中學生恢復體驗對學習投入的影響：影響因素及其中介效應

章鵬程 劉 毅 路 紅

（1上海師范大學教育學院，上海 200234；2廣州大學教育學院，廣州 510006）

中學生恢復體驗對學習投入的影響：影響因素及其中介效應

章鵬程1劉 毅2路 紅2

（1上海師范大學教育學院，上海 200234；2廣州大學教育學院，廣州 510006）

恢復體驗是心理層面上對休息的感知。研究采用問卷調查的方法對2600名中學生進行調查，目的在于探索學習投入與恢復體驗的關系以及恢復體驗的影響因素，并進一步分析恢復體驗在影響因素和學習投入間的中介效應。結果表明：中學生恢復體驗與學習投入呈顯著正相關；一般自我效能感和分割傾向顯著正向預測恢復體驗，時間壓力和班級競爭氛圍顯著負向預測恢復體驗；一般自我效能感、時間壓力、分割傾向和班級競爭氛圍都能通過恢復體驗影響中學生學習投入狀態(tài)。

中學生；恢復體驗；學習投入；中介效應

1 引言

Schaufeli等人將學習投入定義為學生在學習過程中的一種持續(xù)的、充滿積極情感的狀態(tài)，以活力、奉獻和專注為三個核心維度［1］。這一概念最初是引自工作領域中工作投入這一概念，近年來在如何促進工作投入等積極心理學研究領域，產生了一個新的相關概念——恢復體驗。最早人們關注的是生理的恢復，認為恢復是指個體的生理狀態(tài)恢復到壓力前水平，使身體機能系統(tǒng)的反應參數持續(xù)上升的過程［2］。而恢復體驗的定義是一個促進個體補充資源使身體和心理機能得到恢復的心理過程，強調的是從心理層面上對恢復的感知，包含心理脫離、放松體驗、掌握體驗和控制體驗四個維度。心理脫離是指個體心理上與工作脫離，在非工作時間里不從事、也不想與工作有關的任何事情；放松體驗是指個體處于一種休閑狀態(tài)；掌握體驗是指個體參加一些有挑戰(zhàn)性并且能夠學會新技能的活動；控制體驗是指個體對他的日常生活有控制的愿望，可以描述為個體有資格從兩個或者更多的選擇中做出決定［3］。很多的研究都已經證明，恢復體驗能正向預測工作投入。例如，Kühnel和Sonnentag對德國教師的研究顯示，放松體驗能夠提高工作投入，降低工作倦怠［4］。

恢復體驗具有兩大理論基礎：努力—恢復模型［5］和資源保存理論［6］。努力—恢復模型認為在工作中努力付出將會導致身體、行為和主觀上的負荷反應，使個體身心機能下降。而當個體不再工作時，負荷反應（如疲勞）將會降低，恢復將會發(fā)生。根據這個模型可知，個體身心機能系統(tǒng)不處于工作狀態(tài)是恢復能夠發(fā)生的重要前提。資源保存理論認為人們總是力求獲得、維持和保護自身資源［3，7］。 資源可以是外在實體，如物體和錢財；也可以是內在屬性，如個人特質和能量。當面對工作壓力和工作要求時，個體資源會被遣用而消耗。因為自身資源的耗損，個體會感受到壓力，身心機能將會降低。為了從壓力中恢復，個體必須獲得新的資源以補充被消耗掉的資源，從而促進個體身心機能的提升。

