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摘 要：特质正念作为积极心理学中的重要概念，其与学业倦怠之间的关系及作用机制还有待进一步研究。本文基于自我效能理论，以大学本科生为研究样本，通过多元线性回归和Bootstrap检验等方法，验证了学业自我效能感在特质正念负向影响学业倦怠过程中起到的部分中介作用。本文揭示了特质正念影响学业倦怠的作用机制，为提升大学生正念水平、增强学业自我效能感从而改善其学业倦怠提供了理论依据。
关键词：特质正念;学业自我效能感;学业倦怠;自我效能理论;大学生
中图分类号：G642.4 文献标识码：A 文章编号：1673-7164（2020）42-0098-04
学业倦怠问题在大学生群体中较为普遍 [1]。学业倦怠（academic burnout）是个体由于长期的学业压力或学习兴趣缺失而形成的一种综合征，它包括情绪耗竭、行为不当和成就感低落三个维度 [2]。特质正念作为积极心理学的重要概念之一，被证明能够负向预测工作倦怠 [3]，其是否也能负向预测学业倦怠？具体的作用机制又是如何的？这些问题都有待进一步探究。
特质正念（trait mindfulness）是一种特定的心理结构，在这种结构下人们总是不加判断地关注当下 [4]。研究表明对学生群体的正念训练能够有效减轻其学业倦怠 [5]，说明正念和学业倦怠间存在着紧密联系。再者，感知工作压力被认为是工作倦怠的关键预测变量 [6]。对当前状态的注意和不做判断的态度有利于高特质正念个体更客观地看待压力事件，拥有更低水平的感知工作压力，进而减少倦怠感。由此提出假设H1：特质正念能负向预测学业倦怠。
学业自我效能感（academic self-efficacy）是指个体对自身成功完成学业任务能力的判断和信心，包括能力效能感和行为效能感两个维度 [7]。根据自我效能理论，自我效能感主要有四种形成路径：成败经验、替代经验、言语劝导和情绪反应。其中情绪反应指的是个体自我效能感与其对具体任务的心声反应有关：反应平静让人镇定自信，而焦虑则让人怀疑自身能力 [8]。高特质正念个体更能以开放、接纳和不评判的态度面对执行任务过程中遇到的困难，反应更加平静从容，因此具有更高水平的自我效能感。因此提出假设H2：特质正念能正向影响学业自我效能感。分假设H2a：特质正念能正向影响学业能力效能感;分假设H2b：特质正念能正向影响学业行为效能感。
在有关学业倦怠的研究中，学业自我效能感常被作为中介变量，得到了数据的较好验证 [9]。因此，本文基于自我效能理论，构建了特质正念通过学业自我效能感间接影响学业倦怠的部分中介模型（如图1）。相应提出假设H3：学业自我效能感能负向影响学业倦怠。分假设H3a：学业能力效能感能负向影响学业倦怠;分假设H3b：学业行为效能感能负向影响学业倦怠。假设H4：学业自我效能感在特质正念负向预测学业倦怠过程中起部分中介作用。分假设H4a：學业能力效能感在特质正念负向预测学业倦怠过程中起部分中介作用;分假设H4b：学业行为效能感在特质正念负向预测学业倦怠过程中起部分中介作用。
一、研究方法
（一）研究样本
本文以大学生群体为研究对象，采用方便取样法回收在线问卷239份，有效问卷202份，回收有效率84.52%。有效样本分布情况为：男生69人，女生133人;大一31人，大二33人，大三118人，大四20人;理科专业38人，文科专业164人;独生子女93人，非独生子女109人;城镇生源118人，农村生源84人。
（二）研究工具
特质正念：采用陈思佚等（2012）年翻译修订Brown和Ryan（2003）的正念注意力知觉量表（MAAS） [10]，包含15个项目，采用6点计分（从“1=几乎没有”到“6=几乎总是”）。自评分数越高，个体的特质正念水平越高。本研究中量表的系数为0.87;学业自我效能感：使用梁宇颂等编订的《大学生学业自我效能问卷》 [11]。量表测量能力效能感和行为效能感两个维度，各11题。采用5点计分（“1=完全不符”到“5=完全符合”）。自评正向得分越高，说明其自我效能感越强。本研究中能力效能感和行为效能感的系数分别为0.83和0.60，整体系数为0.83;学业倦怠：采用连榕等参考职业倦怠问卷（MBI）编写的《大学生学业倦怠调查问卷》 [12]。该问卷共20个项目，采用5点评分（“1=完全不符”）到“5=完全符合”。正向得分越高表明学业倦怠越严重。本研究中学业倦怠的系数为0.89;控制变量：参照以往关于学业倦怠的研究，本研究选取了性别、年级、就读专业、是否独生子女和生源地为控制变量。研究数据利用AMOS24.0进行CFA检验，利用SPSS进行多元线性回归、Bootstrap检验等分析。
