大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠的关系

目录TOC\o"1-3"\h\u摘要 一、前言（一）研究背景近年来，学生的学习倦怠问题越来越严重，这样的问题在高校大学生中也普遍存在，学习倦怠已成为研究者关注的研究热点。为了帮助广大大学生缓解学习倦怠问题，我们首先要找到导致大学生学习倦怠的原因。然而纵观前人对学习倦怠的研究发现，导致学习倦怠产生的原因往往不是单方面的，而是由多方面因素共同影响而形成的。为此，本研究旨在从自我效能感、归因方式和家庭功能三个方面来探讨其对大学生学习倦怠的关系，重点探讨了我们可以从哪些方面进行改善，尽可能的预防大学生的学习怠问题的产生。所以从这个角度来说，本次研究是具有一定实践指导意义的。（二）研究意义1、理论意义根据前文可知，目前现有的文献资料，大多围绕着中小学的学生倦怠问题进行探讨，而以大学生为对象展开的研究相对较少，本文重点围绕了自我效能感、归因方式和家庭功能三个方面来对大学生的学习倦怠问题进行研究，一定程度上可以弥补了这方面的学术空白，也使得关于学习倦怠的理论体系得到了完善和充盈，为后人学者的相关研究提供了一定的理论基础和指导借鉴价值。2、实践意义本研究将对怀化学院大学生自我效能感、归因方式、家庭功能和学习倦怠的基本状况进行调查研究，重点围绕了这四个因素之间的关系进行综合分析，希望寻找出大学生学习倦怠问题研究的一个全新思路。通过研究结果，提出相应的解决策略，希望能够降低大学生学习倦怠的程度。（三）研究内容1、大学生自我效能感、归因方式、家庭功能和学习倦怠的现状及其在性别、年级、学科性质等人口统计学变量上的差异。2、大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠两两之间的关系。3、大学生自我效能感、归因方式、家庭功能对学习倦怠的影响方向。（四）研究假设基于国内外关于自我效能感、归因方式、家庭功能和学习倦怠等四方面因素的关系，提出以下几点假设：假设1：大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠在性别、年级、学科性质等方面均存在显著差异；假设2：大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠四者之间两两相关；假设3：自我效能感、家庭功能均可以负向预测学习倦怠，归因方式可以正向预测学习倦怠。二、文献综述（一）学习倦怠的定义及相关研究1、学习倦怠的界定学习倦怠的概念来自于职业倦怠的研究。Maslach通过测验问卷的形式，最终提出并建立了职业倦怠模型，认为其中情绪耗竭、去个性和低成就感都会对职业倦怠产生影响[1]。在上世纪80年代，两名著名的学者就提出了学习倦怠的概念，他们认为，学生在学习的过程当中，相对来说会产生较高的倦怠程度，而这个程度是比职业人员在工作期间所产生的更高因此，这一概念也可以简单的理解为，大学生在进入大学以后参加学习时所产生的倦怠问题[2]。Meier认为，如果从原因上进行探究的话，学生产生学习倦怠的原因可以归究为高强度的学习压力和过度的精力损耗，伴随着这些问题，学生对于学习的兴趣会逐渐被消磨，而又加之自我预期的未达成以及同他人对比所产生的差异感，就会持续加重这一负面情绪[3]。Schaufeli则认为，如果进行过度学习，那么就非常容易使学生产生负面情绪，造成疏离反应[2]。在国内外的相关学术文献当中，涉及到了大量的关于学习倦怠的概念界定问题，通过对这部分文献进行梳理，可以了解到更具权威性的理论基础。台湾较早于大陆开展了学习倦怠研究，许多学者都将大学生学习倦怠问题的产生，归因于心理方面、学习压力方面的原因[4]。本研究借鉴了大陆的连榕等人的相关学术文献，对学习倦怠的概念进行了详细的鉴定界定，认为学习倦怠指的是当个体不愿意进行学习，但是迫于某种客观因素又不得不进行学习时所产生的一系列负面情感，导致个体极容易产生厌倦学习和逃避学习的问题[5]。这一理论在目前国内学术界也是具有先进性和权威性的。2、学习倦怠的测量不仅是国外学者在研究此项课题的时候采取了建模的方式我国的著名学者连蓉同样在研究本课题的时候采取了三因素模型的研究方式——通过对三个因子进进行确定，来构建出因子构面。