體育課堂學習情境下尷尬情緒對體育學習倦怠的影響：羞怯與青少年社交焦慮的鏈式中介作用

王 悅 陳經(jīng)龍

(1.吳家山第四小學 體育教研室，湖北 武漢 430040；2.?？谑形逶春訉W校 體育教研室，海南 海口 570100)

尷尬作為一種明顯的情感反應,[1]是伴隨公共社會困境而產(chǎn)生的一種令人窘迫、難堪、懊惱的厭惡性的情緒狀態(tài)，具體表現(xiàn)為尷尬主體會出現(xiàn)臉紅、別扭、緊張、難為情、不知所措等行為表現(xiàn)。[2]研究表明，尷尬伴隨著問題逃避、沉默、憤怒等行為表現(xiàn)，如逃避社交，避免公共場合，易產(chǎn)生社交恐懼，誘發(fā)焦慮、憤怒等其它負性情緒，同時還可能影響個體的正確決策等。[3]

學習倦怠是指學生由于承受長期的學習壓力或沒有達成預期的學習目標而產(chǎn)生的消極情緒和負面態(tài)度，主要表現(xiàn)為精力耗竭、對學習缺乏熱情、人際關系冷漠、情感疏離等。[4]研究發(fā)現(xiàn)，學生參加體育活動的次數(shù)和強度隨著年齡的增長而逐漸降低，特別是在進入青春期后，下降趨勢愈發(fā)明顯。[5]中學生體育學習時的倦怠心理已經(jīng)成為體育課堂學習亟待解決的問題之一。

羞怯是指個體在社會交往中產(chǎn)生的焦慮情緒和抑制行為，如緊張、不適、躲避注視等。[6]國內(nèi)學者認為羞怯是人際交往情境中個體體驗到或者表現(xiàn)出的種種緊張不安和不適，如焦慮、不敢直視對方的主觀體驗和行為上的抑制與回避，同時還伴隨著臉紅、心跳加快、呼吸急促等明顯的生理特征及某些消極的認知，[7]是目前社會中常見的一種損害個體社會功能，影響面極廣的心理問題。[8]傳統(tǒng)觀點認為，害羞多被視為一種人格特質(zhì)，伴有社交焦慮和抑制性行為。研究表明，處于青春期的中學生更容易體檢到羞怯情緒，[9]且羞怯水平有明顯的上升趨勢，[10]如若不加以正確的引導和矯正，可能會發(fā)展成為心理障礙，損害中學生的心理健康，嚴重的還會影響青少年正常的人際交往、學習與生活。

社交焦慮是一種常見的負性情緒問題，是個體在社交場合中，感受到他人的關注時，內(nèi)心產(chǎn)生明顯而持久的害怕，同時伴有臉紅、出汗、顫栗、惡心和注意力不集中等植物性神經(jīng)功能紊亂的癥狀。[2]社交焦慮程度較高的人會避免他人的凝視，表現(xiàn)出較少的面部表情，并且在發(fā)起和保持對話時表現(xiàn)出扭捏、困難和回避。研究表明，初中生是較容易產(chǎn)生社交焦慮的群體，[11]這是由于初中生隨著自我意識的不斷覺醒，開始產(chǎn)生更多的自我關注，并過度關心自己在他人心中的形象，[12]甚至可能會引發(fā)一系列的人際交往問題。[13]國外研究表明尷尬對個體的認知和行為都會產(chǎn)生不良影響，如社交焦慮[14]、消極的自我評價[15]等。國內(nèi)學者趙建芳(2016)也認為尷尬時常伴隨著問題逃避、沉默、憤怒等行為表現(xiàn)，如逃避社交，避免公共場合，易產(chǎn)生社交恐懼等負性情緒。[16]