良好的恢復體驗能夠起到促進工作投入的作用，那么哪些因素會影響到恢復體驗的效果呢？Sonnentag和Fritz的研究表明，工作要求 （時間壓力、加班等）會抑制恢復體驗［3］。工作量和時間壓力可以顯著負向預測心理脫離［8］。當工作量越大時，員工需要更長的時間才能完成工作，甚至可能在日常工作時間內無法完成所有工作，當員工意識到將會有大量工作要做甚至難以完成時，很難實現心理脫離。為了完成工作，他們可能會加班甚至把工作帶回家完成。根據努力—恢復模型可知，在非工作時間付出更多的努力，不利于恢復體驗的實現。Kinnunen和Feldt的研究表明，隨著工作中時間壓力的增加，無法在非工作時間獲得心理脫離的員工的比例也相應增加。說明無論是高工作量還是單位時間內任務量多都會影響到員工的恢復體驗效果［9］。Eden指出，擁有高自我效能感的個體相信他們自己能夠克服挑戰(zhàn)，因此他們能在休息時獲得更多的資源，能更好地運用掌握體驗使自己得到恢復［10］。Sonnentag和Kruel的研究結果表明，與自我效能感低的個體相比，自我效能感高的個體的恢復體驗程度更高［11］。分割傾向是指個體將兩種情境分割的程度，高分割傾向的個體，會將兩種情境分割，不會讓一種情境當中的事件滲透到另一情境當中。有著較高程度工作—家庭分割傾向的員工更容易實現心理脫離［12］。Derks和Bakke的研究顯示，智能手機的使用將會破壞個體原來構建的分割傾向，干擾恢復體驗的發(fā)生［13］。

通過上述相關研究可知工作量、時間壓力、自我效能感和分割傾向會影響到恢復體驗的效果，而很多研究也已經證實恢復體驗能促進工作投入，那么恢復體驗在這兩者之間起到什么作用呢？Derks，van Mierlo和 Schmitz對員工使用智能手機處理工作事務的研究發(fā)現：在非工作時間用智能手機處理工作事務與心理脫離呈負相關。心理脫離在使用智能手機處理工作事務和工作倦怠之間起到中介作用，能緩解由于使用智能手機而累積的負荷反應，降低工作倦怠強度［14］。Pereira和Elfering采用日志法評估了60名全職員工的心理脫離水平，并采用連續(xù)動態(tài)監(jiān)測儀評估了這些員工睡眠時的精神生理指標，發(fā)現心理脫離部分中介了工作中的社會壓力與周末晚上的入眠時間以及睡眠破碎這兩項睡眠指標的關系［15］。

綜上所述，個人的和環(huán)境中的相關因素都可能影響到恢復體驗的效果，而恢復體驗在相關前因變量和結果變量間起到中介作用。

目前國內外的相關研究，所用對象主要都是企事業(yè)單位的員工。我國中學生是一龐大而又面臨著巨大壓力的群體，不僅應從生理層面出發(fā)，關注他們是否有足夠的時間用于恢復，更應該從心理層面出發(fā)，關注他們的恢復質量。所以研究將恢復體驗這一概念引入到中學生群體，從心理層面關注他們的恢復狀況，進而為后續(xù)提高他們的學習投入狀態(tài)和心理健康水平提供資料佐證和可參考性意見。具體研究主要包含以下幾個方面：首先，驗證恢復體驗的實現能否提高中學生的學習投入狀態(tài)。如果能提高中學生的學習投入狀態(tài)，那么進一步驗證影響員工恢復體驗的相關因素是否同樣影響中學生的恢復體驗效果。除了上文提到的影響因素外，根據中學生自身特點加入了班級競爭氛圍這一影響因素進行驗證因為中學生面臨著中考和高考，班上的競爭則是他們面對的最常見最直接的壓力源，與他們每天的學習和生活都息息相關。最后，進一步檢驗這些影響因素能否以恢復體驗為中介，進而影響學生的學習投入狀態(tài)。

2 研究方法

2．1 研究對象

研究選取了廣東、安徽、甘肅、河南、江蘇、湖南廣西和江西等省的中學生進行問卷調查。共發(fā)放問卷2600份，收回問卷2416份，最后得到有效問卷2137份，回收率為 89．08%，有效率為 88．45%。 參與調查中學生的具體情況詳見表1。

表1 被試描述性統(tǒng)計表（n＝2137）

2．2 研究工具

2．2．1 學習投入量表

采用Schaufeli等人編制的學習投入量表，共17個項目，包含三個維度：活力（6個項目）、奉獻（5個項目）和專注（6 個項目）［16］。 方來壇、時勘和張風華研究得出總量表 α＝0．95［17］。 得分越高說明學習更加投入。該量表在本研究中的內部一致性系數α為0．91。