这一研究方式自产生以来，就极大地影响着我国的学术界也被越来越多的专家学者所应用，现阶段逐渐成为了研究大学生学习倦怠问题的重要手段[3]。所以在本次论文的撰写和研究当中，同样借鉴了这一模型。3、学习倦怠的研究现状通过对前人学者的相关学术文献进行综合整理与分类，可知，目前大部分学者在对影响学习倦怠问题的因素进行探究的时候，主要是从个体和环境两大方面着手，笔者将进行逐一阐述：一是个体方面：首先，在对个体产生的影响因素进行综合分析的时候，能够发现无论是性别，年龄，受教育程度，健康水平，职业还是家庭环境，成长环境，所处地域和收入水平，都会对个体产生影响。这一影响因素的分析，也是符合目前我国关于人口统计学理论的。根据相关学术文献可知，大量的专家学者都针对人口学变量进行了探讨，认为性别、年龄、婚姻和教育水平这些变量是尤为重要的，甚至可以代表着不同的倦怠水平。根据这一成熟理论，同样有大量的学者进行了进一步的探讨，认为这些因素当中能够起到较大影响作用的就是性别、年级、学习状况和家庭因素[6]。其次，人体内在因素包括人格特质、自我因素和应对方式三个方面。关于这方面的研究，国外的学术界已经给出了较为成熟的理论体系。通过研究这些成熟文献和理论体系，可知这三者之间是存在着一定关联性的。根据自我效能感的理论，笔者展开了本次的研究，重点探讨了自我因素与学习倦怠问题之间的联系性，在上世纪末期的相关学术文献当中，众多国外学者的研究结果为本文的撰写提供了一定的理论基础。同时，这些学者的学术理论都不约而同地指出了一个结果——二者之间产生了一定的负相关联系。换句话说，当个体的自我效能感越低时，他们就越容易产生学习倦怠的问题；反之，如果个体的自我效能感越高，那么他们产生学习倦怠问题的概率自然也就会越低[6]。根据特质论理论可知，个体是具有一定应激反应能力的，这就被称之为应对策略，也就是在面对突发状况时所表现出的稳定行为[6]。这一因素与学习倦怠程度之间的关系同样也是负相关的，也就是说，如果个体的应激反应能力越低，那么他们的学习倦怠水平就会越高积[6]。二是环境方面：首先，职业倦怠的相关研究结果中，能够发现大部分人会产生职业倦怠的原因，就来自于高强度的工作压力，而这一研究结果同样可以被应用在学习倦怠问题的研究方面[6]。通过对我国学生的综合调查可知，大部分学生认为自己所承担的学习压力过重，甚至也引发了自身的心理压力问题，而这些压力的来源不仅来自于课业和学校方面，更来自于家庭和自我期待，这些都会使得学生的身心健康受到影响。其次，其他方面的支持力度同样可以影响着学生学习倦怠问题的程度，而这一支持可能来自于社会，社区也可能来自于家庭和教师，同时也可以来自于朋友和伙伴。而支持的方式不局限于物质支持，更多的是倾向于精神支持。结果显示：家庭支持与学习倦怠也存在负相关关系。（二）自我效能感的定义及相关研究1、自我效能感的界定最早提出自我效能感这一理论内容的是著名的教育学家班杜拉，他认为，人们在从事某项工作或某项任务时，对自我预期的自信程度，就可被称之为自我效能感[7]。同时，班杜拉的这一理论也成为了他社会认知理论的基础内容[10]。也有部分学者对自我效能感这一概念进行了准确的界定，认为这就是一种信念，或者说是自信心，这种精神情绪会在某一特定背景下成为支持个体完成任务或完成行为的最大驱动力，也是个体调动内在动机的重要因素[8]。艾什顿等人认为，自我效能感是一种心态，是个体在面对某一行为或某一环境时所作出的具体反应[8]。自我效能感是指个体对自己面对环境中的挑战能否采取适应性的行为的知觉或信念[10]。本研究采用的是班杜拉对自我效能感作出的定义，因为根据对文献的研究，本文研究的是大学生自身能否利用所拥有的技能去完成学习的自信程度，其本质与班杜拉的定义内涵更加符合。王才康也认可班杜拉的观点，并根据其观点修订了Schwarzer等人编制的般自我效能感量表（GSES）。2、自我效能感的测量本研究采用的是一般自我效能感量表(GSES)，因为该量表题目相对较少，而且王才康对于班杜拉的观点表示认可并引用其观点，所以王才康修订的一般效能感量表更加符合本文需要测量的一般效能感量各项指标。