羞怯作為一種持久的個人特質(zhì)，它的內(nèi)涵時常圍繞著個體的社交回避或行為抑制而展開。研究表明羞怯得分高的個體普遍缺乏自信，高羞怯的個體似乎比較懷疑自己在社交場合中的能力。[17]劉寅伯(2012)通過研究表明羞怯的個體由于缺乏較好的溝通能力，導致不良的同伴關系，所以羞怯個體為了避免尷尬從而會減少與同伴的交往，從而最終影響同伴關系的建立。[18]由此可見，尷尬與害羞、社交焦慮之間具有緊密的相互關系。從心理生理學層面來看，害羞、尷尬和社交焦慮都與自我神經(jīng)系統(tǒng)中交感、副交感神經(jīng)激活有關。[19]甚至有學者認為害羞是一個連續(xù)的維度，尷尬是羞怯在特定情境中體驗到的短暫的、輕微的情緒狀態(tài)；而社交焦慮則是比較嚴重的羞怯程度。[20]綜上所述，本文提出如下假設：假設1：尷尬情緒正向預測體育課堂學習倦怠。假設2：羞怯是尷尬情緒與體育課堂學習倦怠之間的中介變量。假設3：青少年社交焦慮是尷尬情緒與體育課堂學習倦怠之間的中介變量。假設4：羞怯與青少年社交焦慮在尷尬情緒與體育課堂倦怠之間存在鏈式中介作用。

1 調(diào)查對象與研究方法

1.1 調(diào)查對象

本研究在湖北、海南、陜西、四川、山東等地共抽樣調(diào)查了1104名中學生，收回問卷1089份，回收率為98.64 %，剔除有明顯矛盾答案的問卷、有三個以上遺漏題目的問卷、有明顯偏好的問卷，最終有效問卷共1013份，其中，男性546人(53.9%)，女性467人(46.1%)；初一學生74人(7.3%)，初二學生602人(59.4%)，初三學生324(32%)，高一學生13人(1.3%)；10-12歲的學生2人(0.7%)，13-15歲的學生294人(97%)，16-18歲的學生7人(2.3%)；獨生子女407人(40.2%)，非獨生子女606人(59.8%);單親家庭202人(19.9%)，非單親家庭811(80.1%)；城鎮(zhèn)學生659人(65.1%)，農(nóng)村學生354人(34.9%)。

1.2 研究工具

1.2.1 中學生體育課堂情境下尷尬情緒啟動自評量表

本研究在國內(nèi)外學者研究的基礎上，自編了《中學生體育課堂情境下尷尬情緒啟動自評量表》，具體做法是研究者首先依據(jù)一線體育教學實踐經(jīng)驗，自編體育課堂情境中出現(xiàn)的尷尬事件，再通過對學生進行現(xiàn)場發(fā)放和收回問卷的形式，了解學生的實際情況，最后針對調(diào)研結果，采用Likert7點評分法整理成中學生通俗易懂的測量量表。經(jīng)SPSS檢驗發(fā)現(xiàn)，該量表的a系數(shù)為0.933，KMO=0.854，Bartlett球形度檢驗為3443.404，因子提取為1，解釋了83.396的總變異數(shù)。利用Amos軟件進行驗證性因素分析，結果發(fā)現(xiàn)：GFI=0.984，AGFI=0.922，NFI=0.991，IFI=0.911，CFI=0.991，SRMR=0.013。綜上所示，中學生體育課堂情境下尷尬情緒啟動自評量表具有較好的信度和效度。

1.2.2 中學生體育課堂學習倦怠量表

5.攻堅克難，多種措施共同推進。一是省局不定期聯(lián)合省國土廳召開土地確權發(fā)證工作專題協(xié)調(diào)會，共同協(xié)商下一步工作計劃，召集農(nóng)場面對面研究商討，針對癥結查找出解決辦法，聯(lián)動推進。二是省局多次與省國土廳組成督查組對全省9市進行專項督查，重點督促各市工作進展，幫助協(xié)調(diào)各類糾紛調(diào)處工作，現(xiàn)場研究解決確權工作中遇到的問題，做到有的放矢。三是省國土廳、財政廳、農(nóng)業(yè)廳聯(lián)合發(fā)文，分別建立山西農(nóng)墾國有土地使用權確權登記發(fā)證工作進度月報和周報制度，全面掌握全省農(nóng)墾國有土地使用權確權登記發(fā)證工作進度，便于及時做出針對性措施。

