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心理韧性缓冲压力生活事件与青少年学业倦怠之间的非线性关系*张耀华徐敏黄云云辛素飞(鲁东大学教育科学学院，新旧动能转换与黄河流域青少年心理健康协同创新中心，烟台264025)摘要压力生活事件对青少年的适应性发展具有潜在危害。本研究聚焦于学业倦怠，进一步探索压力生活事件与学业倦怠不同维度之间的关系，以及心理韧性的潜在缓冲作用。基于对 3309 名青少年的有效调查数据，本研究发现：(1)压力生活事件与青少年学业倦怠的消极核心维度之间具有非线性关系，随着压力生活事件的累积，学业倦怠水平增加的速度由快变慢，表现为饱和模型；(2)心理韧性可以充当缓冲性保护机制，相较于低心理韧性个体，对高心理韧性个体而言，压力生活事件与学业倦怠之间的非线性关系减弱，随着压力生活事件的累积，心理韧性的缓冲性效应显现出来；心理韧性无法调节压力生活事件与学业效能之间的非线性关系。研究结果支持饱和模型而非门槛模型，也为韧性分析框架下不同类型适应指标的区分提供了证据。关键词压力生活事件，学业倦怠，心理韧性，青少年。分类号B8491引言倦怠通常指的是个体在工作中所体验到的耗竭状态(Maslach&Leiter,1997)，随后研究视角逐渐从职业人群延伸至学生群体，并把学业倦怠界定为学生在处理学业任务时所体验到的情绪耗竭、愤世态度以及学业不足感(Salmela-Aroetal.,2009;Schaufelietal.,2002)。学业倦怠对青少年的心理和学业发展具有严重的危害性。学业倦怠与焦虑、抑郁等内化问题具有高相关(何安明等,2022)，倦怠水平较高的学习者往往学业成就低下(Madigan&Curran,2021)。为了更好地理解和改善青少年的学业倦怠，本研究在以往研究的基础上进一步探索压力生活事件与学业倦怠的关系，以及心理韧性的保护作用。1.1学业倦怠的维度及测量最初，对学业倦怠的测量改编自测量一般人群倦怠感的 Maslach 倦怠问卷(MaslachBurnoutInventory-GeneralSurvey,MBI-GS)，包含着两个消极维度(情绪耗竭和愤世态度)，一个积极维度(学业效能感)，效能感的缺乏被认为反映了学业成就感不足(Schaufelietal.,2002)。但关于职业倦怠的研究表明，效能感作为积极维度与工作投入关系更为紧密，而非职业倦怠(Fernndezetal.,2020)。这些发现促使研究者或者在使用 Maslach 倦怠问卷对职业倦怠进行测量时仅采用耗竭和愤世等消极维度(Demeroutietal.,2010)，或者重新编制倦怠测量工 具 以 消 极 维 度 反 映 职 业 倦 怠(Schaufeli&Salanova,2007)。对于职业倦怠结构维度的探讨也延伸至学业倦怠领域，研究者编制了仅含有消极陈述语句的测量工具(Salmela-Aroetal.,2009)。因此，当研究中所使用的学业倦怠量表既包含消极陈述的语句也包含积极陈述的语句时，有必要对消极维度和积极维度进行区分以更细致地探讨学业倦怠的内部结构。1.2压力生活事件与青少年学业倦怠的关系压力生活事件通常指的是打破个体与环境之间稳态关系的生活经历，它会对个体生理和心理健康造成威胁，它可能来自于环境事件或者个体所患疾病(Grantetal.,2003)。在青少年群体中，家庭冲突、同伴流言等生活事件所带来的压力通常伴随着较高的学业倦怠(马梅芬等,2017;Luoetal.,2020)。以往研究大多聚焦于压力源暴露与学业倦怠之间的线性关系，但是两者之间可能还具有非线性关系。就非线性关系而言，Rutter(1979)首次提出儿收稿日期：20230412*基金项目：国家社会科学基金青年项目(20CSH070)；山东省高等学校青创科技支持计划(2021RW002)。通讯作者：辛素飞，E-mail：。