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1 引言

唐代韩愈的《进学解》中写道“业精于勤，荒于嬉;行成于思，毁于随”，阐述了“学业因玩乐而荒废”的道理。由此可见，在中国的传统文化中，玩乐和勤学被认为是对立的概念。那么玩乐是否一定会导致学业荒废呢？梳理现有文献发现，玩兴这一积极心理特质蕴含了“玩乐”的含义。“玩兴”最早由韦伯斯特（Webster，1953）进行界定，即“在休闲或游戏中所具有的发自个人内部的态度”。现有文献中玩兴和学习的关系有两种观点：第一种观点认为玩兴使学生更投入学习[1]；第二种观点认为玩兴控制不当也会出现负面影响[2]。可见，学者们对玩兴和学习关系的认识仍存在着争议。作为学习效果的直接体现，学业成就是评价高等教育教学效果、育人成效以及学生全面发展状况的一项有效指标[3]。那么，玩兴对学业成就究竟有何影响效果？这其中的黑箱和边界机制又是如何呢？

以往研究根据成就动机理论，发现玩兴对成就动机产生影响[4]，而成就动机又会促进学业成就的提升[5]，而玩兴能够使个体从应激状态中脱离出来保存个体资源（如时间、精力），从而从应激中获得恢复[6]。然而，当前有关玩兴和学业成就关系的研究却未从资源保存理论的角度进行讨论。个体通过玩兴获得更多的资源（如时间、精力），从而投入到学习中，进而获得学业成就。这里所描述的个体从应激中恢复的心理过程就是恢复体验[7]。因此，本研究引入恢复体验作为玩兴和学业成就之间的中介变量。另外，根据特质激活理论，特质的效应在逆情境下更容易激发出来，作为一种特质，玩兴的效应在何种情境下更容易激发呢？已有研究认为个体对完美主义的追求，会造成时间、精力等资源的损耗，个体无法通过恢复体验完成资源的恢复[8]。生命意义与完美主义显著正相关[9]，个体的生命意义感越高，越容易追求完美主义，从而越难获得恢复体验。由此，本研究引入生命意义感作为玩兴和恢复体验之间的调节变量。

基于以上分析，本研究从资源保存理论和特质激活理论的视角出发，引入恢复体验作为中介变量，生命意义感作为调节变量，从而回应了玩兴和学业成就关系的争议，相关研究结果可以为当代高校提高人才培养质量提供建议。

2 研究假设

2.1 学生玩兴与学业成就

作为一个积极心理学的概念，玩兴有特质观和状态观两种定义。本研究采用的是玩兴的特质观定义。该类定义认为玩兴是一种通过给自己和他人提供乐趣、幽默和娱乐的方式来构建或重新构建情境的倾向。高玩兴特质的个体是典型的有趣的、幽默的、自然的、不可预知的、冲动的、活跃的、精力充沛的、爱冒险的、好交际的、外向的、高兴的、幸福的，易于通过讲笑话、戏弄、扮小丑以及表现的傻气来展现好玩的行为[10]。作为现代西方人格构成的一种主要理论，特质理论认为特质是构成人格的最小单位，是激发与指导个体的各种反应的恒常的心理结构。已有研究认为包括人格特征在内的非智力因素水平的高低是影响学生学业成就的最主要的原因[11]，由此，本研究推断作为“一种自发构建或重构情景的特质”的玩兴可能对学业成就产生影响。

另外，刘晓玲（2012）等人研究结果显示学生在玩兴量表中的总分及各因子得分与成就动机量表的总分、追求成功因子呈正相关[12]。而成就动机是个体对于自己认为重要的、有价值的工作乐意去做，并力求达到成就的内在动力[13]，来自个体力求达到成就的内在动力对个体有更强烈持久的引导作用[14]，已有研究指出内在动机与学业成就呈显著的正相关[15]。由此，本研究推断较高的玩兴预示着个体能够产生较高的成就动机，从而维持更强烈持久的内在动力，使个体力求达到较高学业成就。

基于以上分析，本研究提出以下假设：

假设H1：学生玩兴对学业成就有显著正向影响。

2.2 学生玩兴与恢复体验

恢复体验是指个体从应激中恢复的心理过程，分为放松体验、心理脱离、掌握体验与控制体验四个维度。其中，放松体验是指个体处于一种休闲状态；心理脱离是指个体心理上与工作（或学习）脱离，在非工作（或学习）时间里不从事、也不想与工作有关的任何事情；掌握体验是指个体参加一些有挑战性并且能够学会新技能的活动；控制体验是指个体对他的日常生活有控制的愿望，可以描述为个体有资格从两个或者更多的选择中做出决定。

