學習壓力源對全日制體育碩士研究生學習倦怠的影響機制

黃 威，陳志軍，龍騰輝，張玉嫻，成波錦

（1.深圳市龍華區教育科學研究院第二附屬學校，廣東 深圳 518110；2.廣東財貿職業學院，廣東 廣州 511500；3.廣東南華工商職業學院，廣東 清遠 511510；4.廣州體育學院體育教育學院，廣東 廣州 510500）

2020 年9 月，國家發展改革委聯合教育部等部門發布的《關于加快新時代研究生教育改革發展的意見》中表明，研究生教育作為國家發展與社會進步的重要基石，承擔著高層次人才培養與創新的主要任務，在2035 年將初步實現研究生教育強國目標［1］。 然而縱觀現實情境，受到研究生擴招政策和疫情的影響，體育碩士研究生在專業理論學習、生活和就業等方面的壓力日益劇增，容易使學生出現學習倦怠的情緒反應和行為表現［2］。其次，體育院校學生理論學習動機普遍不強，更容易發生學習倦怠問題［3］。調查研究表明，有68.52%的體育碩士研究生存在著不同程度的學習倦怠問題［4］。 因此，對體育碩士研究生的學習倦怠現狀進行干預，提高體育碩士研究生的培養質量顯得尤為迫切。

以往有關學習倦怠發生機制的研究主要關注自我效能感、成就目標定向、自尊、學習投入、人格、情緒、控制感和應對方式等內在個體因素；學校氣氛、社會支持、師生關系、網絡游戲成癮、父母教養方式等外在情境因素。 雖然已有研究注意到壓力對研究生學習倦怠的影響，但以往研究大多關注其消極的一面，探討壓力對個體的身心健康、學習滿意度以及學業成績的消極作用，較少涉及其積極的一面［5-6］，缺乏對壓力源多性質、多維度的測量及探討。 而研究表明，根據壓力源的性質，可以將壓力源分為挑戰性壓力源與阻礙性壓力源［7］，并且該二維結構壓力源在組織學、管理學等工作領域已經有較為成熟的研究，對于員工工作投入、情緒枯竭和工作倦怠等發生機制具有重要價值［8］。 另一方面，學習倦怠是在工作倦怠的基礎上發展而來，兩者在各種情境及其結構具有一定的相似性［9］。 而較為遺憾的是，現有研究并未關注到挑戰性壓力源和阻礙性壓力源這2 種二維結構和不同性質的壓力源在學習領域的應用，其對個體學習倦怠的影響機制也無明確定論。 目前研究表明，當下體育碩士研究生在學習上主要面臨較大的專業理論和科研學習任務量、提升運動技能的需求、角色沖突模糊和學訓矛盾突出等壓力源［10-11］，而在上述的學習壓力源中，有些壓力源具備良性壓力的特點，有些壓力源則具備劣性壓力的特點，這與壓力二維結構理論一脈相承。 另外，體育碩士研究生在面對上述壓力源時主要采取主動性、 維持性或被動性的應對策略，從而影響其個體的學習倦怠程度［12］，那么在面對挑戰性壓力和阻礙性壓力這二維結構壓力源時會采取何種應對方式，這是否會影響學生學習倦怠的程度，是否因為個體心理的差異而存在某種調節變量，有待于深入驗證。

因此，本研究基于壓力源二維結構理論，將學習壓力源分為挑戰性學習壓力源和阻礙性學習壓力源2 種類型，擬考察挑戰性壓力和阻斷性壓力這2 種不同性質的學習壓力源與碩士研究生學習倦怠的關系及其作用機制，以期豐富學習倦怠發生機制的研究，為科學預防和干預體育碩士研究生學習倦怠、提高學習質量提供理論依據。

1 文獻綜述

1.1 挑戰—阻礙性學習壓力源與學習倦怠

目前已有較多學者針對學習壓力源與學習倦怠進行研究，認為學習壓力源會直接導致學習倦怠的發生。 但關于挑戰性壓力源和阻礙性壓力源這2 種不同性質的壓力源對學習倦怠的影響則缺少系統性的研究，本文通過研究得出挑戰—阻礙性學習壓力源之所以對學習倦怠產生影響，可能有以下2點原因。

