累积生态风险对民族地区初中生学业倦怠的影响：一个有调节的中介模型

3. 文章摘要：以生态系统理论为指导，了解民族地区初中生学业倦怠的特点，探讨累积生态风险对学业倦怠的影响，检验学业自我效能感的中介效应以及心理弹性的调节效应。采用累积生态风险量表、青少年学业倦怠量表、学业自我效能感量表和简易心理弹性应对量表对2077名初中生进行问卷调查。结果表明：（1）累积生态风险与学业倦怠呈显著正相关（r=0.413，p<0.01），与学业自我效能感和心理弹性呈显著负相关（r=-0.376、-0.455，p<0.01）；（2）学业自我效能感在累积生态风险和学业倦怠的关系中起中介作用，效应值为0.062，效应占比为64%；（3）学业自我效能感的中介作用受到心理弹性的调节效应影响（β=-0.017，p＜0.001）。累积生态风险既能直接作用于学业倦怠，也能通过学业自我效能感对学业倦怠产生影响；累积生态风险水平相同时，高心理弹性组能产生更强的学业自我效能感。

学业倦怠是指由于学习压力过大或学习兴趣不高而发展出来的对于学习的消极态度和行为，主要表现为情绪耗竭、玩世不恭以及个人成就感低落[1]。学业倦怠是学校心理健康工作的重要内容。国内外多项研究结果表明，学业倦怠不仅会增加学生辍学，而且会对他们的心理健康状况造成不良影响[2]。对于民族地区学生而言，读书又是改变命运的最佳选择。因此，关注民族地区初中生的学业倦怠问题、深入了解学业倦怠的内在作用机制对推动区域教育事业的发展以及助力青少年的健康成长具有重要作用。

生态系统理论认为，个体的发展与成长不是单一因素作用的结果，会受到家庭、学校、同伴、社区等多个生态子系统的综合影响[3]。累积生态风险强调不同风险因素的协同作用，它们对个体心理和行为的分别作用会相互叠加并产生更具破坏性的影响[4]。这种研究模式与生活实际更贴合，能有效避免研究结果片面化。吴喜燕通过研究揭示了累积生态风险与初中生学业倦怠之间呈显著负相关[5]，陈建文等从家庭和同伴两个层面证实了累积生态风险对学业倦怠具有直接预测效应[6]。因此，本研究以生态系统理论为基础，探究累积生态风险与学业倦怠的关系。基于以往研究，提出研究假设H1：累积生态风险能正向预测学业倦怠。

学业自我效能感是自我效能感在学习层面的具体化，是指个体在多大程度上相信自己能完成学业任务、达到学业目标，是对自我学业能力的主观评价[7]。班杜拉提出了社会认知理论，认为个体认知、行为和环境之间是相互作用的关系，个体认知会在一定程度上受其当前所处环境的影响，并由此产生行为。如果个人所处的环境发生了变化，其认知与行为也会据此做出相应的改变。因此，学业自我效能感可能是累积生态风险和学业倦怠之间的中介变量。虽然目前没有学业自我效能感在累积生态风险和学业倦怠之间产生中介作用的研究证据，但是已有许多研究证明了学业自我效能感与生态风险、学业倦怠相关，多重环境因素构成的累积生态风险负向预测学业自我效能感[8]，而增强学业自我效能感可以有效降低学业倦怠的程度[9]。基于上述分析，提出研究假设H2：学业自我效能感在累积生态风险和学业倦怠之间起中介作用。

心理弹性是一种正向品质，是个体在面对压力情境时从消极情绪中迅速恢复并能获得积极情绪体验的能力[10]。根据心理弹性动态模型，心理弹性作为一种积极心理资源，能有效缓和风险因素带来的影响[11]。此外，王安妮和张静平的研究结果[12]显示，高弹性组学生的学业自我效能感得分显著高于低弹性组。因此，累积生态风险对学业自我效能感的影响可能还会受到保护性因素心理弹性的调节。为了深入探讨心理弹性在其中的具体调节模式，本研究引入“风险缓冲”和“风险增强”两类模型，二者是以往研究者根据保护性因素在不同风险水平下的作用效果区分开来的[13][14][15]。就心理弹性而言，“风险缓冲”模型是指心理弹性可以减弱累积生态风险与学业自我效能感之间的负向联系，起到“雪中送炭”的作用；而“风险增强”模型则是指心理弹性具有增强负向联系的功能，被称为“杯水车薪”现象。综上所述，提出研究假设H3：心理弹性在累积生态风险与学业自我效能感之间起调节作用，而且其作用模式与“风险增强”模型一致。

