zhì)論理論可知，個體是具有一定應(yīng)激反應(yīng)能力的，這就被稱之為應(yīng)對策略，也就是在面對突發(fā)狀況時所表現(xiàn)出的穩(wěn)定行為[6]。這一因素與學習倦怠程度之間的關(guān)系同樣也是負相關(guān)的，也就是說，如果個體的應(yīng)激反應(yīng)能力越低，那么他們的學習倦怠水平就會越高積[6]。二是環(huán)境方面：首先，職業(yè)倦怠的相關(guān)研究結(jié)果中，能夠發(fā)現(xiàn)大部分人會產(chǎn)生職業(yè)倦怠的原因，就來自于高強度的工作壓力，而這一研究結(jié)果同樣可以被應(yīng)用在學習倦怠問題的研究方面[6]。通過對我國學生的綜合調(diào)查可知，大部分學生認為自己所承擔的學習壓力過重，甚至也引發(fā)了自身的心理壓力問題，而這些壓力的來源不僅來自于課業(yè)和學校方面，更來自于家庭和自我期待，這些都會使得學生的身心健康受到影響。其次，其他方面的支持力度同樣可以影響著學生學習倦怠問題的程度，而這一支持可能來自于社會，社區(qū)也可能來自于家庭和教師，同時也可以來自于朋友和伙伴。而支持的方式不局限于物質(zhì)支持，更多的是傾向于精神支持。結(jié)果顯示：家庭支持與學習倦怠也存在負相關(guān)關(guān)系。（二）自我效能感的定義及相關(guān)研究1、自我效能感的界定最早提出自我效能感這一理論內(nèi)容的是著名的教育學家班杜拉，他認為，人們在從事某項工作或某項任務(wù)時，對自我預期的自信程度，就可被稱之為自我效能感[7]。同時，班杜拉的這一理論也成為了他社會認知理論的基礎(chǔ)內(nèi)容[10]。也有部分學者對自我效能感這一概念進行了準確的界定，認為這就是一種信念，或者說是自信心，這種精神情緒會在某一特定背景下成為支持個體完成任務(wù)或完成行為的最大驅(qū)動力，也是個體調(diào)動內(nèi)在動機的重要因素[8]。艾什頓等人認為，自我效能感是一種心態(tài)，是個體在面對某一行為或某一環(huán)境時所作出的具體反應(yīng)[8]。自我效能感是指個體對自己面對環(huán)境中的挑戰(zhàn)能否采取適應(yīng)性的行為的知覺或信念[10]。本研究采用的是班杜拉對自我效能感作出的定義，因為根據(jù)對文獻的研究，本文研究的是大學生自身能否利用所擁有的技能去完成學習的自信程度，其本質(zhì)與班杜拉的定義內(nèi)涵更加符合。王才康也認可班杜拉的觀點，并根據(jù)其觀點修訂了Schwarzer等人編制的般自我效能感量表（GSES）。2、自我效能感的測量本研究采用的是一般自我效能感量表(GSES)，因為該量表題目相對較少，而且王才康對于班杜拉的觀點表示認可并引用其觀點，所以王才康修訂的一般效能感量表更加符合本文需要測量的一般效能感量各項指標。3、自我效能感的研究現(xiàn)狀當個體長期面對高壓的學習環(huán)境和學習壓力的時候，就容易產(chǎn)生精力喪失和熱情喪失的問題。具體反應(yīng)為疏遠同學和老師，不愿意參與學習，這是一種負面的情緒，而這種情緒同樣會導致各種消極學習行為的產(chǎn)生。Chemiss認為，倦怠程度會對職業(yè)發(fā)展和效果產(chǎn)生巨大的影響，尤其是容易導致創(chuàng)新力不足、工作動機缺失的問題[11]。一般來說，如果學生具有較高的自我效能感，那么他們就能夠控制自己的意識，同時也可以對學習和任務(wù)產(chǎn)生強烈的自信心，能夠激發(fā)自身對于學習的興趣和動力，這樣的學生就不易產(chǎn)生倦怠問題[3]。（三）歸因方式的定義及相關(guān)研究1、歸因方式的界定根據(jù)對大量文獻的分析發(fā)現(xiàn)，對于歸因方式概念多是國內(nèi)相關(guān)專家作出的定義國外相關(guān)研究是針對歸因方式的分類。劉燊和楊韻認為歸因方式是指個體在解釋其積極的和消極的生活預期時所采取的習慣性的方式[12]。在對歸因方式的界定上，我國的專家學者提出了大量的寶貴學術(shù)經(jīng)驗，部分學者認為，通過對過去的經(jīng)驗總結(jié)，能夠?qū)ο嗨菩袨榈念A期結(jié)果進行一個傾向性的判斷，并完成原因推理[13]。在上世紀50年代末期，Heider提出了歸因理論，并對歸因的種類進行了詳細的分類及內(nèi)部原因和外部原因兩種，其中內(nèi)部原因指的就是個體的個性，而外部原因則指的是環(huán)境情境[14]。本研究采用Heider對歸因方式的定義，因為本課題研究的是大學生在對待厭學問題上會把原因歸結(jié)為內(nèi)部原因還是外部原因，與研究課題相符。