首先，挑戰性和阻礙性學習壓力源都會影響個體積極或消極的情緒體驗，從而影響學習倦怠的發生。 一方面，根據工作要求—資源分化模型可知，個體將知覺到的壓力源類型都視為壓力性的、威脅性的，繼而引起消極的情緒體驗［13］。 而研究表明，情緒體驗等感知水平對學生的學習倦怠水平有極顯著的回歸效應，消極的情緒體驗會直接導致學生學習倦怠的發生［14］。 如體育碩士在學習專業理論和運動技能的過程中，面對學習不安全感和學習資源匱乏等壓力源時，自身容易產生情緒低落、行為不當等負面情緒，往往會伴隨著學習倦怠的發生［4］。 另一方面，挑戰性壓力源在一定條件下會促使學生產生積極的情緒體驗結果［15］。 在積極心理學視角下，學生對學習的積極情緒情感體驗又能減少學生學習倦怠的發生，即積極情緒對學習倦怠具有顯著負向影響［16］。 相反，阻礙性學習壓力源則經過人的認知評價后產生消極的情緒情感，從而產生學習倦?。?7-18］。 因此，挑戰性壓力源容易引發學生在學習領域積極的情緒體驗，從而減少學習倦怠的發生。 而阻礙性壓力源則容易引起學生產生消極的情緒體驗，從而增加學習倦怠的程度。

其次，挑戰性和阻礙性學習壓力源都會引發個體不同的態度與行為，從而影響學習倦怠的發生。 研究表明，挑戰性壓力源與阻礙性壓力源都會導致個體的應激反應，主要表現為挑戰性壓力源能夠影響學生自身的學習態度，進而減少退縮行為，阻礙性壓力源則相反，更多地通過學習態度增加了個體的退縮行為［19］。 而逃避及退縮行為是個體發生學習倦怠后最主要的外顯行為［20］。 認知交互理論也表明，個體在面對挑戰性壓力源時大多會采取問題解決導向的應對策略，如通過提高努力程度或調整態度來克服此類壓力；相反，個體在遇到阻礙性壓力源時，則容易產生消極的態度和行為［8］。 而個體的態度和行為則反映了學生的學習倦怠程度［21］。 當體育碩士研究生感知到專業理論、 科研寫作和運動技能等的學習緊迫性和較重的學習責任等挑戰性學習壓力源時，大多會采取積極的態度和行為，加大學習投入，而感知到學習的不安全感、學訓矛盾突出和角色模糊等阻礙性壓力源時，則大多采取逃避、消極的態度和應對方式，加大學習倦怠的可能性。 因此，挑戰性壓力源會引發學生積極的學習態度，采取主動的方式克服壓力，減少學習倦怠的發生。 而阻礙性壓力源則容易使產生消極的態度，增加退縮行為，從而使學習倦怠增加。

綜上所述，挑戰性壓力源會引發學生產生積極的情緒體驗，使學生更傾向于采取積極主動的態度及行為來應對壓力，從而減少發生學習倦怠的可能性。 而阻礙性壓力源則會引發學生產生消極的情緒體驗，使學生更傾向于采取退縮回避的態度及行為來應對壓力，從而增加其發生學習倦怠的可能性?；诖?，提出以下研究假設：

H1：挑戰性學習壓力源對學習倦怠有負向影響。

H2：阻礙性學習壓力源對學習倦怠有正向影響。

1.2 應對方式的中介作用

根據壓力的交互作用理論，應對方式是壓力與情緒之間的重要中介變量［22］，因此，我們認為應對方式是值得考慮的中介變量。

首先，體育碩士研究生的挑戰性和阻礙性學習壓力源與應對方式之間可能存在聯系。 現有的工作壓力研究框架已經認識到，從壓力源到壓力結果的作用過程中存在著諸如效能感、個性心理特征、壓力應對策略等眾多的緩沖或中介變量。根據認知交互理論，體育碩士研究生在面對挑戰性壓力源時大多會采取問題解決導向的應對方式，如通過提高努力程度或調整學習態度來克服此類壓力［23］，面對阻礙性壓力則傾向于選取“情緒導向”的消極應對方式，如逃避、退縮等［24］。 因此，挑戰性壓力源和阻礙性壓力源都在一定程度上激發個體不同應對方式的出現［25］。 吳國強則通過實證研究得出，挑戰性壓力源與問題導向應對策略呈顯著正相關，與情緒導向應對策略呈顯著負相關，而阻礙性壓力源與情緒導向應對策略呈顯著正相關，與問題導向應對策略的相關不顯著［13］。

