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1 引言

少数民族预科生是国家民族教育政策支持下，经高考后按相关政策录取进入高校预科班学习的群体，完成一年预科阶段学习且考核合格后，可升入本科阶段学习（庞峻胶，2024）。该制度是对少数民族教育帮扶的重要形式，旨在弥补民族地区基础教育发展的区域差异，助力民族地区教育优质均衡发展，并通过预科升本科的衔接促进教育公平与人才培养（宋芸，2022）。然而，与正常进入本科的学生相比，预科生在学习和生活适应上常面临多重压力。其中前途、就业、人际关系、文化碰撞等问题较为突出，学业问题也构成其常见的压力源之一（罗媛 等，2013）。学生在校期间，持续的学习压力不仅损害学习体验，还可能诱发学业倦怠等消极结果，而少数民族预科生处于高中与本科的特殊过渡阶段，可能与普通学生面临同样或更严峻的压力环境。资源保存理论认为，个体倾向于获得、保存和保护其重要资源；当个体的资源存在威胁、实际丧失或投入未能带来相应回报时，压力更容易产生并累积（Hobfoll，1989）。根据此理论，学习压力可以被理解为对时间、精力、自我效能与情绪能量等资源的持续消耗；当资源损耗速度过快，而补给跟不上时，倦怠体验更可能出现。与此同时，积极心理学强调通过培育积极心理品质来提升适应能力与复原力，心理韧性也被视为个体的重要保护资源，可以在风险—结果的链条中发挥缓冲作用（刘丹，2010）。相关研究显示，心理韧性可在学习压力与学业倦怠之间发挥中介作用（吉彬彬，2020）。此外，正念强调以开放、接纳与不评判的态度觉察当下经验，包含接纳性觉察，可以帮助个体减少无效消耗并促进资源恢复。因此，本研究以少数民族预科生的学习压力为风险变量，正念和心理韧性为个体水平变量，系统探讨学业倦怠的形成与发生机制。

1.1 学习压力与学业倦怠

学习压力是学生在学习与学业活动中，面对学习任务、评价要求与竞争情境等刺激时，进行认知评估后产生的紧张体验；当自身可用资源无法应对外部要求时，学习压力更易形成并累积（朱艳，2006）。在应试教育和升学导向下，高三群体中有相当比例报告学习压力处于较高水平（王立金 等，2018），学习压力是一种普遍存在的现象。有研究指出，学习压力不仅影响学习过程，还会带来多方面的身心反应：压力增大时，学生更容易出现注意力分散、理解困难、记忆下降等问题，同时恒心毅力与耐挫力下降，并伴随疲劳、抑郁、焦虑与悲伤等负性情绪反应增多（郑林科，2001）。当这种压力长期持续且得不到有效调节时，个体更易出现消极的学习态度，即表现出学业倦怠。学业倦怠通常被视为长期学习压力下的消极适应结果，表现为学习情境中的耗竭与低效等体验（王挺，2021）。Salmela-Aro等（2009）将学业倦怠界定为三个维度：与学校学习相关的耗竭、对学校意义的冷漠以及作为学生的无力感，并据此编制了学业倦怠量表，为学业倦怠的结构化测量提供了研究基础。有研究显示，学习压力与学业倦怠显著相关，且学习压力能显著预测学业倦怠水平（吉彬彬，2020）。综上，学习压力对学业倦怠具有较为一致的正向影响。然而，现有研究多以普通中学生或大学生为研究对象，针对少数民族预科生的研究较少，该群体学习压力对学业倦怠的影响路径与机制有待进一步澄清。

