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【摘要】 目的 探讨大学生学业倦怠的现状及其影响因素，为高校教学模式改革和心理教育提供依据。方法 使用大学生学业倦怠问卷（MBI-GS）和大学生课业负荷量表，对1 317名大学生进行调查。结果 大学生学业倦怠的检出率为23.4%，轻度学业倦怠学生占19.4%，重度学业倦怠学生占4.0%；学业倦怠与课业负荷呈显著正相关（P＜0.01），其中情绪衰竭和讥诮态度与课业负荷呈显著相关（P＜0.01），低个人成就感与课业负荷呈显著相关（P＜0.05）。结论 应加强有针对性的专业帮助和心理健康教育，从而降低大学生的学业倦怠，促进学业投入。
【关键词】 学习；疲劳；因素分析，统计学；学生
学业是大学生的核心竞争力和主要价值来源，部分大学生由于人与学习情景的长期严重分离而出现了身心资源衰竭、对学习疏离和负性自我评价的低效学习心理——学业倦怠［1］。它不仅影响身心健康，还可能在同龄群体间具有传染性，造成潜在的恶性循环。学业倦怠的研究有利于丰富和拓展教育心理学的研究视角，为高校教学政策、教育方式的制定以及高校德育和心理健康教育工作提供资料支持。笔者于2007年9月对山东省1 317名大学生进行了学业倦怠现状及其影响因素分析。
1 对象与方法
1.1 对象 选取哈尔滨工业大学（威海）、山东大学威海分校的本科生，共有1 376人参加测试，1 317人数据完整（女生382名，男生935名），回收率为95.7%。其中大一学生314名，大二学生477名，大三学生435名，大四学生91名；工科专业学生840名，理科专业学生268名，文科专业学生110名，管理专业学生99名。
1.2 方法 研究工具包括：（1）马氏倦怠量表——通用修订版（Maslach Burnout Inventory—General Survey）分为情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感3个分量表，分别包含4个、4个、6个项目［1-3］。采用Likert 7点计分，“1”代表“从来没有”，“7”代表“每天都有”。验证性因素分析证实了三因素结构；总量表的Alpha信度系数为0.820，分半信度为0.757；14个项目的项目鉴别度除个别项目外都在0.3以上，信效度指标符合心理测量学要求。总分反映了学业倦怠的总体程度，分数越高，问题越严重。（2）大学生课业负荷量表［4］。该量表包括4个项目，以Likert 7点记分，“1”代表“非常不同意”，“7”代表“非常同意”。Cronbach Alpha系数为0.830，该量表已广泛被验证和使用。由心理健康教育中心的专业教师统一指导语集体施测，当场回收问卷。
1.3 统计分析 使用统计软件SPSS 11.5进行数据的录入、整理，进行独立样本的t检验、单因素方差分析、Person相关分析等处理。
2 结果
2.1 学业倦怠的描述性分析 大学生学业倦怠的平均得分为(46.85±12.55)分，其中低个人成就感的得分最高(22.86±7.17)分，情绪衰竭和讥诮态度分别为(13.50±5.68)和(10.49±5.33)分。均值都没有达到中间值（分别是14，14，24分），低个人成就感维度的标准差相对较大，说明组员群体在此维度上个体差异较大，分数分布不均匀。按照学业倦怠总分为56（平均分为4）作为大学生是否体验到学业倦怠的检出标准，检出率为23.4%，其中总均分为4～5的人数为19.4%，而总均分在5～6以及6～7之间的人数分别占到总体的3.8%和0.2%。见表1。
表1 威海大学生学业倦怠总均分分布情况（略）
2.2 学业倦怠学生的群体划分 结合本次调查数据4.0%的被试“每周1次或几次”体验到学业倦怠，将学业倦怠得分最高分为4.0%的这部分群体界定为重度学业倦怠，即自己认为没有希望应对现实困难，外界帮助没有实质意义；将学业倦怠得分为整体的75%～96%的这一部分界定为轻度学业倦怠，即通过专业性帮助可以促进他们更快地处理当前困难，有着强烈的改变意愿。将学业倦怠的总分转化为标准分数，从标准正态分布曲线下得到位于总体75%～96%的Z分数为0.67～1.75，结合样本总平均数为46.85，标准差为12.55，依照Z分数公式，转化为学业倦怠总分为55.25～68.81，即55～69。
如表2所示，3组学生在学业倦怠总分及情绪衰竭、讥诮态度和低个人成就感上的得分两两比较，差异均有统计学意义。由此可知，轻度学业倦怠群体的学生是使用团体辅导进行干预的适用对象。
2.3 学业倦怠的影响因素分析
2.3.1 性别因素的影响 女生的学业倦怠明显低于男生（P＜0.01），其中女生的讥诮态度维度得分明显低于男生（P＜0.01），情绪衰竭和低个人成就感维度差异均无统计学意义（P值均＞0.05）。
