宿舍学习氛围与大学生学业倦怠的关系：核心自我评价的中介与调节作用

孔 荣，刘 婷

(太原工业学院，山西 太原 030008)

目前，在国内大学生群体中，学业倦怠不仅呈现出普遍化发展态势，发生率也呈现出上升趋势。调查数据显示，2009年大学生学业倦怠的检出率为23.4%，至2014年检出率已高达51.4%[1-2]。学业倦怠极大地危害大学生的成长成才，不仅影响其心理健康，也容易诱发大学生的厌学、旷课/逃学等多种行为问题[3-5]，更严重的是，有可能导致学生遭遇被退学、无法正常毕业等压力性事件，而这些事件的发生无论是对学生个人还是对其家庭都是重大的打击[6]。为了有效防治大学生学业倦怠的发生及可能带来的危害，需要考察影响大学生学业倦怠的具体因素和作用机制，从而为开发相应的干预方案或课程提供实证参考依据。

在对中学生学业倦怠影响因素的探究中，研究者已经证明，班级学习环境是其重要的影响因素。而对大学生而言，宿舍才是他们学习生活的主要场所。据统计，大学生80%的课余时间是在宿舍中度过的[7]。实证研究也证实，宿舍环境不仅可以预测大学生心理健康状况，而且与大学生的学习成绩、政治面貌、社会工作担任与否等外在成长状况显著关联[8]。而在宿舍氛围的各个维度(生活氛围、环境氛围、交往氛围、学习氛围)中，又以学习氛围维度与大学生学习成绩的关系最密切[9]。根据自我和谐理论的观点，个体为避免自我冲突，其行为方式与自我形象保持一致，若学生处于良好的宿舍学习氛围中，其行为将会选择符合其在环境中的自我知觉，选择更加努力的学习行为，客观避免学业倦怠的形成[10]。依据上述实证研究和理论观点，我们假设宿舍学习氛围与大学生学业倦怠密切相关。

个体—环境交互作用理论认为，在个体与环境构成的系统内，环境因素与个体因素并非独立起作用，而是相互依赖，共同产生作用[11]。从认知评价的角度来说，环境因素对个体产生作用在很大程度上取决于个体对环境因素的认知评价，而人格是影响认知评价的核心要素。核心自我评价是指个体对自身能力和价值所持有的最基本的评价，其比“大五”人格理论对工作满意度和工作行为表现有更好的预测力。国内研究已经证实核心自我评价对学业倦怠具有负向预测作用[12]。那么，其在大学生宿舍学习氛围与学业倦怠之间又起到什么样的作用呢？

综上，宿舍学习氛围对我国大学生的学业具有重要意义，并且核心自我评价有可能在其中发挥着某种作用。因此，本研究将探讨宿舍学习氛围对大学生学业倦怠的影响机制，重点分别考察核心自我评价在二者之间的调节或中介作用。

一、对象与方法

(一)对象

以大学生为研究对象，借助网络平台发放问卷，共收回问卷3893份，有效问卷3038份，问卷有效率为78.03%。其中男生1588人，女生1450人；大一学生1032人，大二学生875人，大三学生804人，大四学生327人。

(二)工具

1.大学生学业倦怠量表。采用连榕等编制的《大学生学业倦怠量表》测查大学生的学业倦怠水平(如“清早起来，想到要面对一天的学习便感到很疲倦”)[13]。量表共20题，采用5点计分(1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合)，反向题正向计分后得分越高说明被试学业倦怠越严重。本研究中该量表的内部一致性系数为0.741。

2.核心自我评价量表。采用杜建政等翻译修订的《核心自我评价量表》测查被试的核心自我评价水平(如“失败时，我感觉自己很没用”)[14]。量表共10题，采用5点计分(1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合)，反向题正向计分后得分越高说明被试核心自我评价水平越高。本研究中该量表的内部一致性系数为0.832。

3.宿舍学习氛围量表。采用张妍萃编制的《大学生宿舍气氛量表》中测量宿舍学习氛围的分量表[8]。量表共8题，采用5点计分(1=完全不符合；2=比较不符合；3=不确定；4=比较符合；5=完全符合)，得分越高说明被试所处宿舍内学习氛围越好。本研究中该量表的内部一致性系数为0.894。

(三)统计方法

采用SPSS 21.0和AMOS 21.0进行数据的分析和处理。

二、结果

(一)共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法检验共同方法偏差。该方法认为如果第一公因子的方差解释百分比小于40.00%，就可以认为不存在严重的共同方法偏差。本研究从所涉及的三个变量中抽取出一个公因子，该因子的方差解释百分比为25.28%，低于40.00%的临界值，表明共同方法偏差不严重。

