采用方便取样法，以福州市2所小学、泉州市1所小学五、六年级学生为调查对象，共选取240名被试，最终收回有效问卷196份，有效回收率为81.6%。被试的基本情况见表1。

表1. 被试的基本信息(N = 196)

采用《青少年心理韧性量表》 [ 8 ] 、《青少年学业倦怠量表》 [ 9 ] 、《自尊量表(Self-Esteem Scale, SES)》 [ 10 ] 进行测量。以上量表均为自陈量表，其中，《青少年心理韧性量表》和《青少年学业倦怠量表》采用五级评分制，《自尊量表(SES)》采用四级评分制。量表得分越高，表示对应的能力、程度或水平越高。

将人口统计学信息表、《青少年心理韧性量表》《青少年学业倦怠量表》《自尊量表(SES)》进行排版，编写统一指导语及注意事项。集体施测，被试匿名作答。受疫情影响，一部分样本由研究者进入学校对学生集中施测，而另一部分则通过网络问卷形式由学校教师发布施测。

数据回收后，采用SPSS 20.0统计软件进行数据录入，剔除规律作答和漏题超过2项的数据，缺失值使用序列均值填充。主要运用描述性统计、相关分析及层次回归分析等统计方法对数据进行分析处理。Harman单因子检验结果显示该研究共同方法偏差对本研究结果的影响不大。

196名小学生自尊水平平均得分为(M = 2.98 ± 0.59)分，显著高于中间值2.5分(t = 11.529, p < 0.001)心理韧性平均得分(M = 3.52 ± 0.63)分，显著高于中间值3分(t = 11.612, p < 0.001)；学业倦怠平均得分(M = 2.24 ± 0.72)分，显著低于中间值3分(t = −14.844, p < 0.001)。相关分析结果显示，学业倦怠与心理韧性存在显著负相关(r = −0.801, p < 0.01)，与自尊存在显著负相关(r = −0.676, p < 0.01)。心理韧性与自尊存在显著正相关(r = 0.760, p < 0.01)。

对自尊、心理韧性和学业倦怠在性别、生源地和学生干部经历三个人口学变量上的差异进行多因素方差分析。结果见表2。

表2. 性别、学生干部经历、生源地多因素方差分析

多因变量方差分析结果显示，在自尊、心理韧性和学业倦怠上，学生干部经历、生源地和性别不存在交互作用，且两两之间交互作用也不显著。学生干部经历对自尊和学业倦怠主效应不显著，对心理韧性主效应显著，学生干部学生的心理韧性水平(3.70 ± 0.68)显著高于非学生干部学生的心理韧性水平(3.39 ± 0.56)。生源地对自尊和学业倦怠的主效应显著，对心理韧性的主效应不显著。城镇学生的自尊水平(3.04 ± 0.60)显著高于农村学生的自尊水平(2.81 ± 0.52)，而城镇学生的学业倦怠(2.16 ± 0.76)则显著低于农村学生的学业倦怠(2.48 ± 0.53)。性别对自尊、心理韧性和学业倦怠的主效应均不显著。

由相关分析结果可知小学高年级学生在心理韧性、学业倦怠与自尊三个变量上两两间均存在显著的相关。为了进一步探讨心理韧性和自尊对学业倦怠的影响，以自尊和心理韧性的各维度为自变量，以学业倦怠总分为因变量，进行逐步多元回归分析，分析结果见表3。

表3. 学业倦怠对自尊及心理韧性各维度的逐步多元回归分析

逐步多元回归分析结果表明，6个自变量中目标专注、情绪控制、人际支持、家庭支持和自尊5个自变量进入回归方程模型，并且具有显著意义。这5个预测变量的多元相关系数为0.818，联合解释学业倦怠的变异量为0.669，说明这5个自变量对学业倦怠有显著的负向预测作用，可以解释学业倦怠66.9%的变异量，拟合度良好，其回归方程为：y = 86.863 − 1.004 × 目标专注 − 0.46 × 情绪控制 − 0.329 × 人际支持 − 0.376 × 家庭支持 − 0.267 × 自尊。

以自尊为中介变量，检验自尊在心理韧性与学业倦怠间的中介作用。建立学业倦怠(Y)对心理韧性(X)、自尊(M)对心理韧性(X)、学业倦怠(Y)对心理韧性和自尊(M) 3个回归方程，依次进行检验，结果达到显著性水平，而且自尊引人后，学业倦怠对心理韧性的标准回归系数由−0.801提高到了−0.679，说明存在部分中介效应。中介效应占总效应之比为0.76 × (−0.16)/(−0.801) = 15.23% (见表4)。