3、自我效能感的研究现状当个体长期面对高压的学习环境和学习压力的时候，就容易产生精力丧失和热情丧失的问题。具体反应为疏远同学和老师，不愿意参与学习，这是一种负面的情绪，而这种情绪同样会导致各种消极学习行为的产生。Chemiss认为，倦怠程度会对职业发展和效果产生巨大的影响，尤其是容易导致创新力不足、工作动机缺失的问题[11]。一般来说，如果学生具有较高的自我效能感，那么他们就能够控制自己的意识，同时也可以对学习和任务产生强烈的自信心，能够激发自身对于学习的兴趣和动力，这样的学生就不易产生倦怠问题[3]。（三）归因方式的定义及相关研究1、归因方式的界定根据对大量文献的分析发现，对于归因方式概念多是国内相关专家作出的定义国外相关研究是针对归因方式的分类。刘燊和杨韵认为归因方式是指个体在解释其积极的和消极的生活预期时所采取的习惯性的方式[12]。在对归因方式的界定上，我国的专家学者提出了大量的宝贵学术经验，部分学者认为，通过对过去的经验总结，能够对相似行为的预期结果进行一个倾向性的判断，并完成原因推理[13]。在上世纪50年代末期，Heider提出了归因理论，并对归因的种类进行了详细的分类及内部原因和外部原因两种，其中内部原因指的就是个体的个性，而外部原因则指的是环境情境[14]。本研究采用Heider对归因方式的定义，因为本课题研究的是大学生在对待厌学问题上会把原因归结为内部原因还是外部原因，与研究课题相符。2、归因方式的测量本研究采用Lefcourt等人编制的多维度-多归因因果量表，由国外专家编制，相对其他量表更加专业和权威，题目较少，而且量表测试的内容努力、能力、运气和环境四个方面与归因方式的定义的内部原因和外部原因相符合。3、归因方式的研究现状根据以往研究发现归因方式的内外控倾向是大学生学习倦怠的重要预测源。这一结论说明大学生在学习过程中对学习成败归因的社会性知觉，对其学习情绪（情绪是否低落）、学习投入行为（行为不当）和学习满意度（是否有成就感）具有直接作用。大学生学习倦怠与归因方式呈显著正相关。表现在情境归因、运气归因及外控性维度与学习倦怠呈显著正相关,能力归因、努力归因及内控性维度与学习倦怠呈显著负相关[15]。（四）家庭功能的定义及相关研究1、家庭功能的界定“家庭功能”的概念大致可以分为两种：一方面，有部分学者是从心理学的角度对这一内容进行阐述，认为家庭的任务是繁重的，不仅需要提供温馨的环境和衣食住行等基础条件，同时还必须要完成基本、发展以及危机等任务[7]；另一方面，有部分学者是从存在缺陷的家庭当中进行调查，并且发现其中的共性问题，希望通过心理干预的方式予以改善，同时通过多维度的质量评价指标来促进家庭功能发挥的最大化[16]。McMaster认为，家庭可以作为一个系统进行正常的运作，而其中每一成员都需要承担不同的任务，如衣食住行，如保障环境，如促进其他成员身心发展等，本研究正是基于这一学者的相关理论，认为家庭功能需要保障以上几方面任务的实现，而想要实现这些任务，则需要通过加强沟通联系，保障情感和行为控制等[17]。2、家庭功能的测量在具体的测量方式上，笔者选取了FAD这一模型，通过对家庭整体情况的收集，并且分门别类地完成了自测试筛选问卷，从而得出了最终的家庭功能测量结果，这一结果基本涵盖了其基本功能和完成任务的能力，并且进一步得出了家庭功能当中的问题及不足之处，完成了对家庭健康与否的界定。这一模型在测量家庭功能方面尽可能的保证了全面性和完整性，因此，笔者在本次研究中较多的使用了这一工具进行测量。3、家庭功能的研究现状对于个体来说，他们所接受教育的第一个环境就是家庭，在这个环境当中，他们也学会了最基本的情绪，把控方法和行为表现方式。因此，我们也可以将家庭环境看作是个体社会化的第一个场所，也是最重要最基础的场所。家庭内部成员之间的沟通方式和行为模式都会对个体产生一定程度的左右，甚至会影响着个体的心理和行为表达方式，这二者之间的关联性是十分明显的。无论是在国内外的相关研究当中，还是根据案例分析，我们都有充分的理由相信，原生家庭的影响对于个体是十分巨大：如果家庭环境较为恶劣，那么，个体在人格和情绪方面必然面临着较大的发展威胁；反之，如果能够在一个良好的家庭环境当中生活着，那么个体就能够具有健全的人格和完善的情绪把控能力[18]。