本研究參考姜斌[21]、吳彬[22]以及楊波[23]等關于中學生這一群體體育學習倦怠的相關研究，結合一線體育教學實踐經(jīng)驗，采用操作性定義的方法，整理形成了中學生體育課堂學習倦怠量表。該量表共有7個題目，3個維度，分別是成就感低、情緒或體力耗竭、運動負評價，采用Likert7點評分法。對本問卷進行信度和效度檢驗，結果表明問卷的a系數(shù)為0.834，KMO=0.866，Bartlett球形度檢驗為2256.937，因子提取為3，解釋了72.627%的總變異數(shù)。驗證性因素分析結果為:GFI=0.961，AGFI=0.922，NFI=0.937，IFI=0.943，CFI=0.943，SRMR=0.0427。由此可見，修改后的量表即中學生體育課堂學習倦怠量表具有較好的信度和效度。

1.2.3 羞怯

Cheek和Buss認為羞怯是社交焦慮的一種形式，將羞怯定義為在他人面前感到不自在及受抑制，并編制了羞怯量表(Shyness Scale)[24]，該量表共13個題目，采用5點評分法?！缎咔恿勘怼窚蚀_地評價社交場合中個體的焦慮和行為抑制兩部分，而不是僅僅測量情緒本身，但行為抑制是與情緒密不可分的，不可單獨剝離出來，因此該量表只有一個整體因子“羞怯”，這符合本研究對羞怯的定義?；诖耍狙芯恳試馐褂梅浅V泛的羞怯量表作為藍本，針對一線體育教學的實踐經(jīng)驗對該量表進行了調(diào)整，調(diào)整后的問卷采用Likert7點評分法，共有7個題目，因子提取為1，解釋了57.491%的總變異數(shù)。對修改后的量表進行信度和效度檢驗，結果表明a系數(shù)為0.876，KMO=0.892，Bartlett球形度檢驗為3109.605。驗證性因子分析表明：GFI=0.952，AGFI=0.904，NFI=0.944，IFI=0.948，CFI=0.948，SRMR=0.041。由此可見，修改后的羞怯量表具有較好的信度和效度。

1.2.4 青少年社交焦慮量表

簡化青少年社交焦慮量表(SPAI-B)由Luis Joaquin Garcia-Lopez[25]等人編制，后經(jīng)劉麗[26]等改編成中文版，共16個條目，分別從評價行為、評價認知和評價軀體化癥狀三個方面進行青少年社交焦慮評估，總分越高說明焦慮癥狀越明顯。本研究在中文版的青少年社交焦慮量表的基礎上，根據(jù)實際情況稍作修改，對修改后的量表進行信度和效度檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，修改后的青少年社交焦慮量表a系數(shù)為0.922，KMO=0.924，Bartlett球形度檢驗為6969.461，修改后的量表共11個條目，因子提取為3，解釋了75.068%的總變異量。驗證性因子分析表明：GFI=0.762，AGFI=0.642，NFI=0.811，IFI=0.816，CFI=0.815，SRMR=0.0791。由此可見，修改后的青少年社交焦慮量的信度和效度尚可接受。

1.3 研究方法

采用SPSS20.0和Amos24.0對數(shù)據(jù)進行分析，統(tǒng)計方法包括描述性統(tǒng)計、相關分析、回歸分析和結構方程模型分析。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差檢驗

為減少共同方法偏差問題，本研究采用匿名問卷調(diào)查法、標準化施測、平衡項目施測等控制方法。[27]在確定有效數(shù)據(jù)后，采用Harman單因子檢驗法[28]進行共同方法偏差檢驗分析，結果顯示，在未旋轉的情況下，得到特征根植大于1的因子有5個，第一個因子解釋變異量為34.894%，小于40%的臨界值，表明共同方法偏差對本研究影響較小。