其次，體育碩士研究生的應對方式與可能會與其學習倦怠程度存在著聯系。 研究表明，個體的應對方式影響著自身的學習倦怠程度［26］。 劉蓉也認為不成熟的應對方式是導致學習倦怠發生的重要原因［27］。 由于個體在面對各種應激事件時，成熟（積極）的應對方式能更有效地解決問題，減少應激引起的消極影響，從而降低了學習倦怠水平［28］，而采取回避、忍耐等消極應對方式的學生，其學習倦怠水平則越高［29］。 研究表明，體育院校學生與普通高校學生的應對方式有所差異，體育院校學生在面對困境與壓力時，更多采取解決問題和尋求幫助等積極的方式去應對當前困境，產生的倦怠感也相對較少［30］。俞靜則通過實證研究得出主動應對策略、 維持性應對策略和被動應對策略均可以較好預測學習倦怠，其中，學習倦怠與主動應對策略或維持性應對策略呈顯著的負相關，與被動應對策略呈顯著正相關［31］。 在范金剛看來，積極的應對方式與低水平的倦怠感相聯系，消極的應對方式則與高的倦怠水平相聯系［32］。 實證研究表明，應對策略在挑戰性—阻礙性壓力源和工作倦怠之間起中介作用［11］。

綜上所述及假設H1 和H2 的推導，挑戰性—阻礙性壓力源既影響個體的學習倦怠，又影響其應對方式的產生。 根據壓力認知交互理論，挑戰性—阻礙性壓力源會促使個體產生不同類型的應對方式，進而影響學生學習倦怠的發生。 由此，我們提出以下假設：

H3： 挑戰性學習壓力源通過積極應對方式的中介作用對學習倦怠有負向影響。

H4： 阻礙性學習壓力源通過消極應對方式的中介作用對學習倦怠有正向影響。

1.3 心理彈性的調節作用

作為一種情境因素，學習壓力源對學習倦怠的影響很可能受到個體因素的調節。 例如社會支持作為一種情境系統因素調節學習壓力與學習倦怠的關系［33］。 作為一種個體的心理差異，心理彈性也可能是2 者間的調節因素。 趙雯雯等在研究癌癥患者的心理彈性水平時指出，心理彈性本質上就是一種應對壓力、逆境的能力，在個體壓力危機反應中起著決定性作用，從而對個體的心理健康產生積極或消極的影響［34］。 如劉得格在研究挑戰—阻礙性壓力源與個體情緒枯竭的關系時指出，心理彈性在兩者的關系中起調節作用，對于心理彈性較低者，挑戰性壓力源會對情緒枯竭產生直接正向影響，而對于心理彈性較高者，挑戰性壓力源對情緒枯竭的直接影響不再顯著［7］。 有研究表明，高心理彈性者能夠更好地應對工作與學習壓力，具有更高的主觀幸福感和心理健康水平，從而有利于學習投入的提高［35］。 目前，大多研究也支持這樣的觀點：心理彈性對壓力與倦怠等負面情緒之間的關系起調節作用。 如花晨陽通過實證研究得出心理彈性對挑戰性壓力與離職傾向的關系具有調節作用，對于心理彈性低的個體，挑戰性壓力對離職傾向有顯著影響，而對于心理彈性高的個體，挑戰性壓力與離職傾向之間并不具有顯著影響［36］。 盧沁蕊通過調查產婦產后抑郁狀況，發現心理彈性能夠顯著調節產前感知壓力與產后抑郁的關系，尤其應關注心理彈性較低的孕產婦［37］。 沈俊偉則通過實證研究得出，高中生心理壓力、心理彈性和焦慮狀態3者之間具有顯著的相關關系，心理彈性在心理壓力與焦慮狀態之間起調節作用［38］。 夏耀鑫也認為，心理彈性在職業壓力與離職意向之間起負向調節作用［39］。 因此，心理彈性主要對壓力與倦怠等負面情緒之間的關系起調節作用。 基于上述分析，提出以下假設：