2、歸因方式的測量本研究采用Lefcourt等人編制的多維度-多歸因因果量表，由國外專家編制，相對其他量表更加專業(yè)和權(quán)威，題目較少，而且量表測試的內(nèi)容努力、能力、運氣和環(huán)境四個方面與歸因方式的定義的內(nèi)部原因和外部原因相符合。3、歸因方式的研究現(xiàn)狀根據(jù)以往研究發(fā)現(xiàn)歸因方式的內(nèi)外控傾向是大學生學習倦怠的重要預測源。這一結(jié)論說明大學生在學習過程中對學習成敗歸因的社會性知覺，對其學習情緒（情緒是否低落）、學習投入行為（行為不當）和學習滿意度（是否有成就感）具有直接作用。大學生學習倦怠與歸因方式呈顯著正相關(guān)。表現(xiàn)在情境歸因、運氣歸因及外控性維度與學習倦怠呈顯著正相關(guān),能力歸因、努力歸因及內(nèi)控性維度與學習倦怠呈顯著負相關(guān)[15]。（四）家庭功能的定義及相關(guān)研究1、家庭功能的界定“家庭功能”的概念大致可以分為兩種：一方面，有部分學者是從心理學的角度對這一內(nèi)容進行闡述，認為家庭的任務(wù)是繁重的，不僅需要提供溫馨的環(huán)境和衣食住行等基礎(chǔ)條件，同時還必須要完成基本、發(fā)展以及危機等任務(wù)[7]；另一方面，有部分學者是從存在缺陷的家庭當中進行調(diào)查，并且發(fā)現(xiàn)其中的共性問題，希望通過心理干預的方式予以改善，同時通過多維度的質(zhì)量評價指標來促進家庭功能發(fā)揮的最大化[16]。McMaster認為，家庭可以作為一個系統(tǒng)進行正常的運作，而其中每一成員都需要承擔不同的任務(wù)，如衣食住行，如保障環(huán)境，如促進其他成員身心發(fā)展等，本研究正是基于這一學者的相關(guān)理論，認為家庭功能需要保障以上幾方面任務(wù)的實現(xiàn)，而想要實現(xiàn)這些任務(wù)，則需要通過加強溝通聯(lián)系，保障情感和行為控制等[17]。2、家庭功能的測量在具體的測量方式上，筆者選取了FAD這一模型，通過對家庭整體情況的收集，并且分門別類地完成了自測試篩選問卷，從而得出了最終的家庭功能測量結(jié)果，這一結(jié)果基本涵蓋了其基本功能和完成任務(wù)的能力，并且進一步得出了家庭功能當中的問題及不足之處，完成了對家庭健康與否的界定。這一模型在測量家庭功能方面盡可能的保證了全面性和完整性，因此，筆者在本次研究中較多的使用了這一工具進行測量。3、家庭功能的研究現(xiàn)狀對于個體來說，他們所接受教育的第一個環(huán)境就是家庭，在這個環(huán)境當中，他們也學會了最基本的情緒，把控方法和行為表現(xiàn)方式。因此，我們也可以將家庭環(huán)境看作是個體社會化的第一個場所，也是最重要最基礎(chǔ)的場所。家庭內(nèi)部成員之間的溝通方式和行為模式都會對個體產(chǎn)生一定程度的左右，甚至會影響著個體的心理和行為表達方式，這二者之間的關(guān)聯(lián)性是十分明顯的。無論是在國內(nèi)外的相關(guān)研究當中，還是根據(jù)案例分析，我們都有充分的理由相信，原生家庭的影響對于個體是十分巨大：如果家庭環(huán)境較為惡劣，那么，個體在人格和情緒方面必然面臨著較大的發(fā)展威脅；反之，如果能夠在一個良好的家庭環(huán)境當中生活著，那么個體就能夠具有健全的人格和完善的情緒把控能力[18]。對于個體的認知能力形成來說，家庭方面的作用同樣是不可替代的，國內(nèi)外的相關(guān)研究已經(jīng)表明，家庭當中如果各成員之間較為親密，環(huán)境良好，那么個體的人格就能夠變得更加的積極、穩(wěn)定、向上。在這樣家庭當中生長的個體，他們的自信心更強，更能夠輕易地調(diào)動自身的積極情緒和內(nèi)在學習動機，不太容易產(chǎn)生學習倦怠的問題[18]。另外，家庭功能的發(fā)揮還表現(xiàn)在對個體未來成長的指導上，尤其是對于個體情緒把控，人際交往與人合作等方面的指導，能夠獲得較高水平的指導，就意味著個體未來獲得成功的概率越高?？偠灾绻胍ＷC個體在人格情緒方面獲得較好的發(fā)展，那么就需要盡可能的發(fā)揮家庭的積極功能。三、研究方法（一）研究對象綜合考慮樣本代表性和可行性，采用分層抽樣和隨機抽樣的方法，選取懷化學院的在校大學生，把被試按照年級、性別、專業(yè)（文科、理科）分層，在每一層次中發(fā)足夠數(shù)量的問卷，以保證有效問卷的數(shù)量。