因此，本研究建构一个有调节的中介模型（见图1），探讨累积生态风险和学业倦怠两者的关系，并考察学业自我效能感的中介效应和心理弹性的调节效应。

图1 研究的理论假设模型

（一）研究对象

研究选取了G省和S省共四所民族地区初中生为被试，发放2204份问卷，剔除漏选、高度重复及有规律作答的问卷后，余下有效问卷2077份，有效率为94.2%。其中，男生为1012人（48.7%），女生为1065人（51.3%）；初一为944人（45.5%），初二为589人（28.4%），初三为544人（26.2%）。

（二）研究工具

1.累积生态风险量表

以往研究对生态风险因素的纳入并无统一标准，本研究在参考以往相关研究的基础上，遵循生态风险因素选取的六大原则[16]，最终选定五种风险因素。参考Dawes[17]和杨娟[18]的研究，对计分不同的分量表进行修订，统一采用Likert-5点计分法，从1“完全符合”到5“完全不符合”，并检验量表的信度。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

（1）亲子关系。采用Furman和Buhrmester修订后的亲子关系问卷[19]，如“我父母信任我的判断能力”。共计7个项目，其中有2个项目采用反向计分法，得分越高，表示亲子关系越好。

（2）学校联结。采用Resnick编制的学校联结量表[20]，如“我觉得我是这个学校的一部分”。共有5个项目，得分越高，说明学校联结程度越高。

（3）社区安全。参考Gerard和Buehler的做法，使用1个项目让被试在整体层面上对所处社区的安全状况进行评价[21]，如“我觉得我居住的地方很安全”。得分越高，表示其认为自己所处社区的安全系数越高。

（4）邻里支持。采用董奇和林祟德使用的研究工具，用2个项目让被试对其感知到的邻里支持水平进行评价[22]，如“我很熟悉我家周围的邻居”。得分越高，表示其感知到的邻里支持水平越高。

（5）朋友支持。采用姜乾金修订的领悟社会支持量表中的“朋友支持”分量表[23]，如“我的朋友都很尊重我”。共计3个项目，得分越高，表示感知到的同伴支持越多。

李董平[24]及Evans等[25]分别系统地总结和介绍了现有的多重风险建模方法，指出每种方法都各有优缺点，必须辩证地加以看待。本研究选择了效度高且题目精简的分量表形成累积生态风险量表，为尽可能保留每个连续型风险因素暴露强度的所有信息以及不削弱风险因素与发展结果之间的关系强度[26]，将采用汇总总分法构建累积生态风险指数。以往也有许多国内外研究者使用汇总总分法进行多重风险建模[27][28][29]，参考已有研究，本研究先将资源因素反向计分使其转化为相应的风险得分，之后将每个风险因素的得分进行标准化处理，再汇总为Z分数，得到累积生态风险指数，指数越高表明个体所在环境中的风险水平越高。

2.学业自我效能感量表

采用周勇和董奇编制的《学业自我效能感量表》[30]。该量表共12个项目，主要用来衡量学生在日常学习活动中的整体自我效能感水平。量表评分采用六分制，从1“完全不符合”到6“完全符合”，其中有6个项目采用反向计分法。分数越高，学业自我效能感越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.80。   

3.心理弹性量表

采用Sinclair等人编制的《简易心理弹性应对量表》[31]。该量表由4个项目组成，属于单维度量表。量表采用Likert-5点计分法，从1“完全不符合”到5“完全符合”，总分越高，其心理弹性的水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.84。   