心理与行为研究 2024，22(1)：123129Studies of Psychology and BehaviorDOI：10.12139/j.1672-0628.2024.01.017123童发展的风险累积模型，该模型假定儿童心理病理的风险因子不在于其特定的类型，而在于风险因子的数量，并发现当儿童暴露于三种风险因子以上时，他们遭受心理病理的概率会迅速攀升。这在后来被称为门槛模型(thresholdmodel)，即累积风险的数量与儿童心理病理之间呈现出先慢后快的共变模式。另外，研究者还提出饱和模型(saturationmodel)，它指的是风险因子对儿童心理病理的预测作用随着数量上的累积逐渐减弱(Morales&Guerra,2006)。在学业领域内，Horan 和 Widom(2015)发现，风险因子数量与个体受教育年限之间呈现出饱和效应关系。然而这一效应是否可推广至风险因子与其它学业结果之间仍有待探讨，本研究旨在检验青少年日常体验到的压力生活事件与学业倦怠之间的非线性关系。1.3韧性系统及心理韧性的缓冲作用韧性指的是个体以适应性的方式从压力性或威胁性的环境中恢复过来，达到比原本预期更好的心理功能(Masten&Cicchetti,2016)。在韧性多系统框架下，韧性因子的功能具体可表现为促进性效应和保护性效应(Mastenetal.,2021)。促进性效应(promotiveeffect)指的是韧性系统对个体心理功能的一般性改善或益处，无论风险因子水平高低，在统计模型中表现为韧性因子的主效应；保护性效应(protectiveeffect)指的是韧性系统对个体心理功能的改善取决于风险累积的程度(肖雪等,2022;Lutharetal.,2000)，在统计模型中表现为韧性因子与风险水平的交互效应。本研究聚焦于韧性系统中的心理特质水平，以心理韧性表示个体特质水平上的韧性因子之一。心理韧性(psychologicalresilience)指的是个体成功应对压力生活事件的人格特征，它涵盖了个体在变化适应性、目标坚持性、负性情感调节等方面的品质(Connor&Davidson,2003;Maltbyetal.,2015)。鉴于心理韧性隶属于韧性生态系统，它在个体应对风险或威胁时也可能扮演着双重角色，即促进性和保护性效应。研究者在评估个体从逆境中恢复过来，适应良好的标准时，进一步区分了消极和积极适应指标(Luthar,2006;Mastenetal.,2021)。消极适应指标主要聚焦于个体免于功能失调或发展障碍；积极适应指标则围绕着更为积极的适应性功能。大量的研究显示，特质性心理韧性对个体的心理健康具有积极的促进性效应，它可以降低个体心理健康的消极指标，提高个体心理健康的积极指标(Connor&Davidson,2003;Maltbyetal.,2015)。另一方面，特质性心理韧性还可以对个体的心理功能提供保护性作用，缓冲风险和易感因子对个体的冲击。例如，心理韧性可以缓冲童年期逆境经历(Wingoetal.,2010)、日常压力(Pinquart,2009)对个体抑郁水平和心理痛苦的影响。尽管如此，其它研究则没有发现心理韧性的保护性效应，尤其针对于积极适应指标。如，在拉丁裔青年人群中，心理韧性对童年逆境经历与情绪问题以及亲社会行为之间关系的调节作用没有达到显著性水平(Zetinoetal.,2020)。如前所述，以往的研究显示职业倦怠的消极维度是倦怠的核心维度，而积极维度与职业投入关系更为紧密，在学业倦怠领域可能也存在着同样的对应关系。在积极和消极适应指标的区分框架下，本研究把学业倦怠的消极维度看作学业领域内的消极适应指标，把学业倦怠的积极维度看作积极适应指标。基于上述分析，本研究假设：(1)压力生活事件与青少年学业倦怠的消极维度和积极维度具有非线性关系。根据门槛模型，这种非线性关系表现为先慢后快的变化模式；而根据饱和模型，这种非线性关系表现为先快后慢的变化模式；(2)特质性心理韧性可以缓冲压力生活事件与学业倦怠消极维度之间的非线性关系，但无法缓冲压力生活事件与学业倦怠积极维度之间的非线性关系。