共計發(fā)放問卷500份，獲得有效問卷367份，有效率為73.4%，符合統(tǒng)計學的基本要求。樣本的基本構(gòu)成情況見表3.1。表3.1樣本基本構(gòu)成情況頻率百分比%性別男18249.6女18550.4年級大一9024.5大二9525.9大三9325.3大四8924.3學科性質(zhì)理工科17948.8文科18851.2在本次研究中，重點圍繞大學生展開了相應(yīng)的問卷調(diào)查工作，做首先對學習狀況進行了綜合調(diào)查，從而進一步分析目前可能會對大學生學習倦怠問題產(chǎn)生影響的因素。在得出這一具體的研究結(jié)果以后，可以更好的從事下一步相互作用機制的探討，最終提出有效的解決策略，希望能夠幫助每一名大學生合理的控制自己的倦怠情緒，使他們在大學的學習生涯當中獲得更加積極向上的情緒情感，實現(xiàn)健康發(fā)展。（二）研究工具1、大學生學習倦怠問卷該問卷計20個題目，答題方式根據(jù)題意采用單選形式；計分方式采用5點計分方式：①完全不符合；②不太符合；③不清楚；④有些符合；⑤完全符合。該量表包括20個項目，分為情緒低落（8個題目）、行為不當（6個題目）和成就感低（6個題目）3個因子[11]。該量表3個分量表與總量表之間的相關(guān)為0.914、0.799、0.704（P<0.001），總體的克朗巴赫α系數(shù)為0.865，各維度的α系數(shù)：情緒低落0.812，行為不當0.704，成就感低0.731，證明該量表結(jié)構(gòu)效度良好，內(nèi)部一致性信度較高。該量表采用5級評分制，其中反向題反向計分[11]。被試得分越高，表明其學習倦怠程度越高。2、一般自我效能感量表(GSES)一般自我效能感量表（GSES）是由Schwarzer等人編制的，中文版由王才康[10]翻譯修訂。量表含l0個題項，采用Likert四級評分制。一般自我效能感量表得分區(qū)間為10-40分，得分越高，一般自我效能感越強。修訂后的中文版量表，內(nèi)部一致性系數(shù)0.87，重測信度0.83，折半信度0.82，信度和效度良好[12]。3、多維度-多歸因因果量表（MMCS）該量表由Lefcourt編制，包括學習成就歸因和人際關(guān)系歸因兩部分，本研究選取了涉及學習成就方面的24道測題，包括努力、能力、運氣、情境4種歸因傾向，每種傾向有6道題目，題目采用Likert5級評分制該分量表的值內(nèi)控性為0.70-0.84，外控性為0.62-0.81，與Rotter的內(nèi)外控量表相關(guān)在0.37-0.55[15]。4、家庭功能評定量表(FAD)Epstein[17]等人編制了家庭功能評定量表（FamilyAssessmentDevice，F(xiàn)AD），他們認為家庭功能可以通過7個維度來評價，分別是：問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、情感介入、行為控制和總功能，7個維度加起來一共有60個項目。FAD有1個總功能維度和6個分維度，每個維度的各條目總分即為該維度的分值，分數(shù)越高，說明其相應(yīng)的家庭功能就越差。（三）施測過程本研究主要采用問卷調(diào)查法和文獻研究法，事先經(jīng)過指導老師的培訓與檢查，統(tǒng)一指導語。一部分問卷以班級為單位進行團體施測，另一部分由施測者在圖書館和教室尋找自愿者填寫，都是進行匿名施測且實測過程都在施測者的全程監(jiān)督下完成。在規(guī)定時間內(nèi)統(tǒng)一發(fā)放問卷并當場回收所有問卷，平均施測時間為25分鐘。（四）數(shù)據(jù)處理本研究利用excel表格進行數(shù)據(jù)錄入，采用SPSS21.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)處理與分析。1、方差分析分析不同性別、年級、學科性質(zhì)等大學生在自我效能感、歸因方式、家庭功能、學習倦怠上的差異。2、相關(guān)分析分析自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠兩兩之間的關(guān)系。3、回歸分析分析自我效能感、歸因方式、家庭功能對學習倦怠的回歸方程及影響方向。