学习倦怠是指个体由于对学习任务的持续投入导致对学习的兴趣降低，进而产生厌倦情绪的一种消极行为^[1]。学习倦怠已成为近年来大学生群体中普遍存在的学业问题^[2-4]。学习倦怠会降低大学生的学习效率，严重时会危害其身心健康^[5]。因此，探讨大学生学习倦怠的内在影响因素显得尤为重要。

学业自我效能感是指个体相信自己能够利用其所具有的能力去完成学习任务的一种自信程度^[6]，低自我效能感的个体有较严重的学习倦怠^[7]，而倦怠所产生的消极情绪会进一步阻碍大学生的学业发展。学业拖延是指在有限的时间范围内由于主动推迟学习任务而产生的焦虑情绪^[8]，低自我效能感的学生面对繁重的学习任务时缺乏坚持性，会出现学业拖延^[9]，而学业拖延会加剧学习倦怠的发生^[10]。基于此，本研究拟对三者的内部关系展开研究，探讨学业自我效能感对学习倦怠的影响机制，为改善大学生的学业情况提供科学依据。

1 对象与方法 1.1 对象

采用方便抽样的方法选取648名贵州大学城在校大学生进行线上问卷调查，回收有效问卷602份(93%)。其中男生289人，女生313人；文科296人，理工科306人；大一114人，大二184人，大三164人，大四140人。本研究经贵州医科大学医学伦理审查委员会审核批准，研究对象均知情同意。

1.2 方法 1.2.1 学业自我效能感量表^[11]

该量表采用梁宇颂等编制的学业自我效能感量表，该量表有2个维度，22道题(学习能力自我效能感、学习行为自我效能感各11题)采用Likert 5级计分，得分越高，表明学业自我效能感越高。本研究中该量表各维度的Cronbach’s α分别为0.82、0.75。

1.2.2 大学生学习倦怠量表(ULBS)^[12]

该量表由连蓉、杨丽娴编制，共20题，分为情绪低落、行为不当、低成就感3个维度。采用Likert 5级计分，得分越高，学习倦怠越严重。本研究中该量表各维度的Cronbach’s α为0.70~0.81。

1.2.3 学生版拖延评估量表(PASS)^[13]

由Solomon和Rothblum^[14]于1984年编制，李洋等于2010年翻译修订成中文, 44个题目共由两部分组成，采用Likert 5级评分。第1部分由18个题目构成，旨在测评学生在论文撰写、备考复习等6个方面的学业拖延程度、学业拖延产生的影响及个体改变学业拖延的愿望；第2部分由26个题目构成, 旨在测评学业拖延的成因。本研究根据需要仅使用了第一部分题目。本研究中该量表的Cronbach’s α为0.862。

1.3 统计学方法

使用Epidate3.0建立数据库，采用SPSS25.0对数据进行描述性统计分析、单因素方差分析、Pearson相关分析以及应用Hayes的PROCESS程序采用Bootstrap(Bootstrap=5000)法检验中介效应，置信区间为95%。

2 结果 2.1 共同方法偏差检验

本研究采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验。结果显示，特征值大于1的因素共10个，其中第一个因素解释的累计变异量为22.5%，小于40%的临界值，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

2.2 大学生学业自我效能感、学习倦怠和学业拖延情况

学业自我效能感、学业拖延和学习倦怠在性别、专业类型上无显著差异(P_均>0.05)。学业拖延和学习倦怠在年级上无显著差异(P>0.05)，而学业自我效能感在年级上有显著差异(P < 0.05)，主要表现为高年级小于低年级。见表 1。

2.3 大学生学业自我效能感、学习倦怠和学业拖延的相关分析

学业自我效能感与学业拖延和学习倦怠均呈负相关(r=-0.51，-0.66，P < 0.05)，学业拖延与学习倦怠呈正相关(r=0.78，P < 0.05)。说明学业自我效能感越低，学业拖延越严重，学习倦怠得分越高。见表 2。

2.4 学业拖延在学业自我效能感、学习倦怠之间关系的中介作用

本研究采用Hayes编制的SPSS宏插件中的Model4中介效应模型，对学业拖延在学业自我效能感与学习倦怠之间的中介作用进行检验。结果显示，学业自我效能感对学习倦怠的预测作用显著(β=-0.66，t=-21.38，P < 0.05), 当放入中介变量学业拖延之后，学业自我效能感对学习倦怠的预测作用依旧显著(β=-0.35，t=-13.51，P < 0.05)，学业自我效能感对学业拖延的预测作用显著(β=-0.51，t=-14.50，P < 0.05)，学业拖延对学习倦怠的预测作用显著(β=0.60，t=23.37，P < 0.05)。此外学业自我效能感对学习倦怠的直接效应以及学业拖延的中介效应的Bootstrap95%置信区间的上、下限均不包括0，表明学业自我效能感不仅能够直接预测学习倦怠，而且能够通过学业拖延的中介作用预测学习倦怠。该直接效应(-0.35)和中介效应(-0.31)分别占总效应(-0.66)的53.03%、46.97%。见表 3、4、图 1。

