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分析大学认同和专业认同对大学生学习倦怠的影响论文
随着我国教育体制改革的推进，学校教育教学工作的压力日益变大，教学工作质量下降、本科生学习倦怠现象较多等问题频繁出现。要解决这些问题，就必须从受教育的当事人入手进行分析和解读。大学生的学习倦怠反映了大学生消极的学习心理，指的是由于学习压力或缺乏学习兴趣而对学习感到厌倦的消极态度和行为。这一研究变量，最能直接体现受教育者对接受教育情况的真实反映。以往我国对大学生学习倦怠影响的研究，主要集中在学业情绪、专业承诺等，如连榕等从学业倦怠感和专业承诺的关系进行研究，表明专业承诺与学业倦怠感具有负相关关系，但专业承诺与专业认同(X)是有差别的;Theodorson等人合编的《现代社会学辞典》里，将认同定义为一种同化与内化的社会心理过程，将他人或群体的价值、标准、期望与社会角色，内化于个人的行为和自我概念之中。国外的专业认同多指对专门职业的认同研究，在对象上主要是对心理咨询师、律师、教师的专业认同进行了研究，其含义等同于职业认同。国外高校学生在校期间选择专业和更换专业相对比较自由，因此高校学生群体专业认同的问题并未显现。国内早期部分学者从具体职业角度对大学生专业认同进行了概念阐述，如安芹、贾晓明认为，专业认同是包括是否喜欢所学专业、依据专业选择职业、认可专业与职业的社会价值、感到自己能够在专业工作中体现自身价值、自愿接受专业和职业规范、承诺将这一职业作为个人终身发展的目标等的和谐统一。这也就是通常意义上的专业承诺。
近几年，一些学者也在不断完善这一概念的内涵，不仅出现了对高校大学生专业认同内涵的专门性研究，也有在开展专业认同相关研究时对基础理论分析部分作的内涵界定。如王顶明等对专业认同有关概念进行了理论述评，他认为专业认同是一个与学习过程相伴而随的动态概念，即个体在认知和了解所学专业的基础上，接受与认可所学专业，并伴随积极的态度和主动的行为，表现为个体因为受自身兴趣、爱好等的影响接受和认可某专业，而对其他专业视为他者。在这里，他剔除了学生承诺毕业后继续从事与该专业相关工作的部分。在总结经验并结合此次研究的具体特点的基础上，本研究将高校学生专业认同的内涵概括如下：学生了解所学专业，对其产生不同程度的认可、积极情感;更进一步表现为学生内化专业标准、期望，愿意继续在本专业学习的行为倾向。但是，国内对学习倦怠感的研究，还没有从学校角度入手，也就是说这些研究因素不能充分地反映大学教育对大学生学习的影响。笔者根据专业认同定义，将大学认同(W)的内涵定义为大学生在对大学具有认知的基础上，对其产生不同程度的认可、积极情感，并能对外界暴露自己看法的意愿程度。综上所述，本研究将通过大学认同与专业认同，对大学生的学习倦怠感进行研究，说明大学环境与专业教育对大学生学习态度的影响。
一、研究对象与方法
(一)研究对象在北京林业大学内，按学院人数及其男女比例进行分层随机抽样。笔者将北京林业大学14000多名本科生作为总体，分别对大一、大二、大三、大四学生进行分层抽样，在每个年级中按各学院的人数比例分配样本容量指标，并按各院系男女比例分发问卷。总计发放问卷550余份，回收问卷548份，有效问卷484份，有效率为88%。其中，男生200人，女生284人;大学一、二、三、四年级各210人、214人、43人、17人;各院人数比例基本符合实际比例，各专业均被抽中。
(二)研究方法本调查问卷采用Likert5点自评式量表，从“非常不符合”到“非常符合”5等级记分制。调查问卷分为学习倦怠、专业认同和大学认同3部分。1.学习倦怠本部分问卷采用连榕、杨丽娴、吴兰花的《大学生学习倦怠量表》，其 Cronbach’sα系数为0.865，KMO值为0.851，Bartlett球形检验显著性低于0001，信效度较高。研究者从情绪低落、行为不当、成就感低3个维度进行测量，各维度的内部一致性检验Cronbach’sα系数为0.812、0.704、0.731。考虑到学习倦怠题量较多，所以在笔者进行预调研后，对该量表进行了筛选，形成本研究的学习态度研究问卷的15个题项。2.专业认同本部分调查问卷采用吴兰花的《大学生专业承诺量表》，其Cronbach’sα系数为0.9279，KMO值为0908，Bartlett球形检验显著性低于0.001，信效度较高。研究者从情感承诺、继续承诺、规范承诺、理想承诺4个维度进行测量，各维度的内部一致性检验Cronbach’sα 系数为0.843、0.676、0.821、0791。考虑到专业认同与专业承诺有一定差别，所以剔除关于专业承诺中有关职业承诺的部分，保留感情承诺、理想承诺、部分规范承诺的题项，形成本研究的专业认同问卷的12个题项。3.大学认同本部分调查问卷为笔者编制，在参考专业认同部分量表的基础上，从对学校校园文化、学校硬件设施、学校生活情感体验3个维度综合考虑，编写了该部分11个题项。在进行30个样本的预调查后，删除后3个题项，形成最终的8个题项。对大学认同量表进行信度与效度检验，结果Cronbach’sα系数为0.815，高于0.8，在基础研究中属于较高信度的量表;KMO值为0.849，Bartlett球形检验显著性低于0.01，适合做因子分析。对大学认同进行因子分析，见表1。从表1提取2个因子，即学校荣誉感、学校硬件设施，经过方差分析其方差贡献率分别为31437%，26.419%，这2个因子累计贡献率为57856%，基本上可以反映样本信息。