2.2 研究變量的描述性統(tǒng)計及相關分析

表1 描述統(tǒng)計量及相關分析

2.3 體育課堂情境下尷尬情緒對課堂學習倦怠的回歸分析

以中學生體育學習情境下尷尬事件引起的尷尬情緒為自變量，以體育課倦怠及其三個因子(身心耗竭、低成就感、運動負評價)為因變量，采用進入法進行回歸分析。如表2所示：在控制了其它變量之后，尷尬情緒能夠獨立地顯著正向預測體育課堂倦怠(B=0.080，P<0.0001)。此外，尷尬情緒還可以獨立地顯著正向預測身心耗竭維度(B=0.095，P<0.001)、低成就感(B=0.151，P<0.001)、運動負評價(B=0.027，P<0.001)。此外，比較β值可以發(fā)現(xiàn)，尷尬對體育課堂倦怠的標準化回歸系數(shù)是0.080，而就體育課堂倦怠的三個維度而言，尷尬情緒對低成就感維度的預測作用最強(β=0.165)，其次是身心耗竭(β=0.107)，最后是運動負評價(β=0.028)。綜上，研究假設1成立。

表2 尷尬事件對體育課堂學習倦怠的回歸分析

2.4 鏈式中介效應檢驗

Bootstrap法(Bia-corrected Percentile Bootstrap Method)是在原始數(shù)據(jù)內(nèi)做有放回的再次抽樣，并以抽取等樣本數(shù)據(jù)對中介效應進行檢驗的方法。[29]已有研究證明，偏差矯正的百分位Bootstrap法在做中介效應顯著性檢驗時比傳統(tǒng)的中介效應檢驗力度都要更高、更嚴格。[30]因此本研究通過抽取5000個樣本估計中介效應的95%置信區(qū)間對中介效應進行檢驗，如果中介效益95%的置信區(qū)間不包括0，表示中介效應顯著；反之，則表示中介效應不顯著。

本研究以中學生體育學習情境下尷尬事件引起的尷尬情緒為自變量，以體育課倦怠為因變量，在控制人口學變量的條件上，利用Hayes[31]編制的SPROCES程序中的模型6，采用偏差校正的百分位Bootstrap法檢驗羞怯和青少年社交焦慮在體育課堂尷尬情緒對學習倦怠的鏈式中介效應。如表3所示，總效果95%的置信區(qū)間(0.031，0.129)不包含0，說明總效果存在；總間接效果95%的置信區(qū)間(0.079，0.133)也不包含0，表明總間接效果也存在。中學生體育課堂情境下尷尬事件引起的尷尬情緒對體育課堂倦怠的間接效果共有3條中介路徑，具體是：1)尷尬情緒→羞怯→體育課堂倦怠中介路徑的95%的置信區(qū)間(0.019，0.062)不包含0，表示羞怯在尷尬情緒和體育課堂倦怠之間的中介效應存在；2)尷尬情緒→羞怯→社交焦慮→體育課堂倦怠鏈式中介路徑的95%的置信區(qū)間(0.024，0.057)也不包含0，則表示羞怯及青少年社交焦慮在尷尬情緒和體育課堂倦怠之間的鏈式中介效果存在；3)尷尬情緒→社交焦慮→體育課堂倦怠中介路徑的95%的置信區(qū)間(0.013，0.048)同樣不包含0，表示青少年社交焦慮在尷尬情緒和體育課堂倦怠之間的中介效果同樣存在。然而，如表3所示，尷尬情緒對體育課堂倦怠的直接路徑的95%的置信區(qū)間(-0.072，0.022)包含0，表示直接效果檢驗不顯著。因此，羞怯在尷尬情緒和體育課堂倦怠之間起完全中介的作用，假設H2成立；青少年社交焦慮在尷尬情緒和體育課堂倦怠之間也起到了完全中介的作用，假設3成立；羞怯及社交焦慮在尷尬情緒對體育課堂倦怠起到鏈式中介的作用，假設H4成立。

表3 中介效應檢驗

此外，由表3可知道，中介效應路徑1的點估計值是0.038，占總間接效果的36.190%；中介效應路徑2的點估計值是0.039，占中間接效應的37.143%；而中介效應路徑3的點估計值是0.028，占總間接效應的26.667%，由此可見，由尷尬情緒→羞怯→社交焦慮→體育課堂倦怠所產(chǎn)生的鏈式中介效應占總間接效應的比重(37.143%>36.190%>26.667%)更大，同時也說明了相比羞怯和社交焦慮分別在尷尬情緒對體育課堂倦怠的中介效果而言，羞怯-社交焦慮在尷尬情緒和體育課堂倦怠之間所產(chǎn)生的鏈式中介效應影響力更大。