对于个体的认知能力形成来说，家庭方面的作用同样是不可替代的，国内外的相关研究已经表明，家庭当中如果各成员之间较为亲密，环境良好，那么个体的人格就能够变得更加的积极、稳定、向上。在这样家庭当中生长的个体，他们的自信心更强，更能够轻易地调动自身的积极情绪和内在学习动机，不太容易产生学习倦怠的问题[18]。另外，家庭功能的发挥还表现在对个体未来成长的指导上，尤其是对于个体情绪把控，人际交往与人合作等方面的指导，能够获得较高水平的指导，就意味着个体未来获得成功的概率越高。总而言之，如果想要保证个体在人格情绪方面获得较好的发展，那么就需要尽可能的发挥家庭的积极功能。三、研究方法（一）研究对象综合考虑样本代表性和可行性，采用分层抽样和随机抽样的方法，选取怀化学院的在校大学生，把被试按照年级、性别、专业（文科、理科）分层，在每一层次中发足够数量的问卷，以保证有效问卷的数量。共计发放问卷500份，获得有效问卷367份，有效率为73.4%，符合统计学的基本要求。样本的基本构成情况见表3.1。表3.1样本基本构成情况频率百分比%性别男18249.6女18550.4年级大一9024.5大二9525.9大三9325.3大四8924.3学科性质理工科17948.8文科18851.2在本次研究中，重点围绕大学生展开了相应的问卷调查工作，做首先对学习状况进行了综合调查，从而进一步分析目前可能会对大学生学习倦怠问题产生影响的因素。在得出这一具体的研究结果以后，可以更好的从事下一步相互作用机制的探讨，最终提出有效的解决策略，希望能够帮助每一名大学生合理的控制自己的倦怠情绪，使他们在大学的学习生涯当中获得更加积极向上的情绪情感，实现健康发展。（二）研究工具1、大学生学习倦怠问卷该问卷计20个题目，答题方式根据题意采用单选形式；计分方式采用5点计分方式：①完全不符合；②不太符合；③不清楚；④有些符合；⑤完全符合。该量表包括20个项目，分为情绪低落（8个题目）、行为不当（6个题目）和成就感低（6个题目）3个因子[11]。该量表3个分量表与总量表之间的相关为0.914、0.799、0.704（P<0.001），总体的克朗巴赫α系数为0.865，各维度的α系数：情绪低落0.812，行为不当0.704，成就感低0.731，证明该量表结构效度良好，内部一致性信度较高。该量表采用5级评分制，其中反向题反向计分[11]。被试得分越高，表明其学习倦怠程度越高。2、一般自我效能感量表(GSES)一般自我效能感量表（GSES）是由Schwarzer等人编制的，中文版由王才康[10]翻译修订。量表含l0个题项，采用Likert四级评分制。一般自我效能感量表得分区间为10-40分，得分越高，一般自我效能感越强。修订后的中文版量表，内部一致性系数0.87，重测信度0.83，折半信度0.82，信度和效度良好[12]。3、多维度-多归因因果量表（MMCS）该量表由Lefcourt编制，包括学习成就归因和人际关系归因两部分，本研究选取了涉及学习成就方面的24道测题，包括努力、能力、运气、情境4种归因倾向，每种倾向有6道题目，题目采用Likert5级评分制该分量表的值内控性为0.70-0.84，外控性为0.62-0.81，与Rotter的内外控量表相关在0.37-0.55[15]。4、家庭功能评定量表(FAD)Epstein[17]等人编制了家庭功能评定量表（FamilyAssessmentDevice，FAD），他们认为家庭功能可以通过7个维度来评价，分别是：问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制和总功能，7个维度加起来一共有60个项目。FAD有1个总功能维度和6个分维度，每个维度的各条目总分即为该维度的分值，分数越高，说明其相应的家庭功能就越差。（三）施测过程本研究主要采用问卷调查法和文献研究法，事先经过指导老师的培训与检查，统一指导语。一部分问卷以班级为单位进行团体施测，另一部分由施测者在图书馆和教室寻找自愿者填写，都是进行匿名施测且实测过程都在施测者的全程监督下完成。在规定时间内统一发放问卷并当场回收所有问卷，平均施测时间为25分钟。（四）数据处理本研究利用excel表格进行数据录入，采用SPSS21.0统计软件进行数据处理与分析。