H5： 心理彈性負向調節阻礙性學習壓力源與學習倦怠的關系。

綜上，本文在提出研究假設的基礎上構建了一個有中介有調節的模型（見圖1），考察挑戰—阻礙性學習壓力源、應對策略及心理彈性與全日制體育碩士研究生學習倦怠的關系。具體來說，本研究擬考察挑戰—阻礙性學習壓力源預測全日制體育碩士研究生學習倦怠的中介（應對方式）和調節（心理彈性） 機制，揭示全日制體育碩士研究生學習倦怠的影響機制，為減少全日制體育碩士研究生的學習倦怠提供實證支持和理論指導。

圖1 應對方式的中介作用及心理彈性的調節作用假設模型圖

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

本研究采用分層抽樣法，抽取廣東省內普通高校和專業體育院校中的體育碩士研究生為調查對象，共460 人。 本文采用的調查問卷由2 種形式組成：一種是紙質版問卷，以現場當面直接發放為主，調查者簡要說明調查意圖，邀請學生當面填答調查問卷，學生填寫完問卷，然后再當面回收；另一種是電子版問卷，通過問卷星向各個網絡平臺發放調查問卷的方式進行收集，主要方式為委托他人代為發放調查問卷，由他人將調查意圖告訴學生，邀請學生們認真完成調查問卷，由他們對填寫好的問卷進行收集。 在本次的問卷調查中發放問卷460份，根據篩選原則，刪除漏題比較嚴重、較多勾選同一選項、隨意答題明顯的問卷，在回收有效問卷之后，獲得有效問卷415份，回收率為90.2%。

2.2 測量工具

2.2.1 挑戰—阻礙性壓力源量表

本研究采用Cavanaugh 等編制的量表［40］，此量表已被國內外普遍采用，量表主要由挑戰性壓力和阻礙性壓力2 個維度構成，鑒于本次調查對象為全日制體育碩士研究生，并處于理論文化學習的情境中，因此，對部分題項作適當修改與調整，共8 個題項，其中有5 個題項用于測量挑戰性學習壓力源，3 個題項用于測量阻礙性學習壓力源，均使用5 點李克特量表，5 分代表被試者完全符合，1 分代表被試者完全不符合，得分越高，表明全日制體育碩士研究生所面臨的學習壓力源就越強，該量表挑戰性壓力源的內部一致性系數為0.90，阻礙性壓力源內部一致性系數為0.86。

2.2.2 學習倦怠量表

本研究采用程陶等人針對碩士研究生人群修訂而成的量表［41］，經過對量表適當的調整，量表共9 個測題，主要分為情緒低落、行為不當和成就感低3 個維度，共9 個題項。 該量表的計分方式采用從“完全不符合”到“完全符合”的5 級記分，得分越高說明全日制體育碩士研究生的學習倦怠越強烈，其中，有4 道題項采用反向計分，分數越高，其學習倦怠感越少?？偭勘淼腃ronbach's α系數為0.834，分半信度為0.836，其次，該量表擬合指標分別為NFI=0.90，CFI=0.91，GFI=0.90，AGFI=0.88，RMSEA=0.07，說明該量表效度良好。

2.2.3 應對方式量表

本研究采用解亞寧編制的應對方式問卷［42］，該量表由7 個條目組成，共分為2 個維度，即積極應對方式，包含4 個題項，如盡量看到事物好的一面等；消極應對方式，包含3 個題項，如通過吸煙、喝酒和吃東西來解除煩惱等；該量表采用從“完全不符合”到“完全符合”的5 級記分。 該量表重測相關系數為0.89，總量表的Cronbach's α系數為0.90，積極應對量表的α系數為0.89；消極應對量表的α系數為0.87。

2.2.4 心理彈性量表

本研究采用于肖楠等人修訂的中文版 《心理韌性量表》（CD-RISC）［43］，經適當地修改后該量表包括15 個條目，包括樂觀性、自強性和堅韌性3 個維度，并5 級計分，從“完全不符合”到“完全符合”。 英文版量表的Cronbach's α系數為0.89，重測信度系數為0.87，中文版的內部一致性系數為0.91，符合心理學要求。

2.3 共同方法偏差檢驗

本研究采用匿名調查，并設定反向計分來控制偏差。 在共同方法偏差檢驗中主要采用單因子檢驗方法。 檢驗結果表明，有15 個因素特征根大于1，第一個因素解釋的累計變異量只有20.23%，顯著低于40%的臨界值，因此，本研究不具有嚴重的共同方法偏差問題。