4.学业倦怠量表

采用吴艳等人编制的《青少年学业倦怠量表》[32]。该量表共16个项目，包括身心耗竭、学业疏离和低成就感三个维度。量表采用 Likert-5点计分，从1“完全不符合”到5“完全符合”，其中有7个项目采用反向计分法，总分越高，其倦怠程度越严重。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.87。   

（三）数据处理方法

采用纸质问卷和电子问卷进行施测。先对所获得的数据进行初步整理，之后使用SPSS 23.0进行有关的数据分析，并用SPSS process v3.4插件进行有调节的中介模型检验。

（一）共同方法偏差

本研究数据来自学生的自我报告，结果可能受到共同方法偏差的影响。为避免该效应，在开展问卷调查时采取了匿名的形式。此外，采用Harman单因素法对共同方法偏差进行事后的统计检验，对所有变量的项目同时进行未旋转的主成分分析。结果显示，特征值大于1的因子共有10个，且第一个因子解释的变异量为25.82%，低于40%的临界值，说明不存在严重的共同方法偏差。

（二）学业倦怠在人口学变量上的差异分析

对学业倦怠进行人口学变量差异检验，结果显示（表1），民族地区初中生的学业倦怠情况在性别、年级、民族以及生源地上都存在差异显著，但在是否为留守儿童方面没有显著差异。

表 1 学业倦怠在人口学变量上的差异分析（n=2077）

注：M为均值，SD为标准差。*p ＜ 0. 05，**p＜ 0. 01，***p ＜ 0. 001，下同。

（三）描述性统计及相关分析

表 2 列出了各变量的平均数、标准差和相关系数。结果发现，累积生态风险与学业自我效能感、心理弹性均呈显著负相关，与学业倦怠呈显著正相关；学业自我效能感与学业倦怠呈显著负相关，与心理弹性呈显著正相关；学业倦怠和心理弹性呈显著负相关。

表 2 各变量的平均数、标准差和相关系数（n=2077）

（四）中介效应检验

以累积生态风险为自变量、学业自我效能感为中介变量、学业倦怠为因变量，对所有变量进行标准化处理，采用Hayes编制的SPSS宏中的简单中介模型Model 4，对学业自我效能感在累积生态风险与学业倦怠之间的中介效应进行检验。此外，根据温忠麟和叶宝娟的观点[33]，且有研究表明影响学习倦怠的人口学变量主要包括性别和年级[34]，本研究将性别和年级等变量作为控制变量。结果表明（表3），累积生态风险对学业倦怠的预测作用显著(β=0.41，t =20.61，p＜0. 001) ，且当放入中介变量后，累积生态风险对学业倦怠的直接预测作用依然显著(β=0.15，t=9.87，p＜0.001)。累积生态风险对学业自我效能感的负向预测作用显著(β=-0.37，t =-18.45，p＜0. 001)，学业自我效能感对学业倦怠的负向预测作用也显著(β=-0.70，t =-44.93，p＜0. 001)。

表 3 中介模型检验（n=2077）

回归方程		拟合指标			系数显著性
结果变量	预测变量	R		F	β	t
学业倦怠		0.42	0.18	148.40***
	性别				0.05	2.51*
	年级				0.06	3.02**
	累积生态风险				0.41	20.61***
学业自我效能感		0.40	0.16	127.68***
	性别				-0.10	-5.13***
	年级				-0.06	-2.78**
	累积生态风险				-0.37	-18.45***
学业倦怠		0.77	0.59	752.02***
	性别				-0.02	-1.60
	年级				0.02	1.48
	累积生态风险				0.15	9.87***
	学业自我效能感				-0.70	-44.93***

此外，累积生态风险与学业倦怠间的直接效应以及学业自我效能感的中介效应的bootstrap95%置信区间的上、下限均不包含0（见表4) ，这表明累积生态风险不仅能够直接预测学业倦怠，而且能够通过学业自我效能感预测学业倦怠，学业自我效能感起部分中介作用。其中，总效应为0.098，间接效应为0.062（效应占比64%），直接效应为0.036（效应占比36%）。