2．2．2 一般自我效能感量表

采用由Schwarzer等人編制，王才康等人翻譯修訂的中文版一般自我效能感量表（GSES），共10個項目，內部一致性系數 α＝0．87［18］。 得分越高表示一般自我效能感越強。該量表在本研究中的內部一致性系數 α 為 0．87。

2．2．3 學習任務壓力量表

采用陳旭編制的中學生學業(yè)壓力源量表，共6個項目，包含5個因素，分別是任務要求壓力、挫折壓力、競爭壓力、期望壓力和自我發(fā)展壓力［19］。得分越高，表示壓力越大。根據本研究的目的，選取5個維度中的任務要求壓力作為測量學習任務壓力的測量工具，該任務要求壓力的二階維度包括任務壓力、時間壓力和要求壓力三個子維度，內部一致性系數α＝0．85。得分越高說明學習任務壓力越大。該量表在本研究中的內部一致性系數α為0．83。

2．2．4 分割傾向問卷

Kreiner編制了員工分割傾向問卷，共四個項目，α＝0．91［20］。 本研究通過翻譯，將問卷中與員工工作相關詞匯換成與學生學習相關詞匯，修訂成適合中學生使用的分割傾向問卷。得分越高說明將學習時間和非學習時間分割得越清晰。對翻譯修訂后的分割傾向問卷進行驗證性因素分析，根據表2中的各項擬合指標可知，修訂后的分割傾向問卷擬合度較優(yōu)，符合心理測量學標準。該量表在本研究中的內部一致性系數α為0．89。

表2 分割傾向驗證性因素分析擬合指標

2．2．5 班級競爭氛圍問卷

采用江光榮編制的我的班級調查問卷，問卷包括師生關系、同學關系、秩序紀律、競爭和學習負擔5個維度，共38個項目。得分越高說明班級競爭氛圍越激烈，內部一致性系數 α＝0．93［21］。 根據本研究的目的，選取問卷中的競爭維度作為班級競爭氛圍的測量工具，一共7個項目。該分量表在本研究中的內部一致性系數α為0．83。

2．2．6 情緒狀態(tài)量表

采用Watson等編制的正性負性情緒量表。量表包含兩個維度：正性情緒和負性情緒。其α系數為0．87［22］。該量表在本研究中的內部一致性系數α為0．78。

2．2．7 中學生恢復體驗量表

由于目前的恢復體驗量表測量對象都是針對企事業(yè)單位員工，并不能直接用于對中學生恢復體驗的測量，所以本研究采用自編的中學生恢復體驗量表，共20題。包括心理脫離、掌握體驗、情緒表達、控制體驗和放松體驗五個維度，采用李克特5點計分方式。 各維度內部一致性系數分別為 0．81、0．78、0．79、0．76 和 0．75，總量表內部一致性系數為 0．81。

量表的編制經過文獻分析、開放式問卷和深度訪談形成初始項目，整理成初始問卷。再對初始問卷進行試測，試測對象為廣東省和安徽省的中學生共計800人，采用SPSS19．0對試測數據進行項目分析和探索性因素分析，刪除沒有區(qū)分度的項目，并確定量表基本維度，形成一份完整量表。然后對修訂后的量表進行再測，再測對象為廣東、安徽、甘肅、河南、江蘇、湖南、廣西和江西省的近2600名中學生，采用AMOS17．0對再測數據進行驗證性因素分析，確定量表維度模型的擬合情況，檢驗維度劃分的合理性和適切性。根據表3結果可知，五因素模型的擬合度較好，說明量表的五維度劃分合理，具有較好適配性；最后對量表進行信效度分析，內部一致性系數如上所述，都大于0．7的心理測量學標準。根據驗證性因素分析的結果可知，擬合指標較好，說明量表具有較好的結構效度，通過將情緒狀態(tài)作為效標，五個維度和總量表都與情緒狀態(tài)具有顯著相關 （r＝－0．081、0．358、0．308、0．247、0．278、0．355）， 說明量表具有較好的效標關聯(lián)效度。

