高职生就业压力与学习倦怠关系:一般自我效能感的中介效应

金引丽

(安徽矿业职业技术学院 学生工作处,安徽 淮北 235000)

高等职业教育是我国教育体系的重要组成部分，承担着为社会培养和输送高技能人才的重要任务。2014年国务院《关于加快发展现代职业教育的决定》中指出，要加快构建现代化职业教育体系，培养服务区域发展的技术技能人才，重点服务企业特别是中小微企业的技术研发和产品升级。可见，高等职业教育的重要作用及对建设技术强国的重要意义。高等职业教育规模越来越大，高职生的就业压力也在不断增大，学生对自己的前途更加担忧，甚至对学习价值产生怀疑，很多大学生出现了学习倦怠。[1]因此，研究高职生学习倦怠并提出一些切实可行的教育对策和管理对策具有重要意义。本研究试图找出一般自我效能感水平、就业压力与学习倦怠的关系，在实践中通过减轻就业压力来减轻学习倦怠，或通过对学生一般自我效能感的培育激发学生的学习热情，从而实现对学习倦怠现象的有效控制。

一、研究方法

(一)研究对象

采取整群随机抽样的方式，从安徽省的南部、中部、北部三所高职院校中选取400名在校生被试，通过对调查问卷的发放、回收，以及无效问卷的剔除，获得了349份有效问卷，调查结果的整理和分析，总结与归纳。问卷调查对象基本情况如下(见表1)。

表1 被试构成表

(二)研究工具

1.大学生学生倦怠调查问卷

采用杨丽娴与连榕编著的大学生倦怠调查问卷，[2]题项数量共计20个，调查维度主要集中在三个方面：一是学习情绪；二是学习行为；三是学习成就感。在题项调查结果的计分方面：“高度符合”的题项记5分，“不相符”的题项记1分。该量表有较好的内部一致性信度和结构效度。

2.大学生自我效能感分析量表

采用王才康与Schwarzer等学者在2001年译制的GSES量表，该量表的效信度较高，题项的一致性系数值为CronbachA=0.87,信度检验值为r=0.83(p<0.001),信度折算值为r=0.82 (n=401,p<0.001)。GSES只有一个维度。4级评分制，分数越高说明自我效能感越高。

3.大学生就业压力调查问卷

在进行大学生就业压力调查的过程中，借鉴戴可与缴润凯在2009年编制的调查问卷题项设计思路，基于5个维度为问卷设计共计21个题项，对应的因子分别为：社会因素、环境因素、交际因素、学校因素、专业因素。这些因素分别对应第 1、6、7、13、15 项、第 2、8、14、18 项，第 3、9、16、19 项、第 4、10、17 项，第 5、11、12、20、21 项。5级评分制，分数越高就业压力越大，整个调查问卷的信度检验值为0.820。

(三)研究程序

在调查的初期阶段，首先，从安徽省三所高等职业院校中间招募被试者，然后通过模拟问卷的真实发放过程，对问卷信效度进行检验，测试的内容为：一般自我效能感问卷(GSES)、大学生学习倦怠测量问卷、就业压力调查问卷，施测中被试均在知情同意的情况下参与答卷。

(四)调查数据统计与处理

在调查研究中主要以SPSS18和AMOS17.0作为数据处理工具，对调查问卷进行信效度检验、方差分析、回归分析。

二、结果分析

(一)高职生就业压力、一般自我效能感与学习倦怠的相关系数

由表2可知，就业压力与学习倦怠及诸因子之间均存在显著正相关(P<0.01) ，相关系数r在0.49～0.58之间;与一般自我效能感之间存在显著负相关(P<0.01)，一般自我效能感与学习倦怠及诸因子之间均存在显著负相关(P<0.01)，相关系数r在0.38～0.44之间。

表2 高职生就业压力、一般自我效能感与学习倦怠的相关系数

(二)高职生一般自我效能感、就业压力对学习倦怠的预测作用

以就业压力、一般自我效能感为自变量，学习倦怠为因变量，用逐步回归的方法建立回归模型。由表3可知，就业压力对学习倦怠有显著的正向预测作用，一般自我效能感对学习倦怠有显著的负向预测作用。