表 4中介效应的Bootstrap分析（n=2077）

（五）有调节的中介效应检验

对所有变量做标准化处理，在控制性别和年级的情况下对有调节的中介模型进行检验，在中介效应前半段增加心理弹性作为调节变量，采用Model 7进行数据处理。结果(表5)显示，将调节变量心理弹性放入中介模型后，累积生态风险与心理弹性的交互项对学业自我效能感的预测作用显著(β=-0.02，t=-4.74，p＜0. 001)，说明心理弹性能调节累积生态风险对学业自我效能感的预测作用。

表 5 有调节的中介模型检验（n=2077）

回归方程		拟合指标			系数显著性
结果变量	预测变量	R		F	β	t
学业自我效能感		0.50	0.25	139.43***
	性别				-0.15	-3.85***
	年级				-0.05	-2.08*
	累积生态风险				-0.06	-10.86***
	心理弹性				0.34	15.93***
	累积生态风险×心理弹性				-0.02	-4.74***

通过进一步的简单斜率检验（图4）可以发现，当心理弹性水平较低时，累积生态风险对学业自我效能感的负向预测作用显著(Bsimple(M-1SD)=-0.04，t =-6.70，p＜0. 001) ；当心理弹性水平变高时，累积生态风险对学业自我效能感的负向预测作用更大 (Bsimple(M+1SD)=-0.07，t =-11.03，p＜0. 001) ，说明随着心理弹性水平的提高，累积生态风险对学业自我效能感的预测作用会增强。而且，在低累积生态风险时，高心理弹性组的学业自我效能感表现出更高的水平，而随着累积生态风险提高后，高心理弹性与低心理弹性的学业自我效能感差异缩小，说明心理弹性的保护作用会随着累积生态风险的增加而逐渐削弱，与前文的“风险增强”模型假设一致。

图2 心理弹性在累积生态风险与学业自我效能感之间的调节作用

此外，有调节的中介效应的Bootstrap检验结果显示随着心理弹性水平的提高，累积生态风险更容易通过学业自我效能感对学业倦怠产生影响（见表6）。当心理弹性水平处于低分组时，学业自我效能感的中介效应显著（Effect=0.02，95%CI=［0.018，0.038］）；而当心理弹性水平处于高分组时，学业自我效能感的中介效应显著而且明显增强（Effect=0.051，95%CI=［0.039，0.063］），再次验证了有调节的中介模型成立。高心理弹性和低心理弹性的调节效应具有显著差异，其中介效应差值为0.023，95%的置信区间为［0.010，0.038］。

表 6 有调节的中介效应的 Bootstrap 检验（n=2077）

（一）民族地区初中生学业倦怠现状

从整体而言，民族地区初中生学业倦怠得分处于中等水平，这与王艳针对其它地区初中生所进行的学业倦怠研究结果一致[35]，表明民族地区初中生的学业倦怠程度并没有预想中严重。

性别差异检验表明，学业倦怠在性别上存在显著差异，女生的学业倦怠总分高于男生。本研究认为，在民族地区男性的地位和角色会更被看重，促使男生拥有更高的学习热情及学业目标。此外，相对于男生，女生可能需要承担更多的家庭任务，女生的学习需求更容易被忽略，因此能用于学习的时间和精力会减少。

年级差异比较结果发现，初一学生的学业倦怠水平显著低于初二、初三学生，而初二和初三年级间不存在差异。初二和初三学生对于初中的学习可能已经逐渐失去了初一刚入学时候的热情和兴趣，且与初一学生相比，初二、初三要学的科目更多，学习任务更重，面临着更大的学业压力，容易产生身心耗竭，因而会表现出更高的学业倦怠。

在民族类别上，学业倦怠水平也存在显著差异，少数民族学生表现出更严重的学业倦怠。受本民族语言的影响，少数民族学生在学习过程中可能存在语言困难等方面的学习障碍，学习难度的增加使得学生更容易产生挫败感和低成就感，进一步导致学业倦怠。田青等认为文化适应也是一个关键因素，低文化适应力或处于与自己民族文化不同的环境中会加深学业倦怠[36]。