表3 中學生恢復體驗五因素模型驗證性因素分析擬合指標

綜上所述，自編的中學生恢復體驗量表具有良好的信度和效度，符合心理測量學標準，是一個合格的測量工具?？偭勘砦鍌€維度中的心理脫離指中學生心理層面上與學習脫離，表現為在學習之外的時間里，不從事也不去想與學習有關的任何事情；掌握體驗指中學生在學習之外的時間去參加一些具有挑戰(zhàn)性并且能夠學到新知識、新技能的活動，例如，學習畫畫、跳舞、唱歌或者參加一次志愿者活動等；情緒表達指中學生通過一定的方式和途徑將自己在學習中累積的負性情緒釋放出來，排解不安與焦慮，尋求社會支持的過程；控制體驗指中學生在學習之外的時間對自己的一種自主體驗，表現為在學習之外的時間里能夠自主選擇、自己決定要做什么以及怎么做，父母不會過多地干涉；放松體驗指中學生的應激水平降低，緊張的精神得到緩解，積極的情緒得到提高的過程。

2．3 數據統(tǒng)計

采用 SPSS19．0、AMOS17．0 和 HLM7．0 軟件進行數據分析。

3 結果與分析

3．1 恢復體驗與相關變量間的相關分析

對一般自我效能感、學習任務壓力的三個子維度（任務壓力、要求壓力和時間壓力）、分割傾向、恢復體驗和學習投入七個研究變量進行相關分析，結果見表4。

表4 總體相關性矩陣

由上表可知：恢復體驗與學習投入呈顯著正相關（r＝0．271），一般自我效能感與恢復體驗呈顯著正相關（r＝0．384），學習任務壓力中的任務壓力和要求壓力與恢復體驗的相關不顯著，時間壓力與恢復體驗呈顯著負相關（r＝－0．088），分割傾向與恢復體驗呈顯著正相關（r＝0．133）。

3．2 前因變量對恢復體驗影響情況分析

3．2．1 個體層面變量對恢復體驗的層次回歸分析

表4中的結果顯示，一般自我效能感、時間壓力和分割傾向與恢復體驗呈顯著相關，進一步做層次回歸分析研究一般自我效能感、時間壓力和分割傾向對恢復體驗的作用情況。將性別、年級作為控制變量進入第一層回歸方程，控制變量和前因變量一起進入第二層回歸方程。

在層次回歸分析中，前因變量為非連續(xù)性變量時，在投入回歸方程時應先轉化為虛擬變量，以使間斷變量具有連續(xù)變量的特性，再進入回歸方程。本研究中，控制變量都是間斷變量，所以需要首先轉化為虛擬變量，再進入方程。分別以兩變量水平中的女和初一作為參照組，編碼為0，其他水平編碼為1。

為了避免三個前因變量之間的相互影響，研究對三個前因變量分別作了層次回歸分析。研究結果見表5。研究結果顯示：當一般自我效能感作為前因變量時，第一層和第二層的回歸方程檢驗都顯著（第一 層 ：F＝11．234，p＜0．001， 第 二 層 ：F ＝62．045，p 0．001）。 第二層的回歸系數 β＝0．380，達到了顯著性水平，說明一般自我效能感對恢復體驗有顯著的正向預測作用。第一層的 R2＝0．031，第二層的R20．169，ΔR2＝0．139，說明一般自我效能感對恢復體驗的變異解釋度為13．9%。當時間壓力作為前因變量時，第一層和第二層的回歸方程檢驗都顯著 （第一層：F＝11．234，p＜0．001，第二層：F＝11．860，p＜0．001）第二層的回歸系數β＝－0．086，達到了顯著性水平說明時間壓力對恢復體驗有顯著的負向預測作用第一層的 R2＝0．031，第二層的 R2＝0．038，ΔR2＝0．007說明時間壓力對恢復體驗的變異解釋度為0．7%。當分割傾向作為前因變量時，第一層和第二層的回歸方程檢驗都顯著（第一層：F＝11．234，p＜0．001，第二層 ：F＝14．314，p＜0．001）。 第 二 層 的 回 歸 系 數 β 0．123，達到了顯著性水平，說明分割傾向對恢復體驗有顯著的正向預測作用。第一層的R2＝0．031，第二層的 R2＝0．045，ΔR2＝0．014， 說明分割傾向對恢復體驗的變異解釋度為1．4%。