四、數(shù)據(jù)結(jié)果與分析（一）人口統(tǒng)計學分析1、性別差異表4.1性別不同的大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠的差異1.1性別N均值標準差tP自我效能感男1822.69120.430642.8210.005女1852.57190.37831學習倦怠男1823.16680.47550.2280.82女1853.15570.45815歸因方式男1822.93750.39365-1.3820.168女1852.9950.40366家庭功能男1812.27990.281351.6960.091女1852.22860.29772注：**.在.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。*.在0.05水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。獨立樣本T檢驗結(jié)果顯示，自我效能感的顯著性p值小于0.05，達到顯著性水平，存在顯著性差異。男生得分顯著高于女生。學習倦怠、歸因方式、家庭功能的顯著性p值大于0.05，未達到顯著性水平，不存在顯著性差異。2、年級差異表4.2年級不同的大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠的差異N均值標準差FPLSD自我效能感大一902.64110.466131.0420.374大二952.56840.39092大三932.6570.34997大四892.66070.42255學習倦怠大一3.08630.421973.08631.070.362大二3.17150.49163.1715大三3.1940.454793.194大四3.19170.49163.1917歸因方式大一2.91760.402422.91760.8980.442大二2.97370.355742.9737大三3.01340.387143.0134大四2.95930.449822.9593家庭功能大一902.18910.326864.070.007三>一、二四>一、二大二952.21650.30398大三932.30110.24868大四882.3110.26065單因素方差分析結(jié)果顯示，自我效能感、學習倦怠、歸因方式的顯著性p值大于0.05，未達到顯著性水平，不存在顯著性差異。家庭功能的顯著性p值小于0.05，達到顯著性水平，存在顯著性差異。事后LSD檢驗可知：家庭功能上大三顯著大于大一大二，大四顯著大于大一大二。3、學科差異表4.3學科不同的大學生自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠的差異學科性質(zhì)N均值標準差tP自我效能感理工科1792.57710.38785-2.4840.013文科1882.68240.4227學習倦怠理工科1793.11260.43743-1.9560.051文科1883.20750.48877歸因方式理工科1792.95550.38913-0.5130.608文科1882.9770.40937家庭功能理工科1782.2770.270311.4770.141文科1882.23220.3075獨立樣本T檢驗結(jié)果顯示，自我效能感的顯著性p值小于0.05，達到顯著性水平，存在顯著性差異。文科得分顯著高于理工科。學習倦怠、歸因方式、家庭功能的顯著性p值大于0.05，未達到顯著性水平，不存在顯著性差異。（二）相關(guān)分析1、自我效能感、歸因方式與家庭功能的相關(guān)分析表4.4自我效能感、歸因方式與家庭功能的相關(guān)分析結(jié)果自我效能感努力能力運氣情境歸因方式解決問題溝通角色情感反應(yīng)情感介入行為控制總功能家庭功能自我效能感1努力0.11能力.123*.432**1運氣-0.0870.062.308**1情境-0.037.109*.402**.512**1歸因方式0.036.606**.762**.671**.726**1解決問題-.205**-.172**0.087.161**.166**0.0781溝通-.210**-.201**0.0010.0340.088-0.036.612**1角色-.164**-.106*0.061.115*.107*0.058.826**.490**1情感反應(yīng)-.157**-.131*0.085.126*0.0980.056.798**.310**.601**1情感介入-0.087-0.047.124*.105*.172**.123*.728**.373**.606**.496**1行為控制-.163**-.130*0.053.196**.131*0.084.715**.217**.498**.616**.431**1總功能-.146**-0.0290.076.108*.116*0.095.584**.236**.335**.459**.355**.365**1家庭功能-.227**-.191**0.071.132*.169**0.056.894**.605**.700**.607**.600**.584**.401**1分析可知，自我效能感與能力、問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、行為控制、總功能、家庭功能之間存在顯著性相關(guān)。