表3 高职生就业压力、一般自我效能感与学习倦怠的相关系数

(三)一般自我效能感在高职生就业压力与学习倦怠中的中介作用分析

根据就业压力、一般自我效能感对学习倦怠的回归分析结果，研究拟利用 AMOS17. 0 软件来分析一般自我效能感在就业压力与学习倦怠之间是否存在中介效应。根据中介效应检验的程序，[3]先检验就业压力(自变量)对学习倦怠(因变量)的影响效应，然后检验分析加入一般自我效能感这个中介变量后模型的拟合情况及路径系数的显著程度。首先，考察就业压力对学习倦怠的影响。结果显示:就业压力对学习倦怠的直接作用路径系数显著(β=0.65，P<0.001)，结构方程模型的各项拟合指数良好(CMIN=41.08，CMIN/df=2.16，GFI=0.97，NFI=0.97，RFI=0.96,IFI=0.98，TLI=0.98,CFI=0.98,RMEA=0.05)。然后，加入中介变量一般自我效能感(见图1) ，结果显示：模型的各项拟合指标均比较理想(CMIN=338.48，CMIN/df=2.564，GFI=0.89，NFI=0.87，RFI=0.85,IFI=0.92，TLI=0.90,CFI=0.91,RMEA=0.06)。

图1 一般自我效能感在高职生就业压力与学习倦怠中的中介作用

其中，就业压力与一般自我效能感(β=-0.48，P<0.01) ，一般自我效能感与学习倦怠(β=-0.23，P<0.01) 之间的路径系数均显著，但加入中介变量后，就业压力与学习倦怠之间的路径系数β由原来的0.65降低为0.54(P<0.01) 。根据温忠麟等人提出的中介效应检验程序，[4]一般自我效能感在就业压力对学习倦怠的关系中起部分中介作用。其中，中介效应占总效应的(-0.48)×(-0.23)/0.65=17%。

三、讨论

高职生就业压力、一般自我效能感与学习倦怠三个变量之间均存在相关关系，就业压力与一般自我效能感呈负相关关系，这与马忆萌等[5]2014年的研究结果一致，与学习倦怠及各因子呈正相关关系，表明大学生感受到就业压力越大，学习倦怠程度越明显。进一步回归分析发现，就业压力对学习倦怠有显著的正向预测作用，一方面，一般自我效能感对学习倦怠有显著的负向预测作用，换句话说也就是降低学生的就业压力感或提高学生的一般自我效能感可以降低学生的学习倦怠程度。目前，随着社会经济的快速发展，就业岗位也在逐步增多，但就业岗位的增长速度跟不上毕业生数量的增长速度，使高职生对学习的作用与价值产生了怀疑，严重挫伤了学习积极性，这是造成学习倦怠产生的重要诱因；另一方面，一般自我效能感较高者对个人的行为能力具有较强的自信，认为自己拥有较强的学习能力，进而对其产生了积极的激励作用，使其学习倦怠的程度下降，这与朱明科[4]、李晓华[6]等人的研究结果一致。

进一步分析可知一般自我效能感在就业压力与学习倦怠之间存在中介效应，这一结论揭示了就业压力对学习倦怠的影响机制，高职生就业压力除能够直接影响其学习倦怠外，还可间接地通过一般自我效能感来影响学习倦怠。这表明,学习倦怠程度的高低是受多种因素共同作用的结果，同时，验证了“外因是通过内因起作用”这一哲学观点，[7]就业压力仅是其外部因素之一，而作为内部因素的“一般自我效能感”，其作用不可小视。

四、建议

(一)紧密结合社会现实，加大职业生涯规划教育

高职院校要紧密结合社会现实，加大宣传各专业在社会分工体系中的重要地位以及该专业对应的未来职业发展前景，让学生在学习之初就对自己的专业发展和职业方向有明确的认识；引导学生结合自己的兴趣方向、自我能力、优点缺点，对准自己的成就目标，取长补短、补缺补差，从而实现自我的综合发展；加大国家工业强国战略的知识普及，对各专业有关的、受到党和国家表彰的、为国家建设作出过杰出贡献的高端技能人才要大力宣传，营造浓厚的技术报国、技术强国氛围，树立各专业学生成长榜样，培养正确的职业价值观，激发其内在的学习动机。

(二)重视学生心理辅导，提高高职生的一般自我效能感

受传统教育观念影响，学生和家长除非在别无选择的情况之下才会选择职业院校，因此，高职生的一般自我效能感整体偏低，高校要经常举行心理健康教育活动，培养学生健康的个性人格和正确的归因方式，注重高职生自信心的训练，引导他们乐观向上，勇于挑战自己，增强他们的自信心，锻炼他们的意志力与承受力。

(三)完善就业体系建设，减轻就业压力，凸显学业价值

培养学生就业和创业意识，指引学生正确认识社会,关注社会变化,不盲目跟风，[8]消除消极情绪，更不能急功近利，帮助他们转变就业观念,让高职生充分认识自己的优势和劣势，发挥优势，弥补劣势。同时，开设相关的就业指导课程，提高学生的就业竞争力。高校自身应努力加强与企业的合作，为学生的就业保驾护航。