表4. 学业倦怠对心理韧性、自尊对心理韧性、学业倦怠对心理韧性和自尊的回归分析

研究结果显示，小学高年级学生的心理韧性总均分为3.52 ± 0.63，心理韧性整体上呈良好水平；小学高年级学生的学业倦怠总均分为2.24 ± 0.72，倦怠水平较低，说明小学生的学业倦怠现状尚且较为乐观；在自尊方面，小学高年级学生的自尊水平整体上表现良好。研究结果与何键的研究结果 [ 11 ] 不一致。其原因可能有二：一方面，2012年《中华人民共和国精神卫生法》颁布以来，国民的心理健康越来越得到重视，同时，随着学校教学设施的不断完善，学生的生活、学习条件得以改善，学校心理健康教育也得到了良好发展。本研究与前人研究结果不一致，可能正是我国心理健康教育不断发展完善所取得的成效。另一方面，本次研究的样本大部分来自城镇，以往研究表明，城镇学生的积极心理健康水平较农村学生的心理健康水平更高 [ 12 ] ，而心理韧性和自尊作为积极心理因子，与积极心理健康密切相关。城镇学生和农村学生在心理韧性、自尊水平和学业倦怠上的差异，以及研究抽样的不平衡可能对研究结果有所影响。此外，虽然研究中小学生学业倦怠得分的总体平均分低于中间值，但结果显示仍然有一部分学生存在学业倦怠，需要学校教师予以关注和重视。

研究发现，不同生源地学生在学业倦怠和自尊上有显著的差异，具体表现于农村学生的学业倦怠显著高于城镇学生，其自尊则显著低于城镇学生。这一结果与徐馨的研究结果一致 [ 13 ] 。农村学生成长的社会环境较城镇学生差，农村小学的心理健康教育建设水平可能比城市小学低，农村学生家长提供给孩子的物质支持和精神支持较城镇学生家长而言也更少。因而，当遇到困难和挫折时，城镇学生比农村学生获得更多的社会外部支持力，学生的自尊和效能感都能够得到较好的保护和发展，这也使得城镇学生的自尊水平得以提升，学业倦怠风险则有所降低。

本研究中，小学生群体中学生干部与非学生干部在心理韧性水平上存在差异，表现为学生干部在心理韧性得分高于非学生干部心理韧性得分。这与赵瑞芳的研究结果相符 [ 14 ] ，分析其原因，可能在于学生干部在担任班干部期间会遇到各种各样的问题和挫折，当面对困难时，学生干部需要承担起责任积极主动去探寻解决问题的方法，在这个过程中，学生干部更能够锻炼自身的情绪控制能力，也能够获得教师、家长以及同伴的支持和激励，因而在解决困难的过程中锻炼了自身的心理韧性，而在成功解决问题后，学生也更容易获得他人的肯定以提升其自我效能感、增加积极认知，又进一步提高了心理韧性水平。

小学高年级学生心理韧性和学业倦怠在总分及各个维度上呈现显著的负相关，心理韧性对学业倦怠有负向预测作用，该结果与以往研究结果一致。学业倦怠最初是学生在学习压力下遇到学习挫折而引发的心理不适，并逐渐发展为倦怠感。而心理韧性作为个体的天生潜能 [ 15 ] ，能够使个体在成长的过程中获得越来越多的积极力量，从而在面对挫折、逆境时保持较好的心理状态 [ 16 ] ，同理，高心理韧性的学生能够有效地应对学习压力和学习挫折，当遇到学习困难时更容易摆脱困境，产生较少的学业倦怠。因此，心理韧性能够有效地预测学习倦怠。

回归分析结果显示，心理韧性的5个维度中，目标专注、情绪控制、人际支持、家庭支持4个维度进入了学业倦怠的回归方程，对学业倦怠有着显著的负向预测作用。对各维度进一步回归分析结果表明，在学习过程中同伴和教师提供的人际支持、学生自身的情绪控制能力和目标专注水平能够有效地降低学业疏离，人际支持和情绪控制也能够有效降低学生的身心耗竭水平，而除了目标专注和情绪控制能够负向预测学生的低成就感以外，家庭支持和积极认知也能够提升学生的成就感。这可能是由于家庭和人际支持能够为学生提供更多的解决问题的渠道从而增加学生的成功体验，而积极的认知也能够帮助学生在面对学业挫折时，及时有效地调整自身的情绪状态，采取积极的行为措施来面对挫折，降低挫折感、增强成功体验，从而使学生的成就感得以提高，学业倦怠的可能性就下降。

由此可见，在学校心理健康教育中，对学生树立学习目标、建立积极认知、觉察和控制情绪以及处理人际关系等方面加以指导和疏通是十分必要的。此外，加强家校合作，建立家校沟通渠道，家长能够及时有效地了解学生学习状态、提供家庭支持也能够有效地帮助学生降低学业倦怠。

本研究发现小学高年级学生自尊在心理韧性和学业倦怠之间起部分中介作用，这说明小学高年级学生心理韧性通过两条路径影响学业倦怠：1) 心理韧性会直接影响学业倦怠；2) 心理韧性通过自尊间接影响学业倦怠。自尊是个体对有关自我价值的积极的评价与体验，是在他人对其社会角色的评价基础上产生的 [ 17 ] 。低心理韧性的个体往往拥有消极的自我表征，伴随着较低的积极认知和效能感，影响着个体的自我接纳水平和人际关系，进而导致个体的低自尊水平，而低自尊水平又会反过来影响学生的心理韧性水平 [ 18 ] 。同时，低自尊水平还会进一步影响个体的效能感，往往会导致学生对待学业压力和挫折时有着较高的学业疏离和身心耗竭，产生高学业倦怠。因此，学校健康教育既可以通过提升小学生的心理韧性，降低其学业倦怠水平，还应当重视培养小学生的自尊意识，可以通过提高其自尊水平降低其学业倦怠水平。这对预防潜在的学业倦怠问题有着重要的意义。