二、研究结果
（一）共同方法偏差
根据Harman单因素检验方法，将特质正念、学业自我效能感量表和学业倦怠量表的所有题目作为外显变量，设定公因子数为1，通过CFA求得=2.41，RMSEA=0.08，NFI=0.38，GFI=0.53，CFI=0.50。模型拟合效果较差，说明回收数据的共同方法偏差并不严重，可进行后续分析。
（二）各变量的描述性统计和相关分析
由表1可知特质正念与学业倦怠呈负相关（r=-0.40，p<0.01）;学业自我效能感与特质正念呈正相关（r=0.37，p<0.01），而与学业倦怠呈负相关（r=-0.75，p<0.01）。同理可以验证学业效能感的两个分维度均与特质正念呈正相关，而与学业倦怠呈负相关。
从人口统计变量来看，特质正念、学业效能感和学业倦怠与性别、年级和专业的相关性均不显著。独生子女和生源地情况与特质正念显著相关外，与学业自我效能感和学业倦怠相关性均不显著。 （三）中介效应的检验
按照温忠麟（2014）提出的五步法来实施中介效应的初步检验 [12]，检验涉及的三个基本回归公式为：
Y=cX+e1……（1） M=aX+e2……（2） Y=cX+bM+e3……（3）
以学业自我效能感的中介作用检验为例：第一步，模型2中特质正念的回归系数为-0.30且p<0.001，即方程（1）的系数c显著，说明特质正念能负向影响学业倦怠，故假设H1得到验证;第二步，模型5中特质正念的回归系数为0.20且p<0.001（假设H2成立），模型8中学业自我效能感的回归系数为-0.94且p<0.001（假设H3成立），即方程（2）的系数a和方程（3）的b均显著，跳过第三步做第四步检验;第四步，模型8中特质正念的系数为-0.10且p<0.01，说明特质正念影响学业倦怠的直接路径显著;第五步，ab为-0.19，与是-0.10的c’同号，故而部分中介效应得到验证，且可求出中介效应占总效应的64.51%。至此，假设H4得到了初步验证。类似地，可以验证假设H2a和H2b、H3a和H3b的成立，以及H4a和H4b的初步成立。
为进一步验证假设H4及分假设H4a和H4b，本文基于Preacher和Hayes（2008）提出的中介效应检验方法 [13]，借助SPSS插件Process来验证中介效应，部分结果见表3。检验假设H4时，特质正念对学业倦怠的直接效应为-0.10，95%置信区间为（-0.18，-0.03），0不在其中，说明直接效应显著;特质正念对学业倦怠的间接效应为-0.19，95%Bootstrap置信区间为（-0.28，-0.10），也不包含0，说明间接效应显著。故学业自我效能感部分中介效应显著，假设H4成立。同样，可以验证假设H4a和H4b的成立。
三、研究结论与教育启示
本文得出结论：大学生特质正念能够负向预测其学业倦怠情况，且学业自我效能感在其中起到了部分中介作用。本文的研究贡献主要有以下三点：第一，根据自我效能感理论将特质正念与学业自我效能感联系起来，丰富了自我效能感的研究内容;第二，本文探讨了特质正念对学业倦怠的影响，进一步充实了正念与学业倦怠间的关系研究;第三，以学业自我效能感为中介变量，揭示了特质正念对学业倦怠的影响机制。
考虑到大学生学业倦怠产生原因的多元主體性，本文分别从学校、家庭、学生这三个层次提出有关建议。
首先，在学校层次，可考虑将正念训练引入到学生培养环节中，以提升其正念水平，进而改善其学业倦怠。我国高校可考虑设置正念课程或实践环节，以此来提升大学生群体的正念水平，进而有效减轻其学业倦怠情况。其次，在家庭层次，应为孩子提供安静舒适的学习环境，引导孩子接纳当下，在学业方面给予孩子充分的肯定与认可。最后，在学生个人层次，一方面要刻意培养对当下事务的专注力，以增强自身正念水平;另一方面，可通过积极的心理暗示、设置恰当的学业目标、积极实践有效的学习方法等，来提升学业自我效能感。
参考文献：
[1] Jacobs， S. R.， & Dodd， D. K. Student burnout as a function of personality， social support， and workload[J]. Journal of College Student Development，2003（44）：291-303.
