自我调节学习对学业倦怠的影响——基于知识的个体价值观和社会价值观的双重中介作用

杜 娟

(太原工业学院 经济与管理系,山西 太原 030008)

学业倦怠正成为困扰高等教育质量的重要问题,“增负”背景下对学业倦怠干预研究已成为学界研究的重要课题之一。要改善学业倦怠状况,必须从主观方面找动力、客观方面找方法。鉴于此,本文提出通过自我调节学习改变个体对知识的个体价值观和社会价值观达到缓解学业倦怠的目的,进而激发学生学习动力和志趣。

赵玉芳认为知识价值观是个体以自己的需要为基础而形成的对知识重要性看法,她用自编量表《大学生知识重要性问卷》从个体价值观和社会价值观两个维度对高校师范生的知识价值观进行了调查,发现知识价值观是引发学业倦怠的因素之一[1]。周志强等认为随着高等教育升迁性社会流动功能的减弱,大学生知识价值观逐渐呈现出以就业为导向的实用主义倾向[2]。

学业倦怠是职业倦怠的衍生词。杨丽娴将学业倦怠定义为:学生对学习没有兴趣或缺乏动力,却又不得不为之时,就会感到厌烦,从而产生一种身心俱疲的心理状态,并出现一系列不适当的逃避学习的行为[3]。导致大学生学业倦怠的原因一方面源于学生对于知识的个体价值观和社会价值观的变化;另一方面源于高校的部分“水课”致使大学生学习主动性不足,大学期间普遍表现为对学习兴趣不足。本科教育阶段是青年学生成长的关键教育阶段,教育部长陈宝生指出:“大学要围绕学生刻苦读书来办教育,引导学生求真学问,练真本领,提升大学生的学业挑战度,激发学生的学业挑战度,激发学生的学习动力和专业志趣,改变轻轻松松就能毕业的情况。”[4]

自我调节学习是Zimmerman于1989提出的,反映学生为了达到预定的学习目标,去计划、监督控制、反思自己的认知、情感和行为[5]。张春梅采用Schunk和Ertmer 1999年的自我调节学习能力问卷,将自我调节学习能力作为一个整体的维度探讨了武汉高校学生自我调节学习能力及相关心理因素,结果表明自我调节学习能力对学习坚持有一定的预测作用[6]。雷熏等通过对学生年级与自我调节能力的相关性研究发现,年级越高,自我调节学习能力越强[7-8]。倪士光等采用认知行为互动团体辅导来干预大学生学业倦怠,试图通过改变大学生对学业及学习情绪的错误认知和行为方式,激发自我改变欲望与成长动机,结果表明采用该方式的确能降低学业倦怠[9]。

一、对象方法

(一)被试取样

本次调查采用随机抽样方法,选取太原工业学院经济与管理系大一到大四的学生作为被试对象,以性别、年级作为基本变量,共发放问卷461份,回收461份。剔除作答不完整、不认真的问卷,最终收回有效问卷430份，具体见表1。

表1 问卷基本变量分布情况

(二)研究工具

1.知识价值观问卷。采用赵玉芳(2000)编制的知识价值观量表,在施测过程中为消除“价值观”可能带来社会赞许效应,用知识重要性代替知识价值观。该量表分成知识的个体价值观和社会价值观两个分量表：个体价值观量表中包含40个题项,有品德、自我发展、成就、情感、审美、情感5个维度；社会价值观量表包含35个题项,有国家繁荣、人民安乐、团体发展、家庭幸福、世界和平5个维度。两个分量表均采用5级李克特五级量表计分。在两个分量表中随机抽取30个题项组成知识价值观量表,个体分量表的Cronbach′s α为0.898;社会分量表的

Cronbach′s α为0.930。

2.自我调节学习问卷。采用张春梅(2007)根据Schunk和Ertmer(1999)的自我调节学习能力问卷,包括对学习动机、学习方法、行为表现和社会环境资源的调节,共15个题项。本研究将自我调节学习作为一个整体进行研究,分数越高代表自我调节学习能力越强,该量表的Cronbach′s α为0.918。

3.学习倦怠量表。采用连榕等编制的大学生学习倦怠量表。共20个题项,包含情绪、行为、成就感三个维度。其中,情绪因子得分越高,表明情绪越低落;行为因子得分越高,表明行为越恰当;成就感因子得分越高,表明成就感越高。该量表的Cronbach′s α为0.825。

二、实证分析

(一)差异性分析

1.性别在大学生自我调节学习、知识价值观及学业倦怠上的差异。分别以知识价值观、自我调节学习及学业倦怠为因变量,以性别为分组变量,进行独立样本T检验,结果见表2。

通过对表2分析发现：不同性别的大学生在自我调节学习以及知识的个体价值观上无显著差异,而在知识的社会价值观上存在显著差异,女生对知识的社会价值的重视程度显著高于男生;在学业倦怠上也存在显著差异,男生的学业倦怠状况高于女生。

表2 性别在大学生自我调节学习、知识价值观与学业倦怠上的差异

2.不同年级在大学生自我调节学习、知识价值观与学业倦怠上的差异。以年级为自变量,以大学生自我调节学习、知识价值观、学业倦怠为因变量进行单因素方差分析,结果见表3。