1、方差分析分析不同性别、年级、学科性质等大学生在自我效能感、归因方式、家庭功能、学习倦怠上的差异。2、相关分析分析自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠两两之间的关系。3、回归分析分析自我效能感、归因方式、家庭功能对学习倦怠的回归方程及影响方向。四、数据结果与分析（一）人口统计学分析1、性别差异表4.1性别不同的大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠的差异1.1性别N均值标准差tP自我效能感男1822.69120.430642.8210.005女1852.57190.37831学习倦怠男1823.16680.47550.2280.82女1853.15570.45815归因方式男1822.93750.39365-1.3820.168女1852.9950.40366家庭功能男1812.27990.281351.6960.091女1852.22860.29772注：**.在.01水平（双侧）上显著相关。*.在0.05水平（双侧）上显著相关。独立样本T检验结果显示，自我效能感的显著性p值小于0.05，达到显著性水平，存在显著性差异。男生得分显著高于女生。学习倦怠、归因方式、家庭功能的显著性p值大于0.05，未达到显著性水平，不存在显著性差异。2、年级差异表4.2年级不同的大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠的差异N均值标准差FPLSD自我效能感大一902.64110.466131.0420.374大二952.56840.39092大三932.6570.34997大四892.66070.42255学习倦怠大一3.08630.421973.08631.070.362大二3.17150.49163.1715大三3.1940.454793.194大四3.19170.49163.1917归因方式大一2.91760.402422.91760.8980.442大二2.97370.355742.9737大三3.01340.387143.0134大四2.95930.449822.9593家庭功能大一902.18910.326864.070.007三>一、二四>一、二大二952.21650.30398大三932.30110.24868大四882.3110.26065单因素方差分析结果显示，自我效能感、学习倦怠、归因方式的显著性p值大于0.05，未达到显著性水平，不存在显著性差异。家庭功能的显著性p值小于0.05，达到显著性水平，存在显著性差异。事后LSD检验可知：家庭功能上大三显著大于大一大二，大四显著大于大一大二。3、学科差异表4.3学科不同的大学生自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠的差异学科性质N均值标准差tP自我效能感理工科1792.57710.38785-2.4840.013文科1882.68240.4227学习倦怠理工科1793.11260.43743-1.9560.051文科1883.20750.48877归因方式理工科1792.95550.38913-0.5130.608文科1882.9770.40937家庭功能理工科1782.2770.270311.4770.141文科1882.23220.3075独立样本T检验结果显示，自我效能感的显著性p值小于0.05，达到显著性水平，存在显著性差异。文科得分显著高于理工科。学习倦怠、归因方式、家庭功能的显著性p值大于0.05，未达到显著性水平，不存在显著性差异。