[2] 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.
[3] Mackenzie C.S.，Poulin P.A， Seidman-Carlson R. A Brief Mindfulness-based Stress Reduction Intervention for Nurses and Nurse Aides[J]. Applied Nursing Research，2006，19（02）：105-109.
[4] Baer， R. A.， Smith， G. T.， Hopkins， J.， Krietemeyer， J.， & Toney， L. Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness[J]. Assessment，2006，13（01）：27-45.
[5] 苏科玮，周航，李波. 正念团体练习对改善大学生学业倦怠的作用[J]. 中国健康心理学杂志，2019，27（02）：220-225.
[6] Dolan， S. L.， & Renaud， S. Individual， organizational and social determinants of managerial burnout： A multivariate approach[J]. Journal of Social Behavior & Personality，1992（07）：95-110.
[7] 王凯荣，辛涛，李琼. 中学生自我效能感、归因与学习成绩关系的研究[J]. 心理发展与教育，1999（04）：3-5.
[8] 高申春. 自我效能理论评述[J]. 心理发展与教育，2000（01）：60-63.
[9] 和爱林，赵俊洁，高冬东. 专业认同与学习倦怠的关系：学业自我效能感的中介作用和领悟社会支持的调节作用[J]. 心理月刊，2019，14（17）：1-3.
[10] 陈思佚，崔红，周仁来，贾艳艳. 正念注意觉知量表（MAAS）的修订及信效度检验[J]. 中国临床心理学杂志，2012，20（02）：148-151.
[11] 梁宇颂. 大学生成就目标、归因方式与学业自我效能感的研究[D]. 武汉：华中师范大学，2000.
[12] 温忠麟，叶宝娟. 中介效应分析：方法和模型发展[J]. 心理科学进展，2014，22（05）：731-745.
[13] Preacher K.J. and A.F. Hayes. Asymptotic and Resampling Strategies for Assessing and Comparing Indirect Effects in Multiple Mediator Models[J]. Behavior Research Methods，2008，40（03）.
（责任编辑：陈华康）
作者简介：朱迎台（1999-），男，本科在读，中南财经政法大学工商管理学院，研究方向：组织行为与人力资源管理;任剑新（1967-），男，博士，中南财经政法数学工商管理学院教授，研究方向：产业组织理论、企业战略管理。
关键词：特质正念;学业自我效能感;学业倦怠;自我效能理论;大学生
中图分类号：G642.4 文献标识码：A 文章编号：1673-7164（2020）42-0098-04
学业倦怠问题在大学生群体中较为普遍 [1]。学业倦怠（academic burnout）是个体由于长期的学业压力或学习兴趣缺失而形成的一种综合征，它包括情绪耗竭、行为不当和成就感低落三个维度 [2]。特质正念作为积极心理学的重要概念之一，被证明能够负向预测工作倦怠 [3]，其是否也能负向预测学业倦怠？具体的作用机制又是如何的？这些问题都有待进一步探究。
特质正念（trait mindfulness）是一种特定的心理结构，在这种结构下人们总是不加判断地关注当下 [4]。研究表明对学生群体的正念训练能够有效减轻其学业倦怠 [5]，说明正念和学业倦怠间存在着紧密联系。再者，感知工作压力被认为是工作倦怠的关键预测变量 [6]。对当前状态的注意和不做判断的态度有利于高特质正念个体更客观地看待压力事件，拥有更低水平的感知工作压力，进而减少倦怠感。由此提出假设H1：特质正念能负向预测学业倦怠。
学业自我效能感（academic self-efficacy）是指个体对自身成功完成学业任务能力的判断和信心，包括能力效能感和行为效能感两个维度 [7]。根据自我效能理论，自我效能感主要有四种形成路径：成败经验、替代经验、言语劝导和情绪反应。其中情绪反应指的是个体自我效能感与其对具体任务的心声反应有关：反应平静让人镇定自信，而焦虑则让人怀疑自身能力 [8]。高特质正念个体更能以开放、接纳和不评判的态度面对执行任务过程中遇到的困难，反应更加平静从容，因此具有更高水平的自我效能感。因此提出假设H2：特质正念能正向影响学业自我效能感。分假设H2a：特质正念能正向影响学业能力效能感;分假设H2b：特质正念能正向影响学业行为效能感。