下面将依次论述学生玩兴对恢复体验不同维度的影响。其一，徐长江等人（2015）研究认为工作与游戏中的玩兴能帮助个体恢复精神、放松心情、舒缓压力，从而使人们以更好的状态投入到工作[16]。由此，本研究也推断学生玩兴有助于增加放松体验。其二，学者研究证实个体面临的工作要求越高，下班后越难实现心理脱离，也越容易感受到无力感（Sonnentag，2005）［17］，而高玩兴个体更容易减轻厌倦感、紧张感[18]。当学生面对沉重的课业压力时，高玩兴的个体会削弱压力所带来的紧张感，协助个体以一种积极态度处理压力问题，使得个体心理上与学习脱离，在非学习时间里不从事、也不想与学习有关的任何事情；由此，本研究也推断学生玩兴有助于增加心理脱离。其三，学者指出高玩兴的个体更容易受到挑战性任务的刺激，主动完成具有挑战性的工作以获取愉悦的情绪体验（Csikszentmihalyi，1997）[19]。拥有这种倾向的个体参加一些有挑战性并且能够学会新技能的活动，从而更容易获得掌握体验。由此，本研究也推断学生玩兴有助于增加掌握体验。其四，玩兴的一个重要特点为自由自发地从事活动，相当不拘泥于外在强制的规定或限制的[16]。自由自发地从事活动的前提是个体有资格从两个或者更多的选择中做出决定，即拥有对自己的生活拥有控制体验。由此，本研究也推断学生玩兴有助于增加控制体验。基于此，本研究提出以下假设：

假设H2：学生玩兴对恢复体验有显著正向影响。

2.3 恢复体验的中介作用

已有研究指出恢复体验可以帮助员工减轻工作压力，提高工作绩效（Fritz and Sonnentag，2005；Binnewies，Sonnentag and Mojza，2010）［20，21］。学者研究表明放松体验能够降低员工工作倦怠水平，提升员工工作效率（Hahn et al.，2011）[22]。石冠峰和刘朝辉（2019）在研究中发现员工恢复体验积极影响工作绩效[23]。学业成就是衡量学生学业状况的一个重要指标。因此，学业成就很大程度上代表了学生的学习绩效。由此，本研究也推断学生的恢复体验能积极影响学生的学业成就。

考虑到个体不仅在“学校”中的学习，而且也在玩中学[24]。上述已论证学生玩兴对恢复体验有显著正向影响。个体可以在玩中学，获得恢复体验。根据努力—恢复模型，个体可以努力通过“玩中学”补充心理资源，进而以更好状态投入学习，提升学业成就。基于此，提出以下假设：

假设H3：恢复体验在学生玩兴对学业成就的影响中具有显著的中介效应。

2.4 生命意义感的调节作用

根据特质激活理论（Trait Activation Theory），特质的效应在逆情境下更容易激发出来。本研究推断作为一种特质，玩兴的效应在生命意义感低的情境下更容易激发。生命意义感是一种能赋予个体存在有方向感与价值感的目标，在实现此目标的过程中，个体可以获得成为有价值人的认同感[25]。学者认为意义疗法包括三种相互联系的基本理论观点：意志的自由、意义意志以及生命的意义，其中特别强调了人要在苦难中寻找意义（Frankl，1985）[26]。已有研究认为个体对完美主义的追求，会造成时间、精力等资源的损耗，个体无法通过恢复体验完成资源的恢复。生命意义与完美主义显著正相关[27]，个体的生命意义感越高，个体的生命意义感越高，越强调人要在苦难中寻找意义，这时个体越容易追求完美主义，更不倾向于以一种玩乐的态度从事活动，从而难以获得恢复体验。相反，生命意义感更低的时候，为了避免生命意义感缺少的空虚，人们采用了种种代偿方法，如求权意志和享乐意志等[28]，这种享乐意志会促使个体发现活动中好玩有趣的成分，从而使个体的资源得以恢复，从而获得恢复体验。综上，本研究提出以下假设：

假设H4：生命意义感在学生玩兴对恢复体验的影响中具有显著的负向调节效应。即生命意义感越高，学生玩兴对恢复体验的影响越小。生命意义感越低，学生玩兴对恢复体验的影响越大。