生源地差异的结果显示，相对于城镇生源地，农村生源地的民族地区初中生表现出更高水平的学业倦怠。民族地区的农村在教育设备及教育资源等方面落后于城镇地区，农村生源地初中生多是在就近的乡村小学接受小学教育，初中阶段进入城县学校时，在学习上可能难以适应，出现学习困难、学习压力过大，也更容易导致学业倦怠。李佳丽等也指出，城镇初中生拥有更丰富的心理健康教育资源，父母更重视亲子关系的质量，因此会表现出更低的学业倦怠水平[37]。

留守初中生和非留守初中生差异比较的结果发现，留守初中生和非留守初中生的学业倦怠水平并无显著差异，这与前人研究结果不一致[38]。原因可能在于：一方面，本研究留守与非留守学生的比例差较大，这在一定程度上影响了分析结果。另一方面，信息技术愈加发达，留守学生可通过网络与父母即时对话，表达诉求，父母也能更了解孩子的生活和学习情况并给予相应的反馈，因此留守环境所带来的负面影响会相较减少。

（二）累积生态风险对学业倦怠的影响

本研究发现，累积生态风险与学业倦怠呈显著正相关，该结果验证了研究假设H1，且与前人研究一致[39]。本研究发现，初中生在学校、家庭、同伴及社区环境中所面临的风险因素越多，在学习过程中产生消极心理和行为的概率就越大，即学业倦怠程度越高。此外，以往研究结果显示，随着累积风险水平的增加，学生难以获得学业成就[40]。根据行为理论，正向反馈不断减少，行为产生的机率就会下降，因此就更容易产生学业倦怠。通过该研究结果，可以获得两点提示：一是学校并不是影响学业倦怠产生的唯一因素，其它生态系统也会对学生的学习心理和行为产生消极作用，如亲子关系、同伴作用等。二是要注重不同生态系统的交互影响，仅对某一风险因素进行研究往往会低估其对学业倦怠带来的实际影响，多个风险因素作用的叠加将会使得“一加一并不等于二而是大于二”。 

（三）学业自我效能感的中介作用

根据社会认知理论，个体认知在环境和行为之间起到了衔接的作用。通过中介效应检验发现，学业自我效能感在累积生态风险和学业倦怠之间起中介作用，研究结果与理论假设一致。Sandler指出[41]，环境中的风险会影响个体对自我的评价，当个体面临困境且不能成功应对的时候，其能力感的发展会受到损害，从而表现出较低的学业能力评价。此外，有研究表明，学业困境会通过降低学业自我效能感对学习行为产生负向影响[42]。累积生态风险阻碍了个体发展积极的学习评价，当学生所处的家庭氛围不和睦或是持有过低的学校联结感时，他们对自我以及学业的自信心会极大地降低，对其学习能力持否定态度，进而使得学业自我效能感降低。当个体开始觉得自己在学习上付出的努力得不到一个满意的结果时，就会产生一种无望感，对学习采取“摆烂”心态，进而导致学业倦怠。

（四）心理弹性的调节作用

本研究通过有调节的中介效应模型，验证了心理弹性在累积生态风险和学业倦怠间的调节作用，心理弹性在“累积生态风险→学业自我效能感→学业倦怠”的路径中具有调节效应，调节了中介路径的前半段。心理弹性水平会影响个体处理消极情绪和解决问题的方式，高心理弹性的个体更善于以积极的方式做到有效减少消极环境所带来的压力感[43]。谭千保等也提到，心理弹性作为一种积极心理品质能够缓冲负性影响[44]。当高水平心理弹性的个体处于风险环境中时，会努力寻找各种资源和路径进行自我调整，以积极的心态面对困境并解决问题，削弱外界因素的影响，个体对自我的能力认知和评价也会在这一过程中得到提高。因此相较于低心理弹性组，高心理弹性会拥有更高的学业自我效能感。