（二）相关分析1、自我效能感、归因方式与家庭功能的相关分析表4.4自我效能感、归因方式与家庭功能的相关分析结果自我效能感努力能力运气情境归因方式解决问题沟通角色情感反应情感介入行为控制总功能家庭功能自我效能感1努力0.11能力.123*.432**1运气-0.0870.062.308**1情境-0.037.109*.402**.512**1归因方式0.036.606**.762**.671**.726**1解决问题-.205**-.172**0.087.161**.166**0.0781沟通-.210**-.201**0.0010.0340.088-0.036.612**1角色-.164**-.106*0.061.115*.107*0.058.826**.490**1情感反应-.157**-.131*0.085.126*0.0980.056.798**.310**.601**1情感介入-0.087-0.047.124*.105*.172**.123*.728**.373**.606**.496**1行为控制-.163**-.130*0.053.196**.131*0.084.715**.217**.498**.616**.431**1总功能-.146**-0.0290.076.108*.116*0.095.584**.236**.335**.459**.355**.365**1家庭功能-.227**-.191**0.071.132*.169**0.056.894**.605**.700**.607**.600**.584**.401**1分析可知，自我效能感与能力、问题解决、沟通、角色、情感反应、行为控制、总功能、家庭功能之间存在显著性相关。归因方式与情感介入存在显著性相关。2、自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠的相关分析表4.5自我效能感、归因方式、家庭功能与学习倦怠的相关分析结果学习倦怠情绪低落行为不当成就感低自我效能感-.281**.288**.206**.245**努力.109*.114*.138**0.029能力0.0370.0340.0430.019运气-.197**-.208**-.179**-.128*情境-.226**-.235**-.179**-.182**归因方式-0.097-.103*-0.06-0.094解决问题-.246**-.258**-.225**-.160**沟通-.169**-.172**-.134*-.139**角色-.260**-.266**-.240**-.172**情感反应-.203**-.203**-.188**-.137**情感介入-.189**-.193**-.157**-.144**行为控制-.106*-.120*-.117*-0.039总功能-.175**-.181**-.151**-.126*家庭功能-.190**-.213**-.177**-.109*分析可知，学习倦怠与自我效能感之间存在显著性相关。学习倦怠与努力、运气、情境之间存在显著性相关。学习倦怠与问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制、总功能、家庭功能之间存在显著性相关。（三）回归分析1、自我效能感与学习倦怠的回归分析根据前面的相关分析可知，二者之间的关系是十分紧密的。因此，在后续的研究当中就可以将变量设置为自我效能感，从而判断出学习倦怠水平的运动轨迹。表4.6自我效能感与学习倦怠的回归分析结果系数(a)模型非标准化系数标准系数tSig.B标准误差试用版(常量)2.3190.15315.2080.000自我效能感-0.320.057-0.281-5.5870.000R方=0.079,调整R方=0.076,F=31.215,P<0.05由上表可知，调整R方为0.076，说明自我效能感可解释学习倦怠7.6%的变异量。方差F值为31.215，对应p值小于0.05说明建立的回归方程有效，具有统计学意义。系数表显示，自我效能感的sig值小于0.05，说明自我效能感对学习倦怠的影响是显著存在的。结合相关分析可知，影响方向为负向影响。建立回归方程为：学习倦怠=2.319-0.32×自我效能感回归方程可知，在其他条件不变的情况下，自我效能感增加一个单位，学习倦怠降低0.32个单位。2、归因方式与学习倦怠的回归分析根据前面的相关分析可知，运气、情境与学习倦怠存在显著的相关性，因此可建立以运气、情境为自变量，学习倦怠为因变量的回归。