歸因方式與情感介入存在顯著性相關(guān)。2、自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠的相關(guān)分析表4.5自我效能感、歸因方式、家庭功能與學習倦怠的相關(guān)分析結(jié)果學習倦怠情緒低落行為不當成就感低自我效能感-.281**.288**.206**.245**努力.109*.114*.138**0.029能力0.0370.0340.0430.019運氣-.197**-.208**-.179**-.128*情境-.226**-.235**-.179**-.182**歸因方式-0.097-.103*-0.06-0.094解決問題-.246**-.258**-.225**-.160**溝通-.169**-.172**-.134*-.139**角色-.260**-.266**-.240**-.172**情感反應(yīng)-.203**-.203**-.188**-.137**情感介入-.189**-.193**-.157**-.144**行為控制-.106*-.120*-.117*-0.039總功能-.175**-.181**-.151**-.126*家庭功能-.190**-.213**-.177**-.109*分析可知，學習倦怠與自我效能感之間存在顯著性相關(guān)。學習倦怠與努力、運氣、情境之間存在顯著性相關(guān)。學習倦怠與問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、情感介入、行為控制、總功能、家庭功能之間存在顯著性相關(guān)。（三）回歸分析1、自我效能感與學習倦怠的回歸分析根據(jù)前面的相關(guān)分析可知，二者之間的關(guān)系是十分緊密的。因此，在后續(xù)的研究當中就可以將變量設(shè)置為自我效能感，從而判斷出學習倦怠水平的運動軌跡。表4.6自我效能感與學習倦怠的回歸分析結(jié)果系數(shù)(a)模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版(常量)2.3190.15315.2080.000自我效能感-0.320.057-0.281-5.5870.000R方=0.079,調(diào)整R方=0.076,F=31.215,P<0.05由上表可知，調(diào)整R方為0.076，說明自我效能感可解釋學習倦怠7.6%的變異量。方差F值為31.215，對應(yīng)p值小于0.05說明建立的回歸方程有效，具有統(tǒng)計學意義。系數(shù)表顯示，自我效能感的sig值小于0.05，說明自我效能感對學習倦怠的影響是顯著存在的。結(jié)合相關(guān)分析可知，影響方向為負向影響。建立回歸方程為：學習倦怠=2.319-0.32×自我效能感回歸方程可知，在其他條件不變的情況下，自我效能感增加一個單位，學習倦怠降低0.32個單位。2、歸因方式與學習倦怠的回歸分析根據(jù)前面的相關(guān)分析可知，運氣、情境與學習倦怠存在顯著的相關(guān)性，因此可建立以運氣、情境為自變量，學習倦怠為因變量的回歸。表4.7歸因方式與學習倦怠的回歸分析結(jié)果系數(shù)(a)模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版(常量)3.7750.13228.6830運氣-0.0910.049-0.11-1.8670.063情境-0.1350.047-0.17-2.8710.004R方=0.06,調(diào)整R方=0.055,F=11.644,P<0.05由上表可知，調(diào)整R方為0.055，說明失敗表現(xiàn)可解釋學習倦怠5.5%的變異量。方差F值為5.266，對應(yīng)p值小于0.05說明建立的回歸方程有效，具有統(tǒng)計學意義。系數(shù)表顯示，情境的sig值小于0.05，說明情境對學習倦怠的影響是顯著存在的。