在有关学业倦怠的研究中，学业自我效能感常被作为中介变量，得到了数据的较好验证 [9]。因此，本文基于自我效能理论，构建了特质正念通过学业自我效能感间接影响学业倦怠的部分中介模型（如图1）。相应提出假设H3：学业自我效能感能负向影响学业倦怠。分假设H3a：学业能力效能感能负向影响学业倦怠;分假设H3b：学业行为效能感能负向影响学业倦怠。假设H4：学业自我效能感在特质正念负向预测学业倦怠过程中起部分中介作用。分假设H4a：學业能力效能感在特质正念负向预测学业倦怠过程中起部分中介作用;分假设H4b：学业行为效能感在特质正念负向预测学业倦怠过程中起部分中介作用。
一、研究方法
（一）研究样本
本文以大学生群体为研究对象，采用方便取样法回收在线问卷239份，有效问卷202份，回收有效率84.52%。有效样本分布情况为：男生69人，女生133人;大一31人，大二33人，大三118人，大四20人;理科专业38人，文科专业164人;独生子女93人，非独生子女109人;城镇生源118人，农村生源84人。
（二）研究工具
特质正念：采用陈思佚等（2012）年翻译修订Brown和Ryan（2003）的正念注意力知觉量表（MAAS） [10]，包含15个项目，采用6点计分（从“1=几乎没有”到“6=几乎总是”）。自评分数越高，个体的特质正念水平越高。本研究中量表的系数为0.87;学业自我效能感：使用梁宇颂等编订的《大学生学业自我效能问卷》 [11]。量表测量能力效能感和行为效能感两个维度，各11题。采用5点计分（“1=完全不符”到“5=完全符合”）。自评正向得分越高，说明其自我效能感越强。本研究中能力效能感和行为效能感的系数分别为0.83和0.60，整体系数为0.83;学业倦怠：采用连榕等参考职业倦怠问卷（MBI）编写的《大学生学业倦怠调查问卷》 [12]。该问卷共20个项目，采用5点评分（“1=完全不符”）到“5=完全符合”。正向得分越高表明学业倦怠越严重。本研究中学业倦怠的系数为0.89;控制变量：参照以往关于学业倦怠的研究，本研究选取了性别、年级、就读专业、是否独生子女和生源地为控制变量。研究数据利用AMOS24.0进行CFA检验，利用SPSS进行多元线性回归、Bootstrap检验等分析。
二、研究结果
（一）共同方法偏差
根据Harman单因素检验方法，将特质正念、学业自我效能感量表和学业倦怠量表的所有题目作为外显变量，设定公因子数为1，通过CFA求得=2.41，RMSEA=0.08，NFI=0.38，GFI=0.53，CFI=0.50。模型拟合效果较差，说明回收数据的共同方法偏差并不严重，可进行后续分析。
（二）各变量的描述性统计和相关分析
由表1可知特质正念与学业倦怠呈负相关（r=-0.40，p<0.01）;学业自我效能感与特质正念呈正相关（r=0.37，p<0.01），而与学业倦怠呈负相关（r=-0.75，p<0.01）。同理可以验证学业效能感的两个分维度均与特质正念呈正相关，而与学业倦怠呈负相关。
从人口统计变量来看，特质正念、学业效能感和学业倦怠与性别、年级和专业的相关性均不显著。独生子女和生源地情况与特质正念显著相关外，与学业自我效能感和学业倦怠相关性均不显著。 （三）中介效应的检验
按照温忠麟（2014）提出的五步法来实施中介效应的初步检验 [12]，检验涉及的三个基本回归公式为：
Y=cX+e1……（1） M=aX+e2……（2） Y=cX+bM+e3……（3）
以学业自我效能感的中介作用检验为例：第一步，模型2中特质正念的回归系数为-0.30且p<0.001，即方程（1）的系数c显著，说明特质正念能负向影响学业倦怠，故假设H1得到验证;第二步，模型5中特质正念的回归系数为0.20且p<0.001（假设H2成立），模型8中学业自我效能感的回归系数为-0.94且p<0.001（假设H3成立），即方程（2）的系数a和方程（3）的b均显著，跳过第三步做第四步检验;第四步，模型8中特质正念的系数为-0.10且p<0.01，说明特质正念影响学业倦怠的直接路径显著;第五步，ab为-0.19，与是-0.10的c’同号，故而部分中介效应得到验证，且可求出中介效应占总效应的64.51%。至此，假设H4得到了初步验证。类似地，可以验证假设H2a和H2b、H3a和H3b的成立，以及H4a和H4b的初步成立。
为进一步验证假设H4及分假设H4a和H4b，本文基于Preacher和Hayes（2008）提出的中介效应检验方法 [13]，借助SPSS插件Process来验证中介效应，部分结果见表3。检验假设H4时，特质正念对学业倦怠的直接效应为-0.10，95%置信区间为（-0.18，-0.03），0不在其中，说明直接效应显著;特质正念对学业倦怠的间接效应为-0.19，95%Bootstrap置信区间为（-0.28，-0.10），也不包含0，说明间接效应显著。故学业自我效能感部分中介效应显著，假设H4成立。同样，可以验证假设H4a和H4b的成立。