2研究方法2.1被试本研究采用方便取样法，被试来自山东省的6 所中学，共 3348 人，因在某些变量上存在缺失值，最后纳入分析的人数是 3309，数据有效率为98.84%。其中女生占 52.64%，城镇人口占 50.60%，年龄范围为 1117 岁，平均年龄为 14.311.39 岁，其中初中生 1826 人，高中生 1483 人。家庭月收入5 千元以下占 26.01%，5 千元至 1 万元占 53.93%，1 万至 1 万 5 千元占 15.53%，1 万 5 千元至 2 万元占4.53%。数据缺失机制检验 Little2(7,N=3348)=9.94，p=0.192，表明缺失值为完全随机缺失。研究者建议当数据缺失比例低于 5%，并且为完全随机缺失时，缺失值对参数估计的影响可忽略不计(Tabachnick&Fidell,2019)。2.2研究工具2.2.1压力生活事件对青少年压力生活事件的测量采用青少年生124心理与行为研究第22卷活事件量表(刘贤臣等,1997)，该量表最初由 27 个题目构成。本研究采用 16 题版本(Lietal.,2010)，涉及家庭、学校等事件发生背景以及学业、同伴以及自然灾害等事件领域。为了测量压力生活事件的累积程度，本研究采用 2 点计分(0=未发生，1=发生)。青少年指出每一事件在过去 12 个月内是否发生，如“与同学或好友发生纠纷”。在本研究中，Kuder-Richardson 信度系数 KR-20=0.90。2.2.2心理韧性对青少年心理韧性的测量采用简版 Connor-Davidson 韧性量表(Campbell-Sills&Stein,2007)，共 10 个题目，采用 5 点计分(1=完全不符合，5=完全符合)，询问青少年每个题目所描述的状态与自己的符合程度，如“我能适应变化”。在本研究中，该量表的 Cronbachs 系数为 0.86。2.2.3学业倦怠对青少年学业倦怠的测量采用中学生学业倦怠量表(胡俏,戴春林,2007)，共 21 个题目，包括四个分量表，分别测量学业倦怠的情绪耗竭、师生疏离、生理耗竭以及学业效能。本研究采用 5 点计分(1=完全不符合，5=完全符合)，询问青少年每个题目所描述的状态与自己的符合程度，如“课本从发下来后，我很少翻它”。为了分析心理韧性的保护性效应，本研究在最后计分时把学业倦怠的情绪耗竭、师生疏离和生理耗竭等三个消极维度的平均分作为学业领域内的消极指标，为简便起见仍称为学业倦怠；而把学业效能作为学业领域内的积极指标，仍称为学业效能。验证性因子显示，仅包含消极维度的三因子学业倦怠模型拟合良好(2/df=5.68,CFI=0.97,TLI=0.97,RMSEA=0.04,SRMR=0.04)，作为单因子结构的学业效能模型同样拟合良好(2/df=7.29,CFI=0.99,TLI=0.98,RMSEA=0.04,SRMR=0.01)。在本研究中，情绪耗竭、师生疏离、生理耗竭等三个消极维度的 Cronbachs 系数分别为 0.87、0.77、0.84，三个消极维度整体 Cronbachs 系数为 0.90；学业效能分量表的Cronbachs 系数为 0.84。2.3施测流程本研究以纸笔方式进行测量。主试由高年级本科生和研究生担任，施测前经过统一培训。在征得学校主管领导和监护人的同意后，以班级为单位进行调查，采用相同的指导语讲解作答时的注意事项和流程，要求学生仔细阅读问题指导语并作答。最后，等待班级同学全部作答完毕后由主试统一收回问卷。3结果3.1共同方法偏差检测因调查数据全部基于自我报告，在正式分析前，首先对主要变量的测量题目进行 Harman 单因子检验。结果发现，占比最大的因子可解释全部变异的 21.98%，低于 40%的临界值，表明不存在严重的共同方法偏差。3.2描述统计与相关分析如表 1 所示，压力生活事件与学业倦怠存在显著的正相关，与心理韧性存在显著的负相关；心理韧性与学业倦怠之间存在显著的负相关，与学业效能之间存在显著的正相关；学业倦怠和学业效能之间只存在中等程度的负相关。表1主要变量的描述统计与相关分析结果MSD123451.