3．2．2 組織層面變量對恢復體驗影響的跨層分析

依據多層線性模型理論，要考察班級競爭氛圍這一組織層面變量對恢復體驗的影響情況，需要將每一個班級的個體調查數據聚合到群體層面上，采用平均數作為其指標。接下來研究采用兩個步驟分析班級競爭氛圍對恢復體驗的跨層級作用：第一步采用零模型檢驗恢復體驗在班級間的組間差異是否顯著；第二步，如果零模型顯示組間差異顯著，則建立班級競爭氛圍對恢復體驗的跨層級作用模型。

表5 個體層面變量對恢復體驗的層次回歸分析

步驟一：零模型

L1：（恢復體驗）ij＝β0j＋γijVar（γij）＝σ2

L2：β0j＝γ00＋μ0jVar（μ0j）＝τ00

零模型的結果顯示，組內方差 σ2＝0．262，組間方差 τ00＝0．018，并且卡方檢驗結果顯著（χ2＝181．49，p＜0．001），表明恢復體驗在班級間的差異顯著。根據公式 ICC＝τ00／（τ00＋σ2），計算得到 ICC＝0．065，大于 0．06的標準要求［23］，說明有必要進行多層線性分析。

步驟二：跨層級作用分析

L1：（恢復體驗）ij＝β0j＋γijVar（γij）＝σ2

L2：β0j＝γ00＋γ01（班級競爭氛圍）j＋μ0j

Var（μ0j）＝τ00

跨層級作用模型分析結果顯示，回歸系數γ01＝－0．227，并且在 0．01 水平上顯著，說明班級競爭氛圍顯著負向預測恢復體驗。與零模型相比，組間殘方差 τ00減少了 0．003（0．0183－0．0156）。 進一步計算班級競爭氛圍的作用為0．148，說明班級競爭氛圍可以解釋中學生恢復體驗班級間變異的14．75%（見表6）。

表6 班級競爭氛圍對恢復體驗的跨層級作用分析

通過對以上個體層面和組織層面變量對恢復體驗的作用情況分析可知，一般自我效能感和分割傾向顯著正向預測恢復體驗，說明個體具有較高的自我效能以及分割傾向時，個體的恢復體驗效果較好；而時間壓力和班級競爭氛圍顯著負向預測恢復體驗，說明當個體面對較高時間壓力和班級競爭氛圍時，個體的恢復體驗效果較差。

3．3 間接作用效應分析

3．3．1 個體層面變量通過恢復體驗影響學習投入效應分析

通過AMOS17．0構建一個個體層面變量 （一般自我效能、時間壓力和分割傾向）通過恢復體驗影響學習投入的總效應模型（見圖1），通過表4可知一般自我效能感和分割傾向之間相關不顯著，所以兩者間不畫雙向箭頭進行共變分析?？傮w效應模型的各項擬合指標見表7。根據表中數據可知，模型達到了非常好的擬合程度。再結合偏差校正的非參數百分位 Bootstrap 法［24］，對三組間接（中介）效應進行檢驗，抽取的Bootstrap樣本數量為5000。根據表8中的結果可知，一般自我效能→恢復體驗→學習投入的 95%置信區(qū)間是［0．054，0．090］，沒有包括 0，說明間接效應顯著，間接效應大小等于0．068；時間壓力→恢復體驗→學習投入的95%置信區(qū)間是［－0．027－0．009］，沒有包括 0，說明間接效應顯著，間接效應為－0．016；分割傾向→恢復體驗→學習投入的95%置信區(qū)間是［0．016，0．032］，沒有包括 0，說明間接效應顯著，間接效應大小為0．031。