表4.7归因方式与学习倦怠的回归分析结果系数(a)模型非标准化系数标准系数tSig.B标准误差试用版(常量)3.7750.13228.6830运气-0.0910.049-0.11-1.8670.063情境-0.1350.047-0.17-2.8710.004R方=0.06,调整R方=0.055,F=11.644,P<0.05由上表可知，调整R方为0.055，说明失败表现可解释学习倦怠5.5%的变异量。方差F值为5.266，对应p值小于0.05说明建立的回归方程有效，具有统计学意义。系数表显示，情境的sig值小于0.05，说明情境对学习倦怠的影响是显著存在的。运气的sig值大于0.05，未达影响水平，对学习倦怠的影响不显著。建立回归方程为：学习倦怠=3.775-0.135×情境回归方程可知，在其他条件不变的情况下，情境增加一个单位，学习倦怠降低0.135个单位。3、家庭功能与学习倦怠的回归分析根据前面的相关分析可知，学习倦怠与家庭功能存在显著性相关。因此可建立以问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制、总功能为自变量，学习倦怠为因变量的回归。表4.8家庭功能与学习倦怠的回归分析结果系数(a)模型非标准化系数标准系数tSig.B标准误差试用版(常量)4.2230.22518.7880.000解决问题0.2660.5040.1660.5290.597沟通-0.0870.105-0.079-0.8230.411角色-0.280.135-0.238-2.0830.038情感反应-0.1670.151-0.117-1.1060.269情感介入-0.0620.097-0.057-0.6340.526行为控制0.0570.1110.0510.5160.606总功能-0.1820.122-0.118-1.4940.136R方=0.084,调整R方=0.066,F=4.688,P<0.05由上表可知，调整R方为0.066，说明失败表现可解释学习倦怠6.6%的变异量。方差F值为4.688，对应p值小于0.05，说明建立的回归方程有效，具有统计学意义。系数表显示，角色的sig值小于0.05，说明角色对学习倦怠的影响是显著存在的。问题解决、沟通、情感反应、情感介入、行为控制、总功能的sig值大于0.05，未达影响水平，对学习倦怠的影响不显著。建立回归方程为：学习倦怠=4.223-0.28×角色回归方程可知，在其他条件不变的情况下，角色增加一个单位，学习倦怠降低0.28个单位。五、分析与讨论（一）各变量在人口统计学上的差异分析1、不同性别、不同学科的大学生在自我效能感上差异显著通过研究可知，性别因素对于自我效能感的影响也是巨大的，男生的自我效能感明显高于女生。女生可能是因为生理原因心理原因而产生了大部分男生比女生强的心理暗示，还有受到以前重男轻女社会风气的影响，对自己没有自信心；自我效能感在不同学科上也存在显著差异，文科生的自我效能感明显高于理科生，一般学文科的学生性格会更加开朗、活泼，在人际交往方面也能更加得心应手，加之大学是一个注重人际交往、注重展示自己的地方，所以这样的环境对于文科生的发展更加有利，因此文科生自我效能感高于理科生。综上所述，在学习生活方面，要对男女分类进行观察，并做出特定的正确引导。2、不同年级的大学生在家庭功能上差异显著研究发现，家庭功能在不同年级上存在显著差异，大三得分高于大一和大二，大四得分高于大一和大二，总体来看，高年级得分高于低年级。由于大三大四的学生已经到了快毕业的时间段，面临着毕业和就业的双重压力，这时候家庭对学生的影响相对较重，而大一大二的学生刚进入大学不久，没有这些方面的压力。（二）相关分析和回归分析自我效能感、归因方式、家庭功能对大学生的学习倦怠具有预测作用通过上述研究可知，自我效能感与大学生倦怠水平之间产生了一定的关联性及负相关性，也就是说，当学生的自我效能感越低的时候，就更容易产生学习倦怠的问题。和中小学的学习具有显著区别的是，大学阶段的学习更需要依靠学生的独立能力。在这个环节，当中学生时时刻刻面对着越来越多的选择题，他们可以通过自主的方式对学习的任务、时间、方式，地点进行选择，而驱动他们进行选择，并影响选择结果的就是学生的自我效能感。一般来说，在进行大学生整体学习归因的时候，都会采取内部归因的方法，其中更加强调大学生个人的努力因素，这是与国内现存的文献理论具有趋同性的。