二、研究结果分析
(一)大学生学习倦怠与专业认同、大学认同的相关性将每个样本的学习倦怠、专业认同、大学认同的程度值计算出后，对其进行相关分析，见表2。表2结果显示，学习倦怠与专业认同、大学认同具有负相关性，专业认同与大学认同具有正相关性。
(二)大学认同的效应从理论上讲，大学认同既可以作为调节变量也可以作为中介变量。如果认为学生对大学认同度会改变专业认同度对学生学习倦怠的影响，则大学认同是调节变量;如果认为学生对专业的认同度影响大学认同，而学习倦怠感会受到学生对大学认同度的影响，则大学认同是中介变量。因此，大学认同的调节效应见表3。由于第二步乘积项W·X的回归系数不显著(t=-1132，R2的变化只有0.002)，所以大学认同的调节效应不显著。由于学习倦怠和专业认同之间的相关系数是-0474，所以大学认同的调节效应不显著。这说明在固定了大学认同度后，学生对专业的认同度每增加(或减少)一个标准差，学习倦怠就减少(或增加)0474个标准差，不论大学认同取什么值都是这样的。不过大学认同度对学习倦怠的主效应是显著的，即大学认同的变化会改变学习倦怠感。调节效应不显著只是说明大学认同度的变化不会改变专业认同度对学习态度的影响程度。大学认同中介效应分析结果见表4。由于不涉及乘积项，可以使用标准化解，用小写字母代表相应变量的标准化变量。由于第4个t检验也是显著的，所以不是完全中介效应。中介效应占总效应的比例为0.465(-0.216)/-(0.493)=20.4%，即中介效应占了总效应的1/5.上面分析说明学生对大学的认同度不是调节变量，而是中介变量。中介变量模型分析结果表明，一方面学生的专业认同对学习倦怠有直接负效应，即对自己所学专业越是认同的，其学习倦怠越低;另一方面学生的专业认同通过学生的大学认同度对学习倦怠有间接负效应，即学生对所学专业比较满意，就会影响自己对学校荣誉感、对学校硬件设施要求不高，从而使自己的学习倦怠感减小。
三、讨论
在讨论大学认同、专业认同和学习倦怠3者之间的关系时，学习倦怠与大学认同、专业认同均呈负相关，但专业认同与学习倦怠的相关度大于大学认同与学习倦怠的相关度。大学认同是专业认同影响学习倦怠的中介变量，即专业认同对学习倦怠的影响需要以大学认同为中介。在感情承诺、理想承诺、规范承诺3个维度方面，得分较高的学生，其专业认同度也就比较高。感情承诺属于认同的第一步，也就是学生对专业认知后的情感体验;理想承诺、规范承诺是将个人对专业的认同内化的成果，是认同的进一步发展状态，学生对专业感情承诺越高，在学习中表现的倦怠低落情绪也就越低。而当学生对专业的认同内化后，其表现出来的学习行为也就更符合专业学习对学生的自身要求，体验的成就感会随着认同的内化而变得更敏感，也就是学生更容易体验到在专业学习中些许的成长与改变的乐趣。所以由情绪低落、行为不当、成就感低3个维度组成的学习倦怠感就会随着专业认同的增强而减少。大学认同部分提取出学校荣誉感和学校硬件设施评价2个因子，这符合笔者对大学认同的推断。学校荣誉感越高、对学校硬件设施评价越好的学生，低落的学习情绪会有所改善，同时也可以看出大学认同大多处于认同的认知阶段，较少可能上升到学生对学校认同的内化阶段。大学生在学校学习时，多数情况是与自己专业课程、同院学生接触较多，这让专业认同的个人内化作用，强于学校认同的个人内化作用。所以大学认同较对学习倦怠的相关度绝对值0384较专业认同对学习倦怠的相关度绝对值0474较低。
另外，大学认同之所以受专业认同的影响，是因为大学生学校生活的大部分时间与精力都放在专业学习上，在专业上的情感表现、成就感体验，都会影响学生的日常生活。更重要的是学生的学校荣誉感，受自己对所学专业认同的影响很大，学生对学校硬件设施的评价是学生在学习过程中逐渐形成的、难以在短时间内改变的，而学生在学习过程中对学校的主要情绪是在学习专业课及相关课程中体验到的，所以专业认同影响学校认同。而学习倦怠受学生对学校认同的影响，则学生的专业认同通过学生的大学认同度对学习倦怠有间接负效应。
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