通過總體模型的擬合和間接效應的檢驗結果可知，一般自我效能感、時間壓力和分割傾向都可以通過恢復體驗對學習投入產生影響。

3．3．2 組織層面變量通過恢復體驗影響學習投入的跨層級效應分析

對班級競爭氛圍→恢復體驗→學習投入的跨層級效應檢驗程序如下：

表7 總體效應模型擬合指標

圖1 總體效應模型

表8 三組間接效應檢驗的Bootstrap分析

（1）步驟一：零模型檢驗

M1a：零模型（后果變量）

L1：（學習投入）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋μ0j

分析結果顯示：γ00＝2．940，組內方差 σ2＝0．430，組間方差 τ00＝0．034， 并且卡方檢驗結果顯著 （χ2＝206．11，p＜0．001），表明學習投入在班級間的差異顯著。 根據公式 ICC＝τ00／（τ00＋σ2）， 計算得到 ICC＝0．073，大于 0．06 的標準要求［23］，說明有必要進行多層線性分析。

M1b：零模型（中介變量）

L1：（恢復體驗）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋μ0j

分析結果顯示：γ00＝3．154， 組內方差 σ2＝0．262，組間方差 τ00＝0．018， 并且卡方檢驗結果顯著 （χ2＝181．49，p＜0．001），表明恢復體驗在班級間的差異顯著。 根據公式 ICC＝τ00／（τ00＋σ2）， 計算得到 ICC＝0．065，大于 0．06 的標準要求，說明有必要進行多層線性分析。

（2）步驟二：主效應檢驗

M2a：前因變量與后果變量的關系

L1：（學習投入）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋γc01（班級競爭氛圍j）＋μ0j

分析結果顯示：γc01＝－0．151，t＝－1．327，p＞0．05，說明班級競爭氛圍對學習投入的主效應不顯著，所以按遮掩效應理論，繼續(xù)進行中介效應分析。組內方差σ2＝0．430，組間方差 τ00＝0．034，并且組間方差卡方檢驗結果顯著（χ2＝203．87，p＜0．001）。

M2b：前因變量與中介變量的關系

L1：（恢復體驗）ij＝β0j＋γij

L2：β0j＝γ00＋γa01（班級競爭氛圍j）＋μ0j

分析結果顯示：γa01＝－0．227，t＝－2．763，p＜0．01，說明班級競爭氛圍對恢復體驗產生顯著負向預測作用。 組內方差 σ2＝0．262，組間方差 τ00＝0．016，并且組間方差卡方檢驗結果顯著（χ2＝157．81，p＜0．001）。

（3）步驟三：前因變量和中介變量對后果變量的同時效應檢驗

M3：中介效應分析模型

L1：（學習投入）ij＝β0j＋β1j（恢復體驗ij）＋γij

L2：β0j＝γ00＋γc'01（班級競爭氛圍j）＋μ0j

β1j＝γb10

分析結果顯示：γb10＝0．343，t＝8．887，p＜0．001，說明恢復體驗對學習投入產生顯著的正向預測作用。因為γa01和γb10都達到顯著性水平，由此可知，班級競爭氛圍通過恢復體驗影響學習投入的間接效應顯著。 γc'01＝－0．073，t＝－0．645，p＞0．05，說明在加入中介變量以后，班級競爭氛圍對學習投入的直接效應沒有達到顯著性水平。組內方差σ2＝0．399，組間方差τ00＝0．031， 并且組間方差卡方檢驗結果顯著 （χ2＝201．04，p＜0．001），說明還存在其他班級層面的變量解釋學習投入組織層面的變異。中介效應的大小γa01γb10等于－0．078，中介效應量 （γa01γb10）／（γa01γb10＋γc'01）等于 0．516。

4 討論

4．1 恢復體驗與學習投入

關于恢復體驗的相關研究最初來自企事業(yè)單位領域。Sonnentag和Kühnel研究表明，晚間的心理脫離將會提高一天的工作投入狀態(tài)［25］。Sonnentag等人對心理脫離和工作投入的研究發(fā)現，二者存在相關關系，恢復能夠提高員工的工作投入，反過來員工在工作中越投入，會減緩恢復時獲得的資源的消耗速度［26］。相對于工作投入，學生對應的概念是學習投入。本研究中的研究結果也顯示，中學生恢復體驗與學習投入呈顯著正相關，恢復體驗對學習投入狀態(tài)具有正向預測作用。所以根據研究結果可知，提高中學生的恢復體驗效果，將有利于提高中學生的學習投入狀態(tài)。