(二)各变量的相关分析

表1的相关分析结果表明，宿舍学习氛围与大学生学业倦怠呈显著负相关，与核心自我评价呈显著正相关，核心自我评价与大学生学业倦怠呈显著负相关。

表1 变量间的相关分析

(三)核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠间的中介作用检验

为了考察核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠之间是否存在中介作用，使用结构方程模型对数据与假设模型的拟合程度进行了验证，结果发现，各指标均达到比较良好的水平(χ2/df=12.922，RMSEA =0.063，NFI =0.996，TLI=0.979，CFI =0.997)。

从图1可以看出，第一，宿舍学习氛围到学业倦怠影响的路径系数具有统计学意义(β=-0.140，p<0. 001)，宿舍学习氛围越好，大学生学业倦怠的可能性越小。第二，宿舍学习氛围对核心自我评价的解释也具有统计学意义(β=0.350，p<0.001)，宿舍学习氛围越好，核心自我评价水平越高。

图1 核心自我评价中介作用验证模型

根据陈瑞等总结的使用Bootstrap进行中介效应检验的方法，样本量选择5000，在95%置信区间下，核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠间的关系中的中介作用显著(其置信区间为[-0.20，-0.16]不包括0)，效应值为-0.180(见表2)。进一步分析发现：宿舍学习氛围对大学生学业倦怠的直接效应显著，为-0.140，表明核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠间起到部分中介作用。

表2 核心自我评价的中介效应分析

(四)核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠之间的调节作用检验

将宿舍学习氛围与核心自我评价的标准化分数相乘得到交互项分数，以大学生学业倦怠作为因变量进行回归分析，检验核心为自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠之间的调节作用。在控制了性别和年级之后，宿舍学习氛围与核心自我评价对大学生学业倦怠均具有显著的负向预测作用，宿舍学习氛围与核心自我评价的交互项对大学生学业倦怠有显著的负向预测作用，这表明核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠之间起到调节作用(见表3)。

表3 核心自我评价在宿舍学习氛围与大学生学业倦怠之间的调节作用检验

为进一步了解调节作用模式，以平均数加减一个标准差将调节变量(核心自我评价)分组，平均数加一个标准差为高核心自我评价组，平均数减一个标准差为低核心自我评价组。在此基础上进行简单斜率分析，结果显示：对于高核心自我评价的大学生，在控制了性别和年级的因素之后，宿舍学习氛围越好，其学业倦怠表现出明显的下降趋势(β=-0.27，t=-6.30，p<0. 001)；对于低核心自我评价的大学生，在控制了性别和年级的因素之后，宿舍学习氛围越好，其学业倦怠也表现出明显的下降趋势(β=-0.14，t=-2.63，p<0. 01)，但下降幅度变低。

三、讨论

本研究发现，宿舍学习氛围与大学生的学业倦怠显著负相关，并且能直接负向预测大学生的学业倦怠，这证实了宿舍学习氛围对大学生学业倦怠的重要性，提示高校应该充分挖掘宿舍环境中的积极因素，克服不利因素的影响，使宿舍环境对大学生的学业发展发挥充分的支持和保护作用。

本研究结果也表明，宿舍学习氛围不仅与大学生的核心自我评价显著正相关且可以通过影响大学生的核心自我评价间接影响学业倦怠。核心自我评价在宿舍学习氛围和大学生学业倦怠关系间中介作用的发现对于现实的高等教育教学有着比较重要的意义。它从以下两个方面提示我们:第一，宿舍学习氛围不仅对学业倦怠有较为明显的影响，还可能会影响大学生的意识层面，诸如自尊、自我效能感、自我控制等，因此在大学生宿舍学习氛围的应对和干预过程中，要注意认知和行为层面并重。第二，高校教育工作者应该积极关注宿舍环境对学生发展的支持和保护作用，有针对性地进行诊断和干预，改善宿舍环境以提高学生核心自我评价。

研究结果也支持了核心自我评价在宿舍学习氛围对大学生学业倦怠影响关系中的调节作用，即在宿舍学习氛围相似时，大学生的核心自我评价水平越高，学业倦怠水平会更低。这说明核心自我评价是大学生学业倦怠的保护因素。保护因子—保护因子模型指出，积极因素可以进行“累积”，一种保护因素存在时会增强另一种保护因素的作用。按照此模型，保护性因素(良好的宿舍学习氛围) 对大学生学业倦怠的抑制作用在高水平核心自我评价(另一种保护性因素)下将会更大。这也给我们新的启发，即学业倦怠的确受到人格因素的影响。因此，在制定对策的时候可考虑从人格教育上减少学业倦怠现象的发生。同时，处理学生学业倦怠问题时，若想通过改变宿舍学习氛围进而缓解学业倦怠水平，也应注意从其他角度采取措施提高学生的核心自我评价，这样可达到事半功倍的效果。