最后，數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，特定間接效果1和2之間95%的置信區(qū)間(-0.029，0.028)包含0，表明間接效果1和間接效果2之間的差異沒有達到顯著性水平；同樣，間接效果1和3、間接效果2和3之間95%的置信區(qū)間(-0.022,0.043；-0.008,0.032)也包含0，表明特定的間接效果1和3、2和3之間的差異沒有達到顯著性水平。綜上可以得出結論在特定的間接效果之間的差異性比較中，間接效果的差異值均沒有達到顯著性水平。

為了清晰明了地揭示體育課堂情境下尷尬事件所引起的尷尬情緒對體育課堂學習倦怠的影響機制，研究者利用Amos軟件，同樣采用Bootstrap法對羞怯及青少年社交焦慮在體育課堂尷尬情緒和體育課堂學習倦怠之間的鏈式中介效應再次進行檢驗，如圖1所示。中介效應結構方程模型的擬合度指標如下：GFI=0.834，AGFI=0.805，NFI=0.866，IFI=0.884，CFI=0.884，SRMR=0.0535，這表明該中介效應的擬合度指標比較合適。

圖1 鏈式中介效應

3 討論

3.1 體育課堂情境下尷尬情緒對課堂學習倦怠的回歸分析

由表2可知，體育課堂學習情境下中學生尷尬情緒能夠顯著地正向預測課堂學習倦怠。從情緒的效價來看，尷尬屬于一種令人感到不愉快的負性情緒，[32]并往往伴隨著社交焦慮等情緒體驗，[16]因此人們會盡可能地避免可能陷入尷尬的情境或引發(fā)尷尬的行為。[33]研究表明當身體與心理受情感或情境沖擊的時候，人體機能就會產(chǎn)生失調(diào)或出現(xiàn)耗竭的情況，然而負面的工作態(tài)度和行為會直接導致學習效率的下降。[34]此外，Schaufeli等認為倦怠是產(chǎn)生于人際關系和組織水平上的社會交換中互惠關系的喪失。[35]由此可見，尷尬情緒和學習倦怠之間確實存在著某種相關的關系。表1表明，尷尬情緒與學習倦怠以及學習倦怠的三個維度都呈中度以上的正相關。實際上，一線體育教學經(jīng)驗也表明體育課中的尷尬情緒會引起學生許多的負面情緒，這些消極的情緒不僅會影響個體本身的學習體驗，還會影響到其他學生的學習效果。良好的體育課堂需要參與者的共同努力，體育教學過程中的師生互動、生生互動是良好體育課堂的關鍵。在體育學習情境下，教師作為課堂學習的組織者、管理者和引導者，應當盡量避免課堂尷尬情緒的產(chǎn)生，營造良好的體育課堂學習環(huán)境，創(chuàng)建良好師生關系和生生關系，從而避免學生由于尷尬情緒的出現(xiàn)而影響學生體育課堂的參與情況。

3.2 中介效應

研究發(fā)現(xiàn)害羞者更易體驗到尷尬和社交焦慮。大量研究表明，羞怯個體常表現(xiàn)出高孤獨感[36]、社交焦慮[37]、同伴師生關系不良[38]、較差學術參與[39]等各種學校適應不良的問題。也有學者認為，害羞與尷尬是社交焦慮的不同層面?？傊?，尷尬情緒、羞怯和社交焦慮之間具有復雜的相互關系。