3 讨论

当代大学生学习倦怠检出率高达38.12%~45.37%，且呈逐年上升的趋势^[15]，学习倦怠作为一种消极行为与大学生的心理健康息息相关^[16]。因此，发现学习倦怠产生的原因，缓解大学生的学习倦怠十分重要。本研究通过构建学业自我效能感与学业拖延、学习倦怠的结构方程模型，从中介作用的视角验证了三者之间的关系，为改善大学生的学业情况提供了一定指导。

3.1 学业自我效能感、学习倦怠和学业拖延三者在人口学变量上的差异

人口学变量分析结果显示，大学生的学业自我效能感在年级上存在显著差异，具体表现为高年级的学业自我效能感水平显著低于低年级，这与张文江等的研究一致^[17]。造成这一现象的原因可能是因为低年级学生对大学生活充满好奇，加上尚未完全适应大学身份的转变，因此对于学业任务的完成具有更高的热情与信心，所谓“初生牛犊不怕虎”；而对于高年级的大学生来说，一方面由于大学“自主”的教学模式使其在对待学业的态度上增加了更多自主性，因此极易变得放松；另一方面，高年级大学生在即将到来的实习就业和毕业论文的双重高压下变得情绪枯竭、身心疲惫，使得其学业自我效能感水平普遍降低。

3.2 学业自我效能感、学习倦怠和学业拖延三者之间的相关性

相关分析结果表明，学业自我效能感与学业拖延、学习倦怠均呈显著负相关，这与前人研究相一致^[18-19]；此外，学业拖延与学习倦怠呈显著正相关，这与徐明津等的研究相似^{[10, 20]}。造成上述结果的原因可能是：一方面，高学业自我效能感的学生相信自己的学习能力，对自己的学习有更高的自信心，且有更多的成功体验，学习倦怠水平因此相对较低；另一方面，根据韦纳的归因理论^[21]，学业自我效能感水平较低的个体在完成某一项学习任务时缺乏自信心，觉得自己不如别人，会将学习成绩的不理想进行内部稳定归因即自身能力问题，长此以往就会形成习得性无助感，使其更容易产生学习倦怠^[22-23]。其次，学业自我效能感与学业拖延呈显著负相关，是因为当面临繁重的学业任务时，高学业自我效能感的个体对自己的能力有清晰的认知，相信自己有能力完成学业任务，更加主动地制定自己的学习计划，并可以有效完成，从而减少了学业拖延的发生。最后，学业拖延与学习倦怠呈显著正相关则是因为二者都反应的是一种消极的学习状态^[24]，当个体产生学业拖延行为时，会产生学业压力，这种压力会使个体对学习产生消极体验，即学习倦怠。

3.3 学业拖延在学业自我效能感与学习倦怠之间的中介作用

中介效应分析的结果显示，学业拖延在学业自我效能感与学习倦怠中起部分中介作用，学业自我效能感既可以对学习倦怠直接产生影响。也可以通过学业拖延的中介作用对其产生影响，究其原因可以从以下方面进行分析：学业自我效能感体现了个体对自己有能力完成某项学业任务的自信程度评价，拥有较低学业自我效能感水平的个体倾向于将失败归因于内部稳定、不可控的因素，例如能力等方面，进而会降低学习动机，产生消极的情绪体验^[11]，甚至厌学。而个体为了逃避这种消极情绪，会选择将当前的学习任务延后，出现学业拖延行为，而在拖延的过程中个体会体验到更多的焦虑和内疚，从而增加了个体的疲劳感，进而出现学习倦怠现象^[25]。而高学业自我效能感个体会拥有更多的成功体验与积极情绪，他们会勇于面对挑战、并且有能力去克服挑战，当面对较为复杂的大学课程时不会感到有压力，他们较少出现拖延行为，在完成学业任务时也会显得更加从容，他们不仅能够采取有效的措施去面对学业压力，还能够克服挑战，找到学习的乐趣，因此，他们会对学习保持积极的态度。本研究也存在一定的局限与不足：本研究是通过问卷进行数据收集，从个体的内部因素构建影响学习倦怠的中介路径，与所研究变量在真实学习情境下的相互作用存在一定差距，未来的研究可以通过定性研究即纵向研究的方式对变量之间的关系进行进一步说明。也可以从个体内部因素和外部学习环境共同作用对其展开讨论，对学习倦怠的模型及理论进行补充研究。

利益冲突：所有作者均申明不存在利益冲突。