性别2.年龄14.311.390.013.压力生活事件0.480.24 0.04*0.05*4.心理韧性3.440.76 0.14*0.05*0.18*5.学业倦怠2.100.800.000.21*0.26*0.47*6.学业效能3.530.920.05*0.07*0.16*0.51*0.50*注：性别作哑变量编码，0=男生，1=女生；*p0.05，*p0.01，*p0.001，以下同。3.3压力生活事件与学业倦怠和学业效能之间的非线性关系为了检验压力生活事件与学业倦怠的非线性关系，回归方程除了压力生活事件的一次项，还须纳入压力生活事件的二次项。如表 2 所示(第三步)，压力生活事件与学业倦怠的线性关系显著，3=0.26，t=15.26，p0.001，随着压力生活事件的增多，学业倦怠水平也显著提高；压力生活事件与学业倦怠还具有非线性关系，5=0.12，t=8.51，p0.001，压力生活事件与学业倦怠之间正向关系呈现出减弱趋势，这种非线性模式表现为饱和效应，具体可细分为弱化关系或者反转关系，它取决于回归方程的曲线拐点是否位于压力生活事件的取值范围(Gardneretal.,2017)。在本研究中，曲线拐点位于 1.11 处，z=9.86，p0.001，95%CI=0.89,1.33。压力生活事件的全距为 1.73,1.90，包含曲线拐点的置信区间，因此压力生活事件对学业倦怠的非线性关系表现为反转关系，即倒 U第1期张耀华等：心理韧性缓冲压力生活事件与青少年学业倦怠之间的非线性关系125型曲线关系，随着压力生活事件的累积，青少年的学业倦怠水平升高；但是当压力生活事件累积到一定程度，青少年的学业倦怠水平呈现下降的趋势。表2学业倦怠与学业效能对压力生活事件和心理韧性的回归分析结果学业倦怠与学业效能第一步第二步第三步第四步常数项0.02/0.05*0.05*/0.12*0.17*/0.15*0.17*/0.15*性别(1)0.03/0.10*0.10*/0.23*0.11*/0.23*0.11*/0.23*年龄(2)0.21*/0.07*0.20*/0.05*0.20*/0.05*0.20*/0.05*压力生活事件(3)0.19*/0.07*0.26*/0.09*0.28*/0.09*心理韧性(4)0.43*/0.51*0.40*/0.50*0.44*/0.50*压力生活事件平方(5)0.12*/0.03*0.13*/0.03*压力生活事件心理韧性(6)0.07*/0.03压力生活事件平方心理韧性(7)0.04*/0.004R2adj0.05/0.010.29/0.280.31/0.280.31/0.28R20.25*/0.27*0.02*/0.001*0.004*/0.001注：斜杠前的数值是以学业倦怠为因变量的回归分析结果，斜杠后的数值是以学业效能为因变量的回归分析结果。采用同样的分析步骤，在第三步中对压力生活事件与学业效能的关系模式进行分析，压力生活事件与学业效能的线性关系显著，3=0.09，t=5.09，p0.05)。本研究涵盖了初中和高中的样本群体，尽管年龄和学段关系紧密，但两者仍相对独立，彼此具有辨别效度(Rnkk&Cho,2022)，因为学段差异可能引发一系列家庭互动和同伴关系的变化。尽管如此，在模型分析中，压力生活事件与学业倦怠或学业效能之间的关系也不存在显著的学段差异(ps0.05)。3.4心理韧性对学业倦怠和学业效能的双重效应为了检验心理韧性的促进性效应，在回归方程第二步分析中加入心理韧性，结果如表 2 所示(第二步)。心理韧性与学业倦怠之间的关系显著，4=0.43，t=28.35，p0.001，随着心理韧性水平的提高，青少年的学业倦怠呈现下降趋势；心理韧性与学业效能的关系同样显著，4=0.51，t=33.26，p0.001，随着心理韧性水平的提高，青少年的学业效能呈上升趋势。为了检验心理韧性的保护性效应，即心理韧性是否可以缓冲压力生活事件与青少年学业倦怠和学业效能之间的非线性关系，回归方程在第三步分析的基础上加入心理韧性与压力生活事件一次项的乘积项以及心理韧性与压力生活事件二次项的乘积项。