3 研究結果

3.1 各變量的平均數、標準差和相關系數

將各變量的平均分進行相關分析，結果發現挑戰性壓力源與阻礙性壓力源呈負相關，與學習倦怠呈正相關；阻礙性壓力源與消極應對、學習倦怠呈正相關，與心理彈性呈負相關；積極應對與消極應對、學習倦怠呈負相關；消極應對與心理彈性、學習倦怠呈正相關；心理彈性與學習倦怠呈負相關（詳見表1）。

3.2 中介效應檢驗

本研究采用結構方程模型分析變量之間的關系。 首先，使用Amos 28.0 進行中介模型檢驗，利用偏差矯正的百分位Bootstrap 法，重復取樣5 000 次，計算95% 的置信區間。 由于假設模型中的潛變量均包含多個維度，每個維度又涉及多個項目，為減少誤差，先對項目進行打包，以各維度的項目均值作為各潛變量的新指標，建立了中介模型，如下圖2 所示。

圖2 學習壓力源對學習倦怠的中介機制模型

模型構建完成之后，首先檢驗模型的適配度及其擬合程度，由下表2 可知，χ2/df的值為2.648，小于3，RMSEA的值為0.063<0.08，GFI、AGFI、PGFI、IFI和CFI的值均大于0.8，綜合來看，該模型符合模型適配標準，模型擬合良好。

表2 結構方程模型擬合指數

根據表3 可知，路徑“挑戰性學習壓力源→積極應對”的標準化系數為0.363（p<0.001），表明挑戰性學習壓力源顯著正向影響積極應對方式。 路徑 “阻礙性學習壓力源→消極應對”的標準化系數為0.315（p<0.001），表明阻礙性學習壓力源對消極應對方式存在顯著正向影響。 路徑 “阻礙性學習壓力源→學習倦怠”的標準化系數為0.398（p<0.001），說明阻礙性學習壓力源對學習倦怠具有顯著的正向影響。 路徑 “消極應對→學習倦怠”的標準化系數為0.382（p<0.001），表明消極應對方式顯著正向影響學習倦怠。

表3 路徑系數估計圖

由表4 可知，挑戰性學習壓力源對學習倦怠的直接效應值為0.036，95%置信區間為［-0.082，0.047］，包含0，因此直接效應不顯著。 挑戰性學習壓力源對學習倦怠的間接效應值為-0.167，95%置信區間為［-0.233，-0.046］，不包含0，表明中介效應顯著。 挑戰性學習壓力源對學習倦怠的總效應值為-0.131，95%置信區間為［-0.111，-0.021］，不包含0，證明總效應顯著。 因此，積極應對在挑戰性學習壓力源和學習倦怠中充當完全中介作用。 阻礙性學習壓力源對學習倦怠的直接效應值為0.314，95%置信區間為［0.137，0.240］，不包含0，直接效應顯著。 阻礙性學習壓力源對學習倦怠的間接效應值為0.351，95%置信區間為［0.169，0.272］，不包含0，證明中介效應顯著。 阻礙性學習壓力源對學習倦怠的總效應值為0.665，95%置信區間為［0.261，0.443］，不包含0，證明總效應顯著。 因此，消極應對在阻礙性學習壓力源和學習倦怠中充當部分中介作用。

表4 應對方式的中介效應檢驗

表5 心理彈性調節效應檢驗

3.3 調節效應檢驗

本研究在文獻基礎的前提下，引入心理彈性作為調節變量，分析了阻礙性學習壓力源對學習倦怠的權變影響，并選擇了性別、年級和培養方向3 個變量作為控制變量。 使用的統計軟件為SPSS26.0，檢驗方法為PRCCESS。

通過表與結果可知，性別、 年級和培養方向作為控制變量，其β值和T值系數不具有顯著性（p>0.05）。 通過檢驗主效應得出，阻礙性學習壓力源對學習倦怠有著顯著的正向影響（β=0.350，p<0.001），心理彈性對學習倦怠有顯著的負向影響（β=-0.167，p<0.05）。 通過檢驗心理彈性的調節效應可知，“阻壓×心理彈性”對學習倦怠的影響為0.225（p<0.001），表明心理彈性在阻礙性學習壓力源與學習倦怠之間具有負向調節作用。 通過簡單斜率分析進一步表明，心理彈性在阻礙性學習壓力源與學習倦怠之間具有調節作用，對比高心理彈性組可知，低心理彈性組的變化更明顯，低心理彈性組的個體其阻礙性學習壓力源對學習倦怠的正向影響更強。