運氣的sig值大于0.05，未達影響水平，對學習倦怠的影響不顯著。建立回歸方程為：學習倦怠=3.775-0.135×情境回歸方程可知，在其他條件不變的情況下，情境增加一個單位，學習倦怠降低0.135個單位。3、家庭功能與學習倦怠的回歸分析根據(jù)前面的相關(guān)分析可知，學習倦怠與家庭功能存在顯著性相關(guān)。因此可建立以問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、情感介入、行為控制、總功能為自變量，學習倦怠為因變量的回歸。表4.8家庭功能與學習倦怠的回歸分析結(jié)果系數(shù)(a)模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版(常量)4.2230.22518.7880.000解決問題0.2660.5040.1660.5290.597溝通-0.0870.105-0.079-0.8230.411角色-0.280.135-0.238-2.0830.038情感反應(yīng)-0.1670.151-0.117-1.1060.269情感介入-0.0620.097-0.057-0.6340.526行為控制0.0570.1110.0510.5160.606總功能-0.1820.122-0.118-1.4940.136R方=0.084,調(diào)整R方=0.066,F=4.688,P<0.05由上表可知，調(diào)整R方為0.066，說明失敗表現(xiàn)可解釋學習倦怠6.6%的變異量。方差F值為4.688，對應(yīng)p值小于0.05，說明建立的回歸方程有效，具有統(tǒng)計學意義。系數(shù)表顯示，角色的sig值小于0.05，說明角色對學習倦怠的影響是顯著存在的。問題解決、溝通、情感反應(yīng)、情感介入、行為控制、總功能的sig值大于0.05，未達影響水平，對學習倦怠的影響不顯著。建立回歸方程為：學習倦怠=4.223-0.28×角色回歸方程可知，在其他條件不變的情況下，角色增加一個單位，學習倦怠降低0.28個單位。五、分析與討論（一）各變量在人口統(tǒng)計學上的差異分析1、不同性別、不同學科的大學生在自我效能感上差異顯著通過研究可知，性別因素對于自我效能感的影響也是巨大的，男生的自我效能感明顯高于女生。女生可能是因為生理原因心理原因而產(chǎn)生了大部分男生比女生強的心理暗示，還有受到以前重男輕女社會風氣的影響，對自己沒有自信心；自我效能感在不同學科上也存在顯著差異，文科生的自我效能感明顯高于理科生，一般學文科的學生性格會更加開朗、活潑，在人際交往方面也能更加得心應(yīng)手，加之大學是一個注重人際交往、注重展示自己的地方，所以這樣的環(huán)境對于文科生的發(fā)展更加有利，因此文科生自我效能感高于理科生。綜上所述，在學習生活方面，要對男女分類進行觀察，并做出特定的正確引導。2、不同年級的大學生在家庭功能上差異顯著研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能在不同年級上存在顯著差異，大三得分高于大一和大二，大四得分高于大一和大二，總體來看，高年級得分高于低年級。由于大三大四的學生已經(jīng)到了快畢業(yè)的時間段，面臨著畢業(yè)和就業(yè)的雙重壓力，這時候家庭對學生的影響相對較重，而大一大二的學生剛進入大學不久，沒有這些方面的壓力。（二）相關(guān)分析和回歸分析自我效能感、歸因方式、家庭功能對大學生的學習倦怠具有預測作用通過上述研究可知，自我效能感與大學生倦怠水平之間產(chǎn)生了一定的關(guān)聯(lián)性及負相關(guān)性，也就是說，當學生的自我效能感越低的時候，就更容易產(chǎn)生學習倦怠的問題。和中小學的學習具有顯著區(qū)別的是，大學階段的學習更需要依靠學生的獨立能力。在這個環(huán)節(jié)，當中學生時時刻刻面對著越來越多的選擇題，他們可以通過自主的方式對學習的任務(wù)、時間、方式，地點進行選擇，而驅(qū)動他們進行選擇，并影響選擇結(jié)果的就是學生的自我效能感。一般來說，在進行大學生整體學習歸因的時候，都會采取內(nèi)部歸因的方法，其中更加強調(diào)大學生個人的努力因素，這是與國內(nèi)現(xiàn)存的文獻理論具有趨同性的。與此同時，無論是家庭方面還是學校方面，都認為努力是屬于可控的范疇，換句話說，學生可以通過自我意識來控制自己的努力程度，而如果將努力作為歸因的話，那么也是較為合理的。因此，在失敗歸因上角多的依靠外部因素，這種方式也可以盡可能的減少個體因失敗帶來的自我效能感降低以及挫敗感等問題。