通过表3数据说明：单因素方差分析表中自我调节学习的F值(方差齐性检验)为2.638,对应的p值(显著性)0.029<0.05,说明不同年级学生在自我调节学习上存在显著差异，事后检验发现大一学生自我调节学习能力明显低于大四学生;知识的个体价值观F值为5.608,对应的p值0.031<0.05,认为不同年级学生在知识的个体价值观上存在显著差异,进行多重比较发现,大三、大四学生比大一、大二学生重视知识的个体价值;知识的社会价值观F值为2.808,对应的p值0.030<0.05,事后检验发现,大一、大四学生与大二、大三学生相比更重视知识的社会价值;不同年级学生在学业倦怠上存在显著差异，进行多重比较发现，在学业倦怠方面,大一、大三学生的学业倦怠情况明显高于大二、大四学生。

表3 不同年级大学生在自我调节学习、知识价值观与学业倦怠上的差异

(二)描述统计与相关分析

对各变量进行相关性分析，结果见表4。

由表4可知,知识的个体价值观和社会价值观均值高于4,说明大学生对知识重要性的认知程度比较高;自我调节学习均值高于3.500,表明大学生自我调节学习能力较强;学业倦怠均值2.792低于所有变量均值,表明大学生普遍存在学业倦怠。比较各变量相关系数可知自我调节学习、知识的个体价值观和社会价值观以及学业倦怠各变量之间的相关系数都是显著的。自我调节学习与知识的个体价值观和社会价值观呈正相关,与学业倦怠呈负相关;知识的个体价值观和社会价值观与学业倦怠呈负相关。

表4 变量描述统计及相关系数

注：**在0.01级别(双尾)，相关性显著；*在0.05级别(双尾)，相关性显著

(三)回归分析与双重中介作用检验

将类别变量作为控制变量、自我调节学习、知识的个体价值观和社会价值观分别作为自变量，学业倦怠作为因变量，逐步纳入回归模型，分析控制变量(性别、年级)、自变量(自我调节学习)、中介变量(知识的个体价值观和社会价值观)对因变量(学业倦怠)的影响，回归结果见表5。模型1引入控制变量,发现性别、专业、年级及生源对学业倦怠并不具有显著影响。模型2引入自我调节学习,自我调节学习对学业倦怠影响为负,并且有显著影响(β=-0.476,P<0.001)(β表示回归系数，p表示显著性),说明自我调节学习对学业倦怠产生负向影响,及自我调节学习能力越强,学业倦怠程度越低。模型3引入知识的个体价值观和社会价值观,个体价值观和社会价值观对学业倦怠具有显著的负向影响(β=-0.394,P<0.001;β=-0.574,P<0.001),即提高知识的个体价值观和社会价值观可以缓解学业倦怠。

表5 模型回归分析结果

(四)中介效应检验

本研究采用BARONRM三步走来检验知识的个体价值观和社会价值观在自我调节学习与学业倦怠之间是否具有双重中介作用[10](见图1)。首先，检验自我调节学习对知识的个体价值观是否具有显著影响；其次，检验自我调节学习对知识的社会价值观是否具有显著影响；再次，检验自我调节学习对学业倦怠是否具有显著影响;最后，检验知识的个体价值观与社会价值观的双重中介作用。

图1 双重中介模型

模型4同时引入自我调节学习、知识的个体价值观和社会价值观,知识的个体价值观和社会价值观对学业倦怠具有显著的负向影响,在回归分析模型2中自我调节对学业倦怠具有显著负向影响,说明知识的个体价值观和社会价值观在自我调节与学业倦怠之间起到部分中介作用。

三、结论与启示

第一，自我调节与学业倦怠呈显著负向关系,说明学生的自我调节学习能力越强,学业倦怠感越低。因此，要想缓解学生的学业倦怠感,就要引导学生运用一定的自我调节学习策略来激发他们的学习动力和志趣。通过建立融洽的师生关系、生生关系,了解学生的学习需求、学习期待,增强学习成功率体验;引导学生对学习结果进行积极的、现实的归因,适时调整学习方法,改变行为方法,充分利用社会资源环境提升学习效率,降低学业倦怠感。

第二，自我调节学习能够正向预测知识的个体价值观和社会价值观。这说明自我调节学习与知识的个体价值观和社会价值观之间均存在紧密联系，自我调节学习能力越强,个体对于知识的个体价值观和社会价值观的认知程度越高。

第三，知识价值观的两个维度对学业倦怠产生显著的负向影响。即知识价值观认知度越高,学业倦怠感越低。鉴于此,引导大学生提高知识价值观能有效降低学业倦怠感。

第四，知识的个体价值观和社会价值观在自我调节学习与学业倦怠间的中介作用。知识的个体价值观和社会价值观在自我调节学习与学业倦怠间起到双重的部分中介作用。

本研究还得到以下启示:在学业倦怠归因过程中适当关注学生对于知识的个体价值观和社会价值观,通过改变认知调节学习动机、行为,达到激发学生的学业动力、志趣进而缓解学业倦怠。