如表 2 所示(第四步)，心理韧性可以调节压力生活事件与学业倦怠的线性关系，6=0.07，t=4.33，p0.001；与此同时，心理韧性可以调节压力生活事件与学业倦怠的非线性关系，7=0.04，t=2.88，p=0.004。根据 Dawson(2014)的建议，事后简单斜率分析显示，当心理韧性的水平较低时(1SD)，压力生活事件与学业倦怠的线性关系显著，3=0.35，t=13.32，p0.001；压力生活事件与学业倦怠的非线性关系显著，5=0.17，t=8.27，p0.001；当心理韧性的水平较高时(+1SD)，压力生活事件与学业倦怠的线性关系显著，3=0.22，t=10.41，p0.001；压力生活事件与学业倦怠的非线性关系显著，5=0.09，t=5.29，p0.05。1.501.000.5000.501.002.001.0001.002.00学业倦怠压力生活事件低心理韧性高心理韧性图1心理韧性调节压力生活事件与学业倦怠非线性关系的简单斜率分析类似地，进一步的分析显示，心理韧性对压力生活事件与学业倦怠之间线性关系的调节作用、心理韧性对压力生活事件与学业倦怠之间非线性关系的调节作用也不存在显著的性别、年龄或学段差异(ps0.05)。4讨论本研究探索了个体在青少年阶段所体验到的压力生活事件与其学业倦怠和学业效能的关系，以及心理韧性的潜在调节作用。结果发现，压力生活事件与青少年学业倦怠的消极维度和积极维度具有非线性关系，但是心理韧性仅在压力生活事件和学业倦怠之间的非线性关系中调节作用显著，而在压力生活事件和学业效能之间的非线性关系中调节作用不显著，且这些关系模式具有较高的一般性，均不存在显著的性别、年龄或学段差异。4.1压力生活事件与青少年学业倦怠的非线性关系青少年阶段也是压力生活事件频发的重要时期，来自日常生活中的慢性压力对青少年发展有着格外重要的影响(Compas,1987)。压力生活事件对青少年身心健康和社会功能具有潜在危害(Grantetal.,2003)。与该结论一致，本研究发现压力生活事件与青少年学业倦怠具有正向关系，与青少年学业效能具有负向关系。本研究发现压力生活事件与青少年学业倦怠和效能还具有非线性关系。就学业效能而言，当压力累积到一定程度后，它与学业效能之间的负向关系强度会减弱，表现出饱和模型的弱化效应；就学业倦怠而言，当压力累积到一定程度后，它与学业倦怠关系由加剧转向减缓，表现出饱和模型的反转效应(肖雪等,2022)。这一结果与以往关于累积风险因子与受教育年限之间的关系一致(Horan&Widom,2015)。换言之，在学业领域内，每一重风险因子暴露可能都会增加青少年学业失败的概率，而非如门槛模型所预测的那样，只有超出既定阈限的风险因子才会导致不良的适应结果。4.2心理韧性的促进性和保护性效应本研究发现心理韧性在青少年学业领域具有促进性效应和保护性效应。首先，就促进性效应而言。不论学业倦怠还是学业效能，心理韧性的改善作用都明确无疑，它可以减少学业倦怠的发生，提高青少年的学业效能。但是就保护性效应而言，本研究只在学业倦怠方面发现了心理韧性的调节作用。根据韧性动态系统理论(Mastenetal.,2021)，个体在面对压力或身处逆境时可以从多个水平多重系统汲取恢复或反弹的力量。本研究聚焦于心理属性水平，它是个体韧性生态系统中重要的心理资本，是助力个体处理日常生活和管理压力事件所需要的资源和策略。当青少年在面对压力生活事件时，他们可以通过调动自身所具备的这些资源和技能应对因压力所引起的非稳态负荷，包括在面对学业任务时所产生的倦怠体验，从而减少不良的功能失调，促进个体的积极适应。本研究纳入生活事件与学业倦怠的非线性关系，这一模型设定有助于凸显心理韧性的调节效应。起先，在未纳入非线性关系时，心理韧性无法显著地调节生活事件和学业倦怠之间的关系。模型设定上的改变可能有助于解释以往研究为什么没有发现心理韧性的缓冲作用(Zetinoetal.,2020)。