[摘要] 采用未来取向问卷、学业倦怠量表和总体幸福感量表，对482名高中生进行问卷测量探讨高中生未来取向、学业倦怠和幸福感的关系。结果表明，未来取向与幸福感呈显著正相关，未来取向与学业倦怠呈显著负相关，学业倦怠与幸福感呈显著负相关；学业倦怠在未来取向与幸福感间起着完全中介作用。因此，高中生的未来取向越高，其学业倦怠越低，幸福感就越高；学业倦怠在未来取向和幸福感之间具有显著的中介效应。
[关键词] 高中生；未来取向；学业倦怠；幸福感
一、前言
未来取向（future orientation）是指个体对未来的思考与规划，这意味着其思想和行为是偏好未来的[1]。未来取向包括个体对未来时间的认知偏好与行动倾向，也包括相应的情感体验，其心理结构可分为未来认知、未来情感和未来意志行动三个维度[2]。已有研究发现，未来时间洞察力与幸福感呈正相关，这说明其对未来的认知、情感和行为越清晰，对未来的掌控能力就越强，从而使个体产生较高的幸福感体验[3,4]。未来时间洞察力是个体对未来时间的认知、体验与行动的人格特质[5]，这是未来取向的重要方面。因此可以推测，未来取向与幸福感之间是正相关的。
学业倦怠是学生由于学业压力或是兴趣缺乏对学习产生的消极态度和行为，包括情绪耗竭、去个性化、低成就感三个维度[6]。已有研究发现，未来时间洞察力与学业倦怠呈显著负相关[7]，学业倦怠显著负向影响幸福感[8]。这说明，个体对未来的认知、态度与行为或行为倾向可能会通过学业倦怠而间接影响幸福感。本研究据此作出假设，即学业倦怠在未来取向与幸福感之间起着中介作用。
高中时期是思考未来并形成未来取向的重要阶段，但是繁重的学业任务容易产生学业倦怠，并影响幸福感。因此，本研究以高中生为研究对象，探讨未来取向、学业倦怠与幸福感的关系，为培养能够积极面向未来、具有远大理想目标的新时代幸福进取型青少年提供参考借鉴和理论依据。
二、研究方法
（一）被试
采取整群取样法，在两所省级示范性高中学校以班级为单位发放问卷548份，回收有效问卷482份，有效率为87.96%。其中包括高一202人（41.91%），高二146人（30.29%），高三134人（27.80%）；男生247人（51.24%），女生235人（48.76%）；来自城市的高中生357人（74.07%），来自农村的高中生125人（25.93%）。
（二）工具
1、青少年未来取向问卷
青少年未来取向问卷（Future Orientation Questionnaire，FOQ）[9]包括未来认知、未来情感和未来意志行动三个维度，共32个题项（3个反向题和2个测谎题）。采用李克特5点计分，从1=完全不符合到5=完全符合，得分越高说明未来取向就越高。该问卷信效度良好，内部一致性系数为0.87。本研究中该问卷的内部一致性系数为0.88。
2、中学生学习倦怠量表
中学生学习倦怠量表（Learning Burnout Scale，LBS）[10]包括情绪耗竭、低自我效能、师生疏离和生理耗竭四个维度，共21个题项（4个反向题）。采用李克特4点计分，从0=从未到4=常常，得分越高代表学业倦怠越高。该量表信效度良好，内部一致性系数为0.90。本研究中该量表的内部一致性系数为0.89。
3、总体幸福感量表
总体幸福感量表（General Subjective Well-being Scale，GSWS）[11]包括对生活的满足、对健康的担心、精力、忧郁或愉快的心境、对情感和行为的控制以及松弛和紧张六个因子，得分越高表明幸福高越高。该量表信效度良好，内部一致性信度系数在男性为0.91，在女性为0.95。本研究中该量表的内部一致性系数为0.92。
（三）数据处理
用SPSS22.0软件进行描述性统计，并进行差异性分析、相关分析和中介效应分析。
三、数据分析
（一）高中生未来取向、学业倦怠和幸福感的差异性分析
以性别、生源地和年级等人口学特征为变量进行差异性分析，结果显示，男生的未来取向得分显著低于女生（t=-3.16，P<0.01）；男生的学业倦怠得分显著高于女生（t=2.40，P<0.05）；城市学生的学业倦怠得分显著低于农村（t=-2.18，P<0.05）；男生的幸福感得分显著低于女生（t=-2.47，P<0.01）；城市学生的幸福感得分显著高于农村（t=1.69，P<0.05）；三个量表得分的年级差异、未来取向得分的生源地差异均不显著（均P>0.05）。详见表1。
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表1 不同人口学特征高中生各量表总分的差异分析 |
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项目 |
男（n=247） |
女（n=235） |
t值 |
高一（n=202） |
高二（n=146） |
高三（n=134） |
F值 |
城市（n=357） |
农村（n=125） |
t值 |
|
|
未来取向 |
106.97±12.50 |
110.36±10.97 |
-3.16** |
108.78±12.54 |
108.18±11.21 |
108.87±11.67 |
0.14 |
109.17±11.80 |
107.05±12.06 |
1.72 |
|
|
学业倦怠 |
32.85±9.93 |
30.27±10.27 |
2.40** |
31.71±10.35 |
30.27±10.80 |
32.84±9.03 |
2.27 |
30.40±10.09 |
33.29±10.23 |
-2.18* |
|
|
幸福感 |
73.11±11.70 |
75.86±12.76 |
-2.47** |
74.10±11.88 |
75.60±11.96 |
73.72±13.23 |
0.95 |
75.01±12.20 |
72.86±12.43 |
1.69* |
注：* P<0.05，** P<0.01，下同。
（二）未来取向、学业倦怠和幸福感的相关分析
未来取向与幸福感呈显著正相关，未来取向与学业倦怠呈显著负相关，学业倦怠与幸福感呈显著负相关。具体见表2。
表2 变量间的相关分析（n=482）
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未来取向 |
学业倦怠 |
幸福感 |
|
未来取向 |
108.62±11.89 |
1 |
|
|
|
学业倦怠 |
31.59±10.17 |
-0.21** |
1 |
|
|
幸福感 |
74.45±12.29 |
0.16** |
-0.60** |
1 |
（三）学业倦怠在未来取向与幸福感间的中介效应分析
采用依次检验回归系数法[12]检验学业倦怠在未来取向与幸福感间的中介效应。在第一步的回归方程（未来取向是自变量、幸福感是因变量）和第二步的回归方程（未来取向是自变量、学业倦怠是因变量）中，回归系数均达到显著水平（β=0.16，SE=0.05，t=3.48，P<0.001; β=-0.21，
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