4 討論

4.1 挑戰—阻礙性學習壓力源與學習倦怠的關系

本研究發現挑戰性學習壓力源對全日制體育碩士研究生的學習倦怠無顯著影響，阻礙性學習壓力源對全日制體育碩士研究生的學習倦怠具有顯著正向預測作用，這與以往大部分研究結果不一致。 以往學者的研究表明，挑戰性與阻礙性壓力源對工作倦怠都具有顯著正向預測作用［44］。 也有部分學者表明挑戰性壓力源與工作倦怠并無顯著相關，而阻礙性壓力源則顯著正向影響個體的工作倦?。?5］。 而學習倦怠的概念起源于工作倦怠，2 者都基本包括了冷漠、 降低的自我效能感和耗竭等特征，具有一定程度的相似性［46］。

首先，挑戰性學習壓力源對全日制體育碩士研究生的學習倦怠無顯著影響，這可能由以下原因造成。 第一，壓力源需要經過個人的認知評估才能成為實際的壓力源，當評估個體感到無法有效應對時，壓力源就會引起確定的壓力反應，導致個體表現出倦怠的反應［47］。 而挑戰性壓力源主要指個體自身經過認知評估后有信心克服的、 能促進自身工作態度和行為向積極轉變的壓力源［48］。 激勵理論也表明，適當的壓力能激發個體更高的學習積極性和學習熱情，有利于學習動機的喚醒。因此，在體育碩士研究生的專業理論學習中，當出現較高的學習目標、 學習的時間緊迫性和較重的學習責任等挑戰性學習壓力源時，該類型壓力源在體育碩士研究生的認知評估中并不是無法有效應對，不一定會引起消極的壓力反應，而出現學習倦怠，其學習倦怠的產生也有可能是其它原因比如缺乏學習興趣等引起的［49］。

其次，研究結果還表明，阻礙性學習壓力源對全日制體育碩士研究生的學習倦怠具有顯著預測作用，這與以往的研究結果一致。 壓力源二維結構理論認為阻礙性壓力源只通過自身較難克服，如角色沖突和學習不安全感等，更多由個體所處面對的組織秩序及其結構所決定的，即使阻礙性學習壓力源在某個情境下被克服，個體很難獲得較大的成就感［50］，而低成就感是學習倦怠的基本特征之一。 Podsakoff 等根據資源保存理論指出，阻礙性學習壓力源屬于學習對個體的要求，學生需要消耗一定的資源和精力才能滿足學習要求，在資源得到補償前，個體的消極情緒反應將會一直存在，經過一定量的積累，則會產生質變，從而導致學習倦?。?1］。 因此，當體育碩士研究生出現角色沖突、學習資源匱乏、學習任務分配不清和學訓嚴重失衡等阻礙性學習壓力源時，該類型壓力源會使學生現有的資源與精力得到消耗，消極的情緒反應可能也會出現，從而減少學習熱情、削弱學習動力，加重學習倦怠的程度。

4.2 應對方式的中介作用

本研究得出，積極應對在挑戰性學習壓力源與學習倦怠的關系中起完全中介作用，即在面對挑戰性學習壓力源時個體采取積極應對的方式可以減少自身的學習倦??； 消極應對在阻礙性學習壓力源與學習倦怠中起部分中介作用，即在面對阻礙性學習壓力源時個體主要采取消極應對的方式從而加重學習倦怠。 該結果支持過程論的中心思想下的動態信息加工模型：壓力源→認知評價→應對策略→應對行動→后效（對個體的影響）［52］。 壓力的交互作用理論也表明，應對方式在個體壓力感知與情緒體驗之間起著中介作用［53］，這都說明了應對方式在學習壓力源和學習倦怠的關系中起著重要的中介作用。 前人研究表明，雖然挑戰性壓力源也會帶來壓力，但學生主動采取積極的應對方式，一旦克服相關壓力，將會獲得較強的成就感。 而當學生獲得高成就感時則會進一步降低自身的學習倦怠感［54］。 另一方面，壓力的交互作用理論中的初級評價認為，當面對壓力源時，個體會對外在情境和自身情緒體驗之間進行評估，并且決定了個體在壓力情境下會采取什么樣的應對方式［55］。 而挑戰性學習壓力源的測量過程中就包含了初次評估的過程，當體育碩士研究生處于具有挑戰性的學習環境時，其自身會評估該理論學習和運動情境可能存在的學習收益或收獲，當體育碩士研究生認為通過自身的努力，具有挑戰性的學習環境能因此得到改變時，則會采用主動積極的應對方式，來使自身的情緒體驗和學習動機得到提高，減少學習倦怠的程度。