然而即使纳入非线性关系后，心理韧性仍无法缓冲压力生活事件对学业效能的不利作用，这与以往研究未能发现心理韧性对受侵害经历与幸福感之间关系的调节相似(Zetinoetal.,2020)。在韧性研究领域，研究者区分出消极适应指标和积极适应指标。这一区分可能具有重要的意义。消极适应和积极适应并非适应的两极(Luthar,2006)。心理韧性的缓冲效应可能更针对于消极适应指标，即病理症状的减少，而非积极功能的增加。有关倦怠内部结构的研究表明学业效能不足似乎不能通过对学业效能的反向计分而测量，学业效能隶属于学业投入(Schaufeli&Salanova,2007)，而学业倦怠和学业投入也并非单一构念连续体的两端(Demeroutietal.,2010;Fernndezetal.,2020)。在本研究中，倦怠消极维度和积极维度的辨别效度第1期张耀华等：心理韧性缓冲压力生活事件与青少年学业倦怠之间的非线性关系127体现在心理韧性是否可以调节压力生活事件与这两个构念之间的关系。这一发现为倦怠积极维度和消极维度之间的关系辨析提供了新的证据。4.3研究不足与展望本研究基于横向调查数据所得结果仅局限于在个体间水平上解释压力生活事件和学业倦怠和效能的关系，无法在个体内水平上推论压力生活事件的发生在时间进程上对学业倦怠和效能的因果影响。未来研究可以采用日记法考察日常压力生活事件和学业倦怠以及心理韧性的动态关系。另一方面，本研究对学业倦怠核心维度的划分仅依据以往西方人群的发现，对于学业倦怠的概念结构是否存在于中国青少年人群中仍有待检验。在 Schaufeli 和 Salanova(2007)重新编制的倦怠测量工具中，倦怠除了包含耗竭和愤世之外还纳入了效能不足(inefficacy)，它并不能仅仅通过学业效能的反向计分来获得。在研究者看来，学业效能隶属于学业投入；除此之外，学业投入还包含活力、奉献和专注等维度。总之，在他们的概念化和新编制的测量工具中，倦怠和投入是等位的概念，未来研究可同时纳入测量学业倦怠和学业投入的新工具，进一步全面分析压力生活事件与学业倦怠和学业投入之间的关系，以及韧性因子的促进性效应和保护性效应在积极适应指标和消极适应指标上的差异之处。5结论(1)压力生活事件与青少年学业倦怠和学业效能之间具有非线性关系。(2)在消极适应指标上，心理韧性可以调节压力生活事件与学业倦怠之间的正向关系；但是在积极适应指标上，心理韧性无法调节压力生活事件与学业效能之间的负性非线性关系。参考文献何安明,陈怡筱,惠秋平.(2022).孰因孰果:青少年心理症状与学业倦怠的共存.中国临床心理学杂志,30(3),609613.胡俏,戴春林.(2007).中学生学习倦怠结构研究.心理科学,30(1),162164,195.刘贤臣,刘连启,杨杰,柴福勋,王爱祯,孙良民,.马登岱.(1997).青少年生活事件量表的信度效度检验.中国临床心理学杂志,5(1),3436.马梅芬,朱蕾,杨小钧,王振宏.(2017).父母婚姻冲突与初中生学业倦怠的关系:共同教养的中介作用.心理发展与教育,33(1),2129.肖雪,郭磊,赵永萍,陈富国.(2022).累积生态风险与初中生受欺凌的关系模式:心理弹性的调节效应.心理发展与教育,38(5),648657.Campbell-Sills,L.,&Stein,M.B.(2007).Psychometric analysis andrefinement of the Connor-Davidson Resilience Scale(CD-RISC):Validationofa10-itemmeasureofresilience.Journal of TraumaticStress,20(6),10191028.Compas,B.E.(1987).Stress and life events during childhood andadolescence.Clinical Psychology 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