此外，本研究中心理弹性的保护作用是波动变化的，随着累积生态风险的增加，心理弹性的保护作用开始减弱，当累积生态风险处于高水平时，心理弹性高分组和低分组分别对应的学业自我效能感差异变小，因此心理弹性的调节作用具体表现为“风险增强”。该模型提示我们，一旦生态风险因素的强度超过了心理弹性的力量时，仅仅依靠心理弹性的调节是远远不够的，在这种情况下，需要对环境风险进行干预，以保护个体的发展[45]。心理弹性的调节效应表明，高心理弹性的个体在面对多重风险因素时能保持积极心态，采用创造性的应对方式解决困境。

（五）研究不足与展望

本研究也存在一定的局限性：首先，研究使用横向研究法，该方法无法得到因果结论，而且研究深度也被限制，难以对学业倦怠现象的产生以及发展过程进行详细的分析，未来研究者可以考虑进行纵向研究或聚合交叉研究，在时间维度上探析累积生态风险对学业倦怠的影响，并观察不同时期学业自我效能感的中介作用和心理弹性的调节作用有何差异。其次，从研究对象上看，本研究的被试群体局限于民族地区的初中生，存在群体特殊性，因此研究结果的外部效度会受限，研究结论是否能推广到其它区域的不同群体还有待验证。最后，研究仅从五个生态领域中各选取一个代表性风险因素进行研究，研究范围比较局限，可能忽略了影响更为显著的风险因素，之后进行同主题的研究时，研究者可根据研究主体确定尽可能全面的生态系统领域进行调查。

（六）实践建议

本研究揭示了民族地区累积生态风险与初中生学业倦怠的关系，并进一步探讨了内在作用机制，研究结果为改善民族地区初中生的学业倦怠以及促进初中教育教学质量，提供了重要的参考。

第一，从宏观角度出发，关注不同生态子系统对个体的影响。学生的学业表现不仅受学校因素作用，同时也受家庭、同伴关系等多方面的影响。此外，相较于其他地区，民族地区学生可能存在语言、习俗及价值观念等的差异，他们所面临的生态风险环境更复杂，而这些差异既可能会直接影响到学生的学习情况，也可能会造成心理困扰而进一步影响学业。因此，为有效帮助民族地区学生改善学业倦怠、提高学习热情，我们首先要明确教育不能只局限于学校之中，应完善“家校社”协同育人机制，形成以学校为主导，家庭和社区共同参与的育人网络。在强调学校教育的同时，家庭与社区等多个生态系统主体之间要相互协作、密切配合，为学生营造一个良好的学习环境。

第二，促进学生对学习行为与学习目标间的评估，帮助学生肯定自我的学习能力。学生对于学习能力和学习行为的判断及态度会显著影响他们在学习过程中的表现，提升学业自我效能感可以降低学业倦怠水平。一方面，良好的社会支持系统能缓冲压力带来负面影响[46]，在日常的学习和生活中减少民族地区初中生在生态系统中面临的风险因素，加强学校联结和教师关怀以及完善教育设备设施等，让学生在一个愉悦的环境中学习和生活，通过增强社会支持来增加他们面对学业困境时的信心。另一方面，应该倡导鼓励式教育，引导学生树立最近发展区内的学习目标，多给予积极评价，唤醒学生关于自己或他人的成功体验，建立恰当的奖赏机制。要善于发现学生的优点，引导学生通过发挥自身长处去解决问题，让他们在克服困难的过程中增加自信心，保持对学习的热情和兴趣。

第三，培养积极心理品质，提高心理弹性水平。心理弹性水平调节了外界因素对个体的消极影响，结合积极心理学理念，当个体无法改变现实环境时，提高心理素质，培养积极的心理品质，如坚强、乐观和希望等，对于应对生态风险以及规避其所带来的负面影响具有重要意义。因此，学校应该以积极心理健康教育作为心理健康教育的主流模式，重视对学生心理问题的预防，并结合民族地区初中生的身心发展特点，丰富心理健康教育内容，探索多种心理实践活动形式，还可以充分挖掘学生学习和生活过程中的积极心理资源，借助独特的民族歌舞和民族传统文化等民族心理教育内容[47]，让学生从多角度、深层次地认识和习得自我调适的力量，增强他们面对困境的坚韧性，使得学生能理性应对失败和挫折。

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