与此同时，无论是家庭方面还是学校方面，都认为努力是属于可控的范畴，换句话说，学生可以通过自我意识来控制自己的努力程度，而如果将努力作为归因的话，那么也是较为合理的。因此，在失败归因上角多的依靠外部因素，这种方式也可以尽可能的减少个体因失败带来的自我效能感降低以及挫败感等问题。这种归因方式同样也是与心理学理论产生趋同性的。家庭功能中的角色维度与大学生学习倦怠呈负相关关系，及角色维度得分越高，学习倦怠程度越低。家庭之所以能够称之为个体的坚实靠山，就在于个体在面对巨大压力的时候，往往可以回到家庭环境，得到情绪上的平复。通过与家庭成员的人际交往，可以达到宣泄情绪或请求支持的作用，以实现个体自我效能感的增强。六、结语1、大学生总体存在一定比例的学习倦怠情况，而这一倦怠情况的具体表现就是失当的学习行为。2、从各变量在人口统计学变量的差异分析中发现：（1）性别差异：自我效能感上男生得分显著高于女生。（2）年级差异：家庭功能上大三显著大于大一大二，大四显著大于大一大二。（3）学科性质差异：自我效能感上文科得分显著高于理工科。3、从相关分析中发现：（1）自我效能感与能力、问题解决、沟通、角色、情感反应、行为控制、总功能、家庭功能呈正相关；归因方式与情感介入呈正相关。（2）学习倦怠与自我效能感呈负相关；学习倦怠与努力呈正相关，学习倦怠与运气、情境呈负相关；学习倦怠与问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制、总功能、家庭功能呈负相关。4、自我效能感对学习倦怠的影响是显著存在的，影响方向为负向影响；归因方式中的情境对学习倦怠的影响是显著存在的，影响方向为负向影响；家庭功能中的角色对学习倦怠的影响是显著存在的，影响方向为负向影响。5、大学生的自我效能感、归因方式和家庭功能能在一定程度上有效预测学习倦怠。参考文献[1]连榕,杨丽娴,吴兰花.大学生的专业承诺、学习倦怠的关系与量表编制[J].心理学报,2005(05):632-636.[2]刘玉霞.高职生家庭环境、成就目标定向与学习倦怠的关系[D].山东师范大学,2014.[3]陈家胜.学习倦怠研究现状及展望[J].中国健康心理学杂志,2016,24(06):939-943.[4]答会明,高国娇.10年来我国大学生学习倦怠研究综述[J].陇东学院学报,2015,26(02):117-122.[5]朱军玲,宋友章,格日丽.“学习倦怠”国内外文献综述[J].现代交际,2017(21):34.[6]杨馨,衣炫儒,于越,孔祥敏.大学生自我效能感与学习倦怠相关关系研究[J].校园心理,2013,11(06):366-369.[7]余叶群.农村中学生厌学情绪与自我效能感关系的研究[J].中文信息,2014,(3):166.[8]答会明,席丽,豆宏健等.10年来我国大学生自我效能感研究综述[J].内蒙古师范大学学报：教育科学版,2011,24(9):54-58.[9]沈洁.在研究性学习中培养大学生的自我效能感[J].教育与职业,2009,(36):191-192.[10]王才康,胡中锋,刘勇等.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].应用心理学,2001,7(1):37-40.[11]康雅婷.大学生学习动机、学习自我效能感与学习倦怠的关系研究[D].山西财经大学,2018.[12]蓝雪丹,庞从妃,阳秀英等.家庭教养方式、自律性与大学生厌学行为的关系研究[J].大学教育,2015,(12):88-89.[13]刘燊,杨韵.大学生坚韧人格、归因方式与学习动机[J].中国健康心理学杂志,2014,(8):1228-1230,1231.[14]张索玲,张丽华.大学生归因方式与内隐自尊、外显自尊关系研究[J].中国健康心理学杂志,2009,17(3):327-329.[15]郭峰.反思当代中国高校学生的厌学心理及其行为的产生——以沈阳师范大学为例[J].时代教育（教育教学版）,2012,(1):193.[16]肖嘉丽.大学生生活事件、家庭功能与述情障碍的关系研究[D].四川师范大学,2012.[17]韦玉敏,宋凤宁.大学生宿舍人际关系与归因相关性研究[J].临床心身疾病杂志,2012,18(3):239-242.[18]邹媛