表2 不同程度学业倦怠群体的学业倦怠得分比较（略）
2.3.2 贫困因素的影响 依照学生是否贷款将学生划分为家庭经济困难生和非家庭经济困难生，经济困难生占总体的19.3%。贫困生和非贫困生的学业倦怠及3个分维度上得分差异均无统计学意义（P值均＞0.05）。
2.3.3 民族因素的影响 在接受调查的学生中，5.9%的学生为少数民族。少数民族大学生的学业倦怠总分高于汉族学生，但差异无统计学意义（P＞0.05），3个分维度上差异也无统计学意义（P＞0.05）。
2.3.4 年级因素的影响 由表3可见，大学生的学业倦怠及3个分维度上差异均有统计学意义（P值均＜0.01）。检验方差齐性的前提下，使用最小显著差异法(least significant difference, LSD)对4组的学业倦怠状况进行多重比较［5］，大一与大二、大三、大四的学业倦怠总分差异均有统计学意义（t=6.80，6.63，4.25，P值均＜0.01）；在情绪耗竭（t=4.69，3.75，3.09，P值均＜0.01）、讥诮态度（t=3.60，3.08，3.44，P值均＜0.01）、低个人成就感（t=5.65，6.47，3.52，P值均＜0.01）上差异均有统计学意义。
表3 威海大学生学业倦怠的人口统计学因素分析（略）
注：**P＜0.01。
2.3.5 专业因素的影响 在检验方差齐性的前提下，发现专业因素对学业倦怠没有显著性影响（P＞0.05）；在情绪衰竭、讥诮态度上差异无统计学意义（P＞0.05），而在低个人成就感上差异有统计学意义（P＜0.05）。
2.4 学业倦怠与课业负荷的相关 学业倦怠总分与课业负荷呈显著正相关（r=0.291，P＜0.01），3个维度中，情绪衰竭、讥诮态度与课业负荷呈显著相关（r=0.391，0.184，P＜0.01）；低个人成就感与课业负荷呈显著相关（r=0.063，P＜0.05）。
3 讨论
3.1 大学生学业倦怠的特点 女生学业倦怠水平显著低于男生，具体表现为讥诮态度显著低于男生。这可能和社会期望有关：女生学习不好得到的批评或关注要多于男生，她们会更加注重学习，从而拥有更多的自我成就感。
经济贫困和民族因素并没有带来显著性的影响，可能原因是学业贷款并没有给学生带来“标签效应”，从而促进家庭经济困难学生更加努力地投入学业。大一学生在学业倦怠及其3个维度上得分都显著性低于其他3个年级，这与大一的学习任务以及心理适应特点有关。在专业因素上并没有学业倦怠总分的显著性差异，这可能与调查取样有关。本次调查高校的层次是重点大学，没有涉及到一般、专科等类型高校。
3.2 学业倦怠与课业负荷相关 课业负荷是学生在有限的时间里面对更多的学业问题而不能有效解决所产生的超负荷现象。绝大多数研究认为课业负荷和倦怠之间呈正相关。Johnson［6］认为，课业负荷过重是大学生经常感到压力的最重要影响因素之一。Villanova等［7］调查大学生所感觉到的压力事件，课业是排名第一的重要因素，以考试、时间压力、课业负荷所占的变异量达41.6%。后继研究要关注学业倦怠的其他影响因素，从而为干预工作打下基础。
【参考文献】
［1］ 倪士光.理工科大学生学业倦怠的特点及认知行为互动取向团体辅导的干预效果研究.北京：北京师范大学,2008.
［2］ YANG HJ. Factors affecting academic burnout and academic achievement in multiple enrollment programs in Taiwan's technicalvocational colleges. Inter J Educ Dev, 2004,24(3):283-301.
［3］ MASLACH C, JACKSON SE, LEITER MP. Maslach burnout inventory manual. Palo Alto: Consulting psychologists Press Inc，1996.
［4］ 杨惠贞.影响资管学生学习倦怠及计算机学习成效因素之研究.台湾：国立“中央大学”,2000.
［5］ 张厚粲,徐建平.现代心理与教育统计学.北京:北京师范大学出版社,2003:317-320.
［6］ JOHNSON EE. Studentidentified stresses that related to college life. Doc Reprod Serv,1978:170,630.
［7］ VILLANOVA P, BOWNAS DA. Dimensions of college student stress. Doc Reprod Serv,1984:262,690.
作者单位：哈尔滨工业大学（威海）学生工作处心理健康教育中心，山东威海 264209；北京师范大学心理学院。