4．2 影響因素及中介效應

根據個體層面和組織層面的研究結果可知，一般自我效能感、時間壓力、分割傾向和班級競爭氛圍對恢復體驗效果具有顯著的預測作用。

具體的研究結果顯示，一般自我效能感越高的學生，他們的恢復體驗效果越好。Hobfoll的研究表明，擁有高自我效能感的個體，會相信他們有足夠的能力去面對工作壓力和工作要求，能夠很好地做到工作和非工作時的角色轉換［27］。當中學生的自我效能感越高時，他們對自己的學習更加自信，對自己的學業(yè)持有更加積極的預期，更相信自己的努力能夠獲得良好的學習效果，在面對問題和挑戰(zhàn)時也相信自己能夠處理好，顯得更加沉穩(wěn)。所以，在學習時間里，他們對于學習更加游刃有余，遇到問題也能積極面對。在非學習時間里，由于對平常學習的自信，所以會將更多的精力用于恢復。而對于一般自我效能感低的學生，會擔心自己平時的努力還不夠，會想著在非學習時間里補缺補差，或者擔心非學習時間里不學習會影響自己的學習成績，或者即使在進行恢復活動，心里面也還是想著與學習有關的事情，根據努力—恢復模型和資源保存理論可知，這些都非常不利于恢復體驗的實現。

在學習任務壓力中，任務壓力和要求壓力都與恢復體驗無顯著相關，只有時間壓力與恢復體驗呈顯著負相關。當時間壓力越大時，恢復體驗效果越差。量表中測量的任務壓力不是簡單的學業(yè)任務數量，而主要指的是學生對完成學業(yè)這一任務的難易感知。這不是一個對學生影響的短期變量，與要求壓力（指的是父母、老師對學生的期望，這種期望是長期存在的）一樣，都屬于學生學習過程中長期存在的變量。這些長期存在的變量對恢復體驗的影響不明顯。而量表中對時間壓力的測量，則主要反映的是由于任務量多或者學習時間不夠充裕導致的，這屬于短期變化的變量。Sonnentag和Fritz通過文獻分析指出工作量將會降低心理脫離水平［28］。本研究結果表明時間壓力越大，恢復體驗效果越差。當中學生面臨著大量的學業(yè)任務或者由于一些客觀原因使得真正用于學習的時間較少時，學生會由于在學習或非學習時間里需要高卷入度或較長時間的學習而導致較嚴重的負荷反應。根據努力—恢復模型和資源保存理論可知，負荷反應的增加會提高個體情緒喚醒水平并且消耗個體內部資源，不利于恢復體驗的實現。雖然時間壓力對恢復體驗的負向作用顯著，但解釋度（0．7%）較低，這點也是非常值得注意的。其主要原因可能是中學生基本都處于較高的時間壓力當中，當時間壓力沒有梯度時，會影響到回歸分析的解釋度。是否中學生群體的總體時間壓力都偏高，這點有待進一步研究并且值得教育教學工作者注意。

學生的分割傾向越明顯，他們的恢復體驗效果越好。Methot和LePine研究指出工作—家庭分割傾向較高的員工能更好地防止工作滲透到家庭領域，從而保證一定水平的心理脫離［29］。同樣，具有高分割傾向的中學生會在學習時間和非學習時間之間構建一個無形的墻，不讓學習時間里的問題過多地滲透到非學習時間里。這無形的墻使得學生能將學習和非學習時間分開。這樣在非學習時間里，學生能較少地受到學習問題的干擾，也就能夠更好地調節(jié)學習時導致的負荷反應，并采用相關方式促進新資源的產生。負荷反應的降低以及新資源的獲得，非常有利于恢復體驗的實現。

跨層級作用分析發(fā)現，班級競爭氛圍顯著負向預測恢復體驗。班級競爭氛圍能解釋中學生恢復體驗班級間變異的14．75%。結果說明，班級競爭氛圍越激烈，在非學習時間里，學生越難實現恢復體驗班級的競爭氛圍越激烈，為了不在這激烈的競爭中輸掉，學生會更加努力地進行學習，以便在競爭中脫穎而出。在非學習時間里，投入到學習中的精力和時間都會明顯增加，負荷反應會增加且累積。由于在非學習時間內還從事和思考與學習有關的事件，根據努力—恢復模型可知，這不利于恢復體驗的實現。并且也只剩下較少的時間去獲得新的資源，導致在學習中消耗的資源得不到補充，這也不利于恢復體驗的實現。