3 研究设计

3.1 研究样本

为了减少系统偏差并增强样本代表性，我们在重庆某高校不同年级，不同专业选取了三个班的学生作为研究样本，并采取纵向调研的方法，每隔两周搜集一次数据。即第一次收集“学生玩兴”和“生命意义感”的数据，间隔2周后，第二次收集“恢复体验”的数据，又间隔两周后，第三次收集“学业成就”的数据。本研究共发出350份调研问卷，回收了310份完整作答问卷，问卷回收率为88.57%，剔除8份无效问卷后，最终获取302份有效问卷，问卷有效回收率为86.29%。有效样本的基本特征分布如表1所示。

表 1 有效样本的基本特征分布

Table 1 The basic characteristic distribution of valid samples

3.2 研究工具

学生玩兴。采用张树连（2011）编制的学生玩兴量表[18]，包括“乐在其中”“乐于创造，解决问题”“放松身心，自在表现”“幽默自在，自得其乐”“童心未泯，好玩有趣”“自我坚持，积极完成”6个维度，共计29个题项。示例题项如“我觉得自己常有天真浪漫的想法”“我觉得自己童心未泯”等。问卷采用 Likert 5 点计分法，1～5 分别代表完全不同意、比较不同意、不好说、比较同意、完全同意。

恢复体验。采用学者提出和开发了的量表（Sonnentag and Fritz，2007）[7]，包括心理脱离、放松、掌握体验和控制体验4个维度，共计16个题项。为了更契合本研究中的样本，作者将题项中“工作”换成“学习”。示例题项如“我能决定自己下课之后如何分配时间”“我觉得我可以决定课下要做什么”等。问卷采用 Likert 4 点计分法，1～4 分别代表完全不同意、比较不同意、比较同意、完全同意。

学业成就。采用王雁飞等（2011）使用的学业成就量表[29]，包括学习奉献、任务绩效、人际促进、总绩效4个维度，共计19个题项。示例题项如“我主动解决学习、工作中存在问题的情况”“我坚持克服困难以便完成学习和工作任务的状况”等。问卷采用 Likert 6 点计分法，1～6 分别代表完全不同意、不同意、比较不同意、比较同意、同意、完全同意。

生命意义感。采用台湾学者宋秋蓉（1992）修订的版本[30]，包括对生命的热诚维度、生活目标维度、自主感维度、逃避维度和对未来期待维度这5个维度，该量表共 20 个题目。问卷采用 7 点评分：“1”与“7”代表两种极端的感受，“4”是代表介于中间的状态（如不能做出决定时选择）。问卷的总分界于 20 分到 140 分之间，分为三个标准：明显缺乏生命意义、对生命意义与目标不确定、有明确的生活目标与意义，三个标准的划分点分别为 92分和112 分，总分得分高表明个体生命意义感强。为了便于分析，本研究将其赋值1～3分，“1”代表“明显缺乏生命意义”，“2”代表“对生命意义与目标不确定”，“3”代表“有明确的生活目标与意义”。

4 假设检验与结果分析

4.1 信度分析

本研究采用Cronbach’s α系数来检验量表的信度。学生玩兴、生命意义感、恢复体验、学业成就测量量表在本研究中的Cronbach’s α分别为0.911、0.820、0.747和0.933，均大于0.700，具有良好的内部一致性。

4.2 验证性因子分析

鉴于本研究中所有测量量表均为成熟量表，因此，采用验证性因子分析（CFA）的方法来检验整体模型的适配度。整体模型的CFA结果显示，χ2=13221.89，df=3396，χ2/df=3.893，RMSEA=0.048，SRMR=0.043，CFI=0.951，TLI=0.937，各拟合指标均在可接受范围之内，充分表明本研究模型适配良好。同时，如表2所示，原模型的拟合指标优于各竞争模型。这表明模型适配良好，各变量间具有较高的区分性。

表 2 验证性因子分析结果（N=302）

Table 2 Confirmatory factor analysis results (N=302)

注：A代表学生玩兴，B代表恢复体验，C代表学业成就，D代表生命意义感。

4.3 共同方法偏差检验

为了有效避免共同方法偏差，本研究采取纵向调研方法，在3个不同时点分三次搜集问卷数据，从而在很大程度上控制了避免了共同方法偏差。此外，本研究在实证分析之前采用Harman的单因子检验法进行了共同方法偏差检验，借助SPSS25.0采用未旋转的主成分分析法共提取出20个特征值大于1的因子，解释了总变异量的68.387%，其中第一个因子解释了21.506%，低于50%的判断标准，可见样本数据的共同方法偏差问题并不严重[31]。