本研究以中學生體育學習情境下尷尬事件引起的尷尬情緒為自變量，以青少年社交焦慮為因變量，以羞怯為中介變量，在控制人口學變量的條件上，利用SPSS PROCESS插件，選擇Model4模型，采用偏差校正的百分位Bootstrap法檢驗羞怯在體育課堂尷尬情緒和青少年社交焦慮之間的中介效應。結果顯示，總效果95%的置信區(qū)間(0.031；0.129)不包含0，說明總效果存在；直接效果95%的置信區(qū)間(-0.044；0.050)包含0，表明直接效果不存在；間接效果95%的置信區(qū)間(0.054；0.104)不包含0，說明間接效果存在。由此表明，羞怯在尷尬情緒和青少年社交焦慮之間起到完全中介的作用。這一研究結果也再次揭示了尷尬、羞怯與社交焦慮之間的作用機制，也即：尷尬情緒通過產(chǎn)生羞怯心理從而使學生產(chǎn)生負面的自我評價，最終導致社交焦慮，影響中學生良好人際關系的建立。此外，當以羞怯為自變量，以體育課倦怠為因變量，以青少年社交焦慮為中介變量，在控制人口學變量的條件上，利用SPSS PROCESS插件，選擇Model4模型，采用偏差校正的百分位Bootstrap法檢驗青少年社交焦慮在羞怯和體育課堂倦怠之間的中介效應。結果顯示，總效果95%的置信區(qū)間(0.295；0.403)不包含0，說明總效果存在；直接效果95%的置信區(qū)間(0.095；0.247)不包含0，表明直接效果存在；間接效果95%的置信區(qū)間(0.118；0.240)不包含0，說明間接效果存在。這表明，羞怯不僅會對體育課堂倦怠產(chǎn)生直接效果，而且青少年社交焦慮在羞怯和體育課堂倦怠之間起到部分中介效果的作用。

學習倦怠是學生由于長期以來的課業(yè)負擔所引發(fā)的一系列負面態(tài)度。[4]實際上，課業(yè)負擔是指與在校生學習活動有關的各種負擔，包括主體以外的客觀環(huán)境因素構成的學習負擔，也包括主體精神因素構成的學習負擔。[40]學生在體育課堂學習中由于學業(yè)負擔而產(chǎn)生的負面情感也是造成學生課堂學習倦怠的重要因素。尷尬作為一種負性的情感反應，因其而帶來的羞怯和青少年社交焦慮等消極的情緒體驗將給中學生帶來不可忽視的精神沖擊和心理負擔?；诖?，采取必要的防范措施預防尷尬情緒的產(chǎn)生對初中體育課堂而言十分必要且重要。Sabini指出誘發(fā)尷尬情緒的情境至少有如下三種：①舉止失態(tài)；②成為關注焦點；③威脅到他人的社會身份。[41]研究表明，當個體成為他人關注的焦點時即使沒有犯錯也同樣會產(chǎn)生尷尬情緒。[42]例如當所有的人都盯著你看，即使是出于好的原因，沒有違反道德，仍會使人尷尬。[43]事實上，處于青春期的中學生在體育課堂中突遇舉止失態(tài)、成為焦點等尷尬的事件不在少數(shù)，比如在全班面前得到表揚或批評時、在全班面前展現(xiàn)自己的體育技術時、技術動作不太雅觀時等一些情況都有可能引起學生的尷尬情緒。這些尷尬情緒如果沒有及時地幫助學生化解和處理，有可能會伴隨學生的體育課堂學習，導致他們出現(xiàn)羞怯、社交焦慮等負面情緒，從而產(chǎn)生消極參與體育課堂的心態(tài)和行為，甚至會產(chǎn)生學習倦怠。

4 結論

1)尷尬情緒、羞怯、青少年社交焦慮以及體育課堂學習倦怠四個變量兩兩之間具有中度以上的相關關系。

2)體育課堂情境下羞怯在尷尬情緒和青少年社交焦慮之間起完全中介的作用；青少年社交焦慮在羞怯和體育課堂倦怠之間起到部分中介的作用。

3)體育課堂情境下尷尬事件引起學生的尷尬情緒不僅可以正向預測體育課堂學習倦怠，還可以通過三條中介路線對體育課堂倦怠產(chǎn)生間接效果。具體是尷尬情緒通過羞怯對體育課堂倦怠產(chǎn)生完全中介效果；尷尬情緒通過社交焦慮對體育課堂倦怠產(chǎn)生完全中介效果；尷尬情緒還可以通過羞怯及青少年社交焦慮對體育課堂倦怠產(chǎn)生鏈式中介效果。