三、研究结论与教育启示
本文得出结论：大学生特质正念能够负向预测其学业倦怠情况，且学业自我效能感在其中起到了部分中介作用。本文的研究贡献主要有以下三点：第一，根据自我效能感理论将特质正念与学业自我效能感联系起来，丰富了自我效能感的研究内容;第二，本文探讨了特质正念对学业倦怠的影响，进一步充实了正念与学业倦怠间的关系研究;第三，以学业自我效能感为中介变量，揭示了特质正念对学业倦怠的影响机制。
考虑到大学生学业倦怠产生原因的多元主體性，本文分别从学校、家庭、学生这三个层次提出有关建议。
首先，在学校层次，可考虑将正念训练引入到学生培养环节中，以提升其正念水平，进而改善其学业倦怠。我国高校可考虑设置正念课程或实践环节，以此来提升大学生群体的正念水平，进而有效减轻其学业倦怠情况。其次，在家庭层次，应为孩子提供安静舒适的学习环境，引导孩子接纳当下，在学业方面给予孩子充分的肯定与认可。最后，在学生个人层次，一方面要刻意培养对当下事务的专注力，以增强自身正念水平;另一方面，可通过积极的心理暗示、设置恰当的学业目标、积极实践有效的学习方法等，来提升学业自我效能感。
参考文献：
[1] Jacobs， S. R.， & Dodd， D. K. Student burnout as a function of personality， social support， and workload[J]. Journal of College Student Development，2003（44）：291-303.
[2] 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.
[3] Mackenzie C.S.，Poulin P.A， Seidman-Carlson R. A Brief Mindfulness-based Stress Reduction Intervention for Nurses and Nurse Aides[J]. Applied Nursing Research，2006，19（02）：105-109.
[4] Baer， R. A.， Smith， G. T.， Hopkins， J.， Krietemeyer， J.， & Toney， L. Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness[J]. Assessment，2006，13（01）：27-45.
[5] 苏科玮，周航，李波. 正念团体练习对改善大学生学业倦怠的作用[J]. 中国健康心理学杂志，2019，27（02）：220-225.
[6] Dolan， S. L.， & Renaud， S. Individual， organizational and social determinants of managerial burnout： A multivariate approach[J]. Journal of Social Behavior & Personality，1992（07）：95-110.
[7] 王凯荣，辛涛，李琼. 中学生自我效能感、归因与学习成绩关系的研究[J]. 心理发展与教育，1999（04）：3-5.
[8] 高申春. 自我效能理论评述[J]. 心理发展与教育，2000（01）：60-63.
[9] 和爱林，赵俊洁，高冬东. 专业认同与学习倦怠的关系：学业自我效能感的中介作用和领悟社会支持的调节作用[J]. 心理月刊，2019，14（17）：1-3.
[10] 陈思佚，崔红，周仁来，贾艳艳. 正念注意觉知量表（MAAS）的修订及信效度检验[J]. 中国临床心理学杂志，2012，20（02）：148-151.
[11] 梁宇颂. 大学生成就目标、归因方式与学业自我效能感的研究[D]. 武汉：华中师范大学，2000.
[12] 温忠麟，叶宝娟. 中介效应分析：方法和模型发展[J]. 心理科学进展，2014，22（05）：731-745.
[13] Preacher K.J. and A.F. Hayes. Asymptotic and Resampling Strategies for Assessing and Comparing Indirect Effects in Multiple Mediator Models[J]. Behavior Research Methods，2008，40（03）.
（责任编辑：陈华康）
作者简介：朱迎台（1999-），男，本科在读，中南财经政法大学工商管理学院，研究方向：组织行为与人力资源管理;任剑新（1967-），男，博士，中南财经政法数学工商管理学院教授，研究方向：产业组织理论、企业战略管理。