中介效應檢驗的結果顯示，恢復體驗在一般自我效能感、時間壓力、分割傾向、班級競爭氛圍和學習投入間的中介效應顯著。個體層面的三個變量構建的結構方程模型擬合度較好，說明變量可以共同對恢復體驗產生作用，進而影響學習投入效果。結合路徑系數的正負性可知，時間壓力和班級競爭氛圍的增加會削弱恢復體驗效果進而降低中學生的學習投入狀態(tài)，相反，降低時間壓力和班級競爭氛圍則會增強恢復體驗效果，進而提高學習投入狀態(tài)。一般自我效能感越高、學習和非學習時間分割界限越清晰越有利于恢復體驗的實現，進而提高中學生的學習投入狀態(tài)。

5 教育啟示及研究結論

本文的研究結論對中學生的教育教學，提高學習投入狀態(tài)具有一定的參考價值。（1）良好的學習投入狀態(tài)對中學生來說至關重要，從恢復體驗的視角出發(fā)，說明對于中學生平常的休息，不僅要關注生理層面上的恢復，更應該關注心理層面上的恢復。（2恢復體驗的實現，有利于學習投入的提高。研究指出一般自我效能感、時間壓力、分割傾向和班級競爭氛圍能影響到中學生的恢復體驗效果。中介作用路徑均達到顯著性水平，所以從這四個方面進行干預，應該能改善恢復體驗的效果，從而促進學習投入狀態(tài)的進一步提高。一般自我效能感和分割傾向顯著正向預測恢復體驗，說明在平常的教育教學中應該注重培養(yǎng)學生們的自我效能感，建立自信，讓他們對自己的學習能力和學習結果都有一個良好的預期。并協(xié)助學生們建立“學時好好學，玩時好好玩”的良好學習習慣，將學習時間和非學習時間分開，不要讓與學習相關事情過多地侵擾到非學習時間的休息。

時間壓力和班級競爭氛圍顯著負向預測恢復體驗，說明在日常教學甚至沖刺中高考的時候，給學生們布置的學習任務量應該適度并且合理，不能超過學生們的忍受閾限產生太大的時間壓力，否則會影響到恢復體驗效果，進而影響學習投入狀態(tài)。另外，一個班集體的競爭氛圍應該適度，不能一味地強調競爭，而應該構建合理范圍內的競爭機制，這樣方能既保證學習投入狀態(tài)，同時也保障學生們的身心健康。

通過研究，得到以下幾點結論：（1）中學生恢復體驗與學習投入呈顯著正相關；（2）一般自我效能感和分割傾向顯著正向預測恢復體驗，時間壓力和班級競爭氛圍顯著負向預測恢復體驗；（3）一般自我效能感、時間壓力、分割傾向和班級競爭氛圍都能通過恢復體驗影響中學生學習投入狀態(tài)。

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The Effect of Secondary School Students’Recovery Experience on Learning Engagement：Influence Factors and Its Mediating Effect

Zhang Pengcheng1， Liu Yi2， Lu Hong2
（1 College of Education， Shanghai Normal University， Shanghai 200234；2 Education department， Guangzhou University， Guangzhou 510006）

Recovery experience is the psychological sense of rest．Using the questionnaire method to investigate 2600 secondary school students，the study aimed to explore the relationship between learning engagement and recovery experience as well as the influencing factors of the recovery experience，and further analysis of the mediating effect of recovery experience in influencing factors and learning engagement．The results showed that：The recovery experience of secondary school students had significant positive relationship with the learning engagement； General self－efficacy and segmentation tendency could significantly positively predict recovery experience，time pressure and class competition atmosphere could significantly negative predict recovery experience； General self－efficacy， time pressure， segmentation tendency and class competition atmosphere could affect the learning engagement through the recovery experience．

secondary school students； recovery experience； learning engagement； mediating effect

劉毅，男，教授，碩士生導師。 Email：psyliuyi＠163．com