4.4 描述性统计分析

研究模型中所有变量的均值、标准差和相关系数如表3所示，玩兴与生命意义感显著正相关（r=0.135，p<0.05）；玩兴与学业成就显著正相关（r=0.353，p<0.01）；恢复体验与学业成就显著正相关（r=0.309，p<0.01）。上述结果对假设1、2和3进行了初步验证。接下来，我们采用层次回归分析进一步检验研究假设。

表 3 变量的均值、标准差和相关系数

Table 3 Mean, standard deviation and correlation coefficient of variables

注：“*”和“**”分别表示在0.05在0.01水平上（双尾）显著。

4.5 回归分析

（1）主效应检验

在控制性别、民族、年龄等统计学变量影响的基础上，将玩兴引入以学业成就为因变量的回归方程并建立相应模型。层次回归分析结果如表4所示，玩兴对学业成就行为有显著的正向作用（M6：β=0.355，p<0.001），假设1得到验证。这说明学生玩兴能够显著地促进其学业成就。

（2）中介效应检验

在控制统计学变量影响的基础上，将玩兴引入以恢复体验为因变量的回归方程并建立相应模型。层次回归分析结果如表4所示，玩兴对恢复体验有显著的正向作用（M2：β=0.455，p<0.001），假设2得到验证。这说明学生的玩兴能够显著地提升其恢复体验。

然后，作玩兴与恢复体验同时对因变量学业成就的回归分析。层次回归分析结果如表4所示，恢复体验对学业成就有显著的正向影响（M7：β=0.199，p<0.001）。同时，玩兴对学业成就的影响依然显著，但其预测作用明显降低（M7：β=0.265，p<0.001，0.265<0.355）。因此，恢复体验在玩兴和学业成就的关系之间起到了部分中介作用，假设3得到验证。

本研究采用MPLUS统计分析软件利用Bootstrap方法进一步验证了学生恢复体验在玩兴与学业成就之间的中介作用，研究结果表明中介效应系数为0.105，95%的置信区间为［0.030，0.198］，不包含零。假设H3获得进一步支持。

（3）调节效应检验

在控制统计学变量影响的基础上，分别将玩兴、恢复体验以及交互项（玩兴*恢复体验）依次引入以学业成就为因变量的回归方程并分别建立相应模型。层次回归分析结果如表4所示，交互项对学业成就有显著的负向影响（M4，β=-0.143，p<0.010），假设4得到验证。这说明学生的生命意义感对其玩兴与学业成就的关系起到了负向调节作用，即员工的生命意义感越高，其玩兴对恢复体验的促进关系越弱。

表 4 层次回归分析结果

Table 4 Hierarchical regression analysis results

注：“***”“**”“*”分别表示在0.001、0.01和0.05的水平显著。

此外，为了更加直观地展现生命意义感的调节作用，本研究绘制了如图1所示的调节效应图[32]。由图1可知，生命意义感在学生玩兴与恢复体验的关系之间起到了负向调节作用，当生命意义感越低，玩兴对恢复体验的促进作用就越强。

图 1 调节效应图

Figure 1 Graph of the moderating effects

5 结论及启示

5.1 研究结论

本研究立足于玩兴与学业成就这一争议问题，依据资源保存理论和特质激发理论，以当代学生为研究对象，探讨学生玩兴对于学业成就的作用机制，以及恢复体验和生命意义感在其中所发挥的作用。

研究结果表明：（1）学生玩兴能够显著提高其恢复体验水平，促进学业成就的实现；（2）学生较高的恢复体验水平能够显著提升其学业成就；（3）学生的恢复体验在玩兴与学业成就的关系之间起到了部分中介作用；（4）生命意义感在学生玩兴与恢复体验的关系之间起到了负向调节作用，当生命意义感越低，玩兴对恢复体验的促进作用就越强。

5.2 理论贡献

本研究主要有以下理论贡献：第一，本研究进一步拓展了玩兴对学业成就的影响机制，以往研究主要聚焦于玩兴的个体差异，忽略了玩兴的资源保存和恢复作用，本研究从资源保存理论出发，揭示了恢复体验在玩兴与学业成就中发挥的中介作用。第二，本研究从特质激发理论出发，探究了学生生命意义感的调节作用，以往研究主要关注生命意义感的压力调节资源作用，未深入挖掘生命意义感所产生的完美主义对个体所产生的影响，本研究有助于进一步了解学生生命意义感在学生玩兴与学业成就中所发挥的作用。