這種歸因方式同樣也是與心理學理論產(chǎn)生趨同性的。家庭功能中的角色維度與大學生學習倦怠呈負相關(guān)關(guān)系，及角色維度得分越高，學習倦怠程度越低。家庭之所以能夠稱之為個體的堅實靠山，就在于個體在面對巨大壓力的時候，往往可以回到家庭環(huán)境，得到情緒上的平復。通過與家庭成員的人際交往，可以達到宣泄情緒或請求支持的作用，以實現(xiàn)個體自我效能感的增強。六、結(jié)語1、大學生總體存在一定比例的學習倦怠情況，而這一倦怠情況的具體表現(xiàn)就是失當?shù)膶W習行為。2、從各變量在人口統(tǒng)計學變量的差異分析中發(fā)現(xiàn)：（1）性別差異：自我效能感上男生得分顯著高于女生。（2）年級差異：家庭功能上大三顯著大于大一大二，大四顯著大于大一大二。（3）學科性質(zhì)差異：自我效能感上文科得分顯著高于理工科。3、從相關(guān)分析中發(fā)現(xiàn)：（1）自我效能感與能力、問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、行為控制、總功能、家庭功能呈正相關(guān)；歸因方式與情感介入呈正相關(guān)。（2）學習倦怠與自我效能感呈負相關(guān)；學習倦怠與努力呈正相關(guān)，學習倦怠與運氣、情境呈負相關(guān)；學習倦怠與問題解決、溝通、角色、情感反應(yīng)、情感介入、行為控制、總功能、家庭功能呈負相關(guān)。4、自我效能感對學習倦怠的影響是顯著存在的，影響方向為負向影響；歸因方式中的情境對學習倦怠的影響是顯著存在的，影響方向為負向影響；家庭功能中的角色對學習倦怠的影響是顯著存在的，影響方向為負向影響。5、大學生的自我效能感、歸因方式和家庭功能能在一定程度上有效預測學習倦怠。參考文獻[1]連榕,楊麗嫻,吳蘭花.大學生的專業(yè)承諾、學習倦怠的關(guān)系與量表編制[J].心理學報,2005(05):632-636.[2]劉玉霞.高職生家庭環(huán)境、成就目標定向與學習倦怠的關(guān)系[D].山東師范大學,2014.[3]陳家勝.學習倦怠研究現(xiàn)狀及展望[J].中國健康心理學雜志,2016,24(06):939-943.[4]答會明,高國嬌.10年來我國大學生學習倦怠研究綜述[J].隴東學院學報,2015,26(02):117-122.[5]朱軍玲,宋友章,格日麗.“學習倦怠”國內(nèi)外文獻綜述[J].現(xiàn)代交際,2017(21):34.[6]楊馨,衣炫儒,于越,孔祥敏.大學生自我效能感與學習倦怠相關(guān)關(guān)系研究[J].校園心理,2013,11(06):366-369.[7]余葉群.農(nóng)村中學生厭學情緒與自我效能感關(guān)系的研究[J].中文信息,2014,(3):166.[8]答會明,席麗,豆宏健等.10年來我國大學生自我效能感研究綜述[J].內(nèi)蒙古師范大學學報：教育科學版,2011,24(9):54-58.[9]沈潔.在研究性學習中培養(yǎng)大學生的自我效能感[J].教育與職業(yè),2009,(36):191-192.[10]王才康,胡中鋒,劉勇等.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].應(yīng)用心理學,2001,7(1):37-40.[11]康雅婷.大學生學習動機、學習自我效能感與學習倦怠的關(guān)系研究[D].山西財經(jīng)大學,2018.[12]藍雪丹,龐從妃,陽秀英等.家庭教養(yǎng)方式、自律性與大學生厭學行為的關(guān)系研究[J].大學教育,2015,(12):88-89.[13]劉燊,楊韻.大學生堅韌人格、歸因方式與學習動機[J].中國健康心理學雜志,2014,(8):1228-1230,1231.[14]張索玲,張麗華.大學生歸因方式與內(nèi)隱自尊、外顯自尊關(guān)系研究[J].中國健康心理學雜志,2009,17(3):327-329.[15]郭峰.反思當代中國高校學生的厭學心理及其行為的產(chǎn)生——以沈陽師范大學為例[J].時代教育（教育教學版）,2012,(1):193.[16]肖嘉麗.大學生生活事件、家庭功能與述情障礙的關(guān)系研究[D].四川師范大學,2012.[17]韋玉敏,宋鳳寧.大學生宿舍人際關(guān)系與歸因相關(guān)性研究[J].臨床心身疾病雜志,2012,18(3):239-242.[18]鄒媛