研究結果還發現，消極應對在阻礙性學習壓力源與學習倦怠的關系中起部分中介作用。 以往研究表明，面對壓力時，個體若采用諸如逃避、自責和幻想等消極應對方式，負性學習事件便得不到有效的解決，而使個體容易陷入情緒低落等抑郁狀態［56］，而情緒低落又是學習倦怠的主要表現特征之一。 認知交互理論認為，在初級認知評價階段，個體會自我評估自身是否有能力應對壓力并采取適當的應對策略。 研究表明，當個體處于阻礙性壓力的環境時，一般會采取“情緒導向”的消極應對方式，如逃避、退縮和自責等［57］。 具體來說，當面臨阻礙性學習壓力時，體育碩士研究生會將主要的資源用于緩解壓力帶來的困擾，而為了避免過度的損耗自身的資源和精力，在自我保護的機制下，學生更傾向于采取減少對學習內容的思考和逃避學習任務等消極應對方式，在一定程度上加重了學生的學習倦怠程度。

4.3 心理彈性的調節作用

研究結果表明，心理彈性調節了阻礙性學習壓力源對學習倦怠的影響。 具體而言，學生的心理彈性越高，阻礙性學習壓力源對學習倦怠的影響關系越弱，反之則越強。 該結果支持積極行為組織學的研究成果，即不同個體面對壓力時所發生的反應及表現有著較大差異，其自身的資源及內心特征是個體克服壓力的重要影響因素［58］。 以往研究表明，心理彈性能幫助個體克服各種壓力及困難，使個體在面對壓力時能采取適當的選擇和行為［59］。 資源保護理論也認為，當個體擁有充足的資源時，更容易緩解壓力情境中自身的不良情緒，從而使用某種資源解決困境的可能性就會變大［60］。 這也在一定程度上說明，在復雜的學習環境中個體的學習倦怠程度有所不同。 本研究表明，阻礙性壓力源會對學生的學習倦怠產生正向的影響，從而對學生的心理和情緒狀態產生消極的影響，而對于心理彈性較高的個體，其擁有的個人資源越多，其面對阻礙性學習壓力源時，心理彈性中的樂觀性、堅韌性和自強性在一定程度上會減少阻礙性學習壓力源對個體學習倦怠的持續影響。 另一方面，阻礙性學習壓力源也會促使個體的心理彈性發生變化，并造成情緒枯竭［7］，對于較低心理彈性的學生來說，阻礙性學習壓力源更易造成個體的情緒枯竭，而情緒枯竭也是造成學習倦怠的主要原因和特征之一［61］。 因此，較高的心理彈性能使體育碩士研究生在面對阻礙性壓力源時更多采取積極主動的應對方式，并激發學生尋找資源和找尋他人幫助的欲望，從而減少挑戰性學習壓力源對個體心理情緒狀態上帶來的負面影響，減少體育碩士研究生的學習倦怠程度。

5 結論

綜上所述，本研究發現：1）挑戰性與阻礙性學習壓力源對學習倦怠有差異性影響。 挑戰性學習壓力源對學習倦怠無顯著影響，而阻礙性學習壓力源對學習倦怠具有顯著正向影響。2）應對方式在挑戰性與阻礙性學習壓力源與學習倦怠的關系中起顯著的中介作用。 挑戰性學習壓力源通過積極應對方式的完全中介作用對學習倦怠有負向影響，阻礙性學習壓力源通過消極應對方式的部分中介作用對學習倦怠有正向影響。3） 心理彈性負向調節阻礙性學習壓力源與學習倦怠的關系。即相對于高心理彈性的學生，低心理彈性的學生其阻礙性學習壓力源對學習倦怠的正向影響更強。