5.3 管理启示

2019年10月8日，教育部发布了《关于深化本科教育教学改革，全面提高人才培养质量的意见》，该意见指出“高校要严把考试和毕业出口关，坚决取消毕业前补考等‘清考’行为”。本研究结论对高校着眼于取消补考、清考行提高学生学业成就，提高人才培养质量，具有一定实践意义，具体而言，可得到以下启示：

（1）高校要认可学生玩兴的存在，容许玩兴的发挥

高校可以开展丰富多彩的课余活动，而不是只与学习相关的活动。要让每个学生都能发现并参与自己喜欢并擅长的游戏活动，为创造力的表达找到适当的途径。同时放权给学生一些自主决定空间，比如教学楼里的墙壁、教室内的屋顶及让学生参与学校校徽、校服等各种设计工作等，让学生们可自行设计自己支配的空间环境，激发学生的玩兴和好奇心，在玩中开展学习。

（2）引导学生建立正确的生命意义观

引导学生追求适度的完美主义，学习为自己制定合理的理想目标，对人生发展建立合理、科学的规划，不对自己进行严苛强求，追求过分完美。引导学生建立正确的归因方式，当面对挫折、困难、失败时，使用调整心态、调节情绪、总结经验和转换视角等自我调节机制，有效调节压力，恢复个体资源。各大高校应该适时对学生进行心理健康讲座及普查，密切关注在校学生的特殊完美主义倾向，并且适时干预，使学生正确认识生命意义，拥有良好的精神面貌和高质量的生活。

（3）针对不同玩兴特质的人，制定不同恢复体验引导计划

一方面，对于玩兴低的学生，要激发其内在特质，创造放松氛围，提高其恢复体验水平。以下将从恢复体验的四个维度分别论述：①控制体验方面，要增强学生识别活动可控性能力，提高自我效能感，鼓励学生勇于参加各项各类活动；②心理脱离方面，学生可以学习并掌握心理脱离的策略和原理，如静坐冥想，在学习和生活之间进行解角色合理转换，建立起学习和生活的边界，进行心理脱离；③掌握体验方面，学生可以回忆非学习情境下的掌握体验，如一次成功的演讲经历，一次成功的长跑比赛等，来提高自我效能感，提高掌握体验水平；④放松体验方面，高校心理健康教育可以给同学介绍健康的放松策略，如渐进式肌肉放松法等。学生亦要养成良好作息规律，保证日常充足睡眠，提升睡眠质量，或在空闲时间进行阅读、散步、听音乐等休闲活动，达到放松恢复的目的。

另一方面，对于玩兴高的学生，引导其进行正确的恢复体验。尽管本文研究结果是玩兴对恢复体验为正向影响，但不可否认不当玩兴会产生不良影响，对于玩兴仍需正确引导。以下将从恢复体验四个维度进行论述：①控制体验方面，提高学生目标设置、计划执行以及时间管理能力，合理有效安排自我恢复体验和学习时间，避免恢复体验占用学习时间情况发生；②心理脱离方面，学习建立合理边界，对于学习亦要认真对待，不以过于玩耍、嬉戏态度对待；③掌握体验方面，运用个体高玩兴，学习一些具有挑战性的活动，如爬山，演奏乐器，获得新的内在资源，拓展个人能力和开阔眼界；④放松体验方面，要选择合适的放松方式，不以过于激烈的方式进行放松，合理安排放松体验。

6 局限性

一方面，研究层次和方法上，本文主要以问卷法进行研究，因此只能静态、间接地对玩兴和其后果进行描述性、相关性研究，既不能在特定情境下研究两者关系，又无法操纵具体变量，直接考察两者的动态作用机制。

另一方面，研究情境上，余嫔（2003）修订了组织玩兴氛围量表，指出组织玩兴氛围会影响工作场所的员工玩兴[33]。然而，本文仅仅对学生个体玩兴的特质进行研究，对于学生而言，家庭、学校层面的组织玩兴氛围是否会影响学生玩兴？这种影响是否会对学业成就产生影响？如果会，这种影响机制对于学业成就的影响也有待进一步探讨。

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