1.2 正念在学习压力与学业倦怠关系中的作用

正念是指个体以开放、接纳和不加评判的态度，有意识地觉察当下经验（如情绪、想法和身体感受）的一种心理状态或心理倾向（Kabat-Zinn，1994；Brown Ryan，2003）。正念强调有目的地把注意力带回当下体验，并以非评判的方式觉察念头与情绪，减少自动化反应（刘冯铂 等，2024）。在高压力情境下，个体有限的认知与情绪资源容易被持续消耗，注意范围趋于收缩，更易陷入自动化反应模式，从而削弱对当下经验的开放觉察与接纳能力。相关研究指出，压力水平升高会降低个体的元认知觉察与情绪调节灵活性，使其更难以维持稳定的正念状态（Weinstein et al.，2009；Garland et al.，2011）。Hülsheger等（2013）的研究也发现长期处于高要求情境中的个体会报告出更高程度的情绪耗竭，而个体的资源受限状态与低正念水平密切相关。因此，高正念学生能及时识别压力信号，降低反刍与回避，维持学习投入；低正念的学生则更易被干扰，资源消耗后出现效率下降与倦怠。研究显示，正念可显著负向预测学习倦怠，并可通过未来时间洞察力与生命意义感等变量产生间接影响（靳铭 等，2022）。学习压力会消耗心理资源，正念可以帮助个体更好地应对压力（Ong et al.，2006），可以作为重要的个体资源，缓冲压力带来的不良后果（靳宇倡 等，2022）。苟崇敏等（2022）发现角色压力不仅能直接预测倦怠，还可以通过正念产生部分中介效应。同时，学业倦怠常被视为长期高压力下资源与要求失衡所致的身心耗竭、学业疏离与低成就感等反应（姚颖 等，2025）。综上，学习压力可以通过削弱当下觉察与接纳能力，提高倦怠水平；而较高正念水平可使个体更灵活调用调节资源，降低压力向倦怠的转化。据此，本研究假设正念在预科生学习压力与学业倦怠之间发挥中介作用。

1.3 心理韧性在学习压力与学业倦怠中的作用

心理韧性常被视为一种重要的心理保护资源。它指的是个体在面对压力、挫折或逆境时，能够有效调动内部与外部资源，维持或恢复良好心理功能，并实现积极适应的能力或动态过程（Masten，2001；Luthar et.，2000）。其水平高低会影响学生对学习压力的认知评价及应对方式。研究表明，学习压力是心理韧性的重要预测因素。学习压力对心理韧性具有显著负向预测作用，即压力水平越高，个体的心理韧性越低（王恬悦，2023）。当学生长期处于高学习压力下，容易产生无力感和消极归因，逐渐削弱其应对挑战与自我调节的能力，从而不利于心理韧性的维持。

与此同时，已有研究指出，学习压力是学业倦怠的重要诱因，而心理韧性不足可能加剧压力对学业倦怠的消极影响（陈兼立，2024）。闫春艳（2025）发现心理韧性对学习倦怠具有显著负向预测作用，心理韧性水平较低的学生更容易出现学习疲惫、动力下降等倦怠表现。这表明，心理韧性在一定程度上决定了个体是否会在持续压力下发展出学业倦怠。

上述研究大多以普通中学生或大学生为研究对象，以预科生为研究对象的较少，但是少数民族预科生在学习与发展上具有一定的特殊性：他们既面临学业课程的适应问题，还承受着语言与文化适应、跨地域生活适应、升学竞争以及身份融入等多重压力源（庞峻胶，2024；罗媛 等，2013）。相较一般学生，其压力来源更为复杂，心理资源也可能相对不足。因此，既往研究所揭示的作用机制是否同样适用于预科生群体，仍有必要进一步加以验证。

相关研究发现，心理韧性能够在压力相关变量与学习结果之间作为关键心理资源发挥作用（安蓉，2017）。此外，良好的外部支持环境有助于提升个体心理韧性，从而促进积极的学习投入（张微，2022）。唐威（2022）的研究表明，通过心理训练提升心理韧性，有助于缓解学生的心理压力体验。综上，学习压力可能通过削弱心理韧性，进而增加学业倦怠的发生风险。因此，本研究假设学习压力能够通过心理韧性的中介作用，对预科生的学业倦怠产生影响。

1.4 正念和心理韧性的链式中介作用

正念能够通过改善注意分配与情绪调节，促进个体形成更积极的心理品质与应对方式，从而提升心理韧性水平（王和凝 等，2019）。正念培育对照研究显示，加入正念培育后实验组的正念注意觉知与心理韧性均显著提升，且训练结束时心理韧性高于对照组（许树艳 等，2022）。李翠（2023）的研究发现正念可以通过增强心理韧性降低消极情绪体验。在特质正念与焦虑症状的关系中，心理韧性结合人际关系敏感可发挥作用，说明“正念—心理韧性”的路径对负性心理反应具有解释力（孙洪礼 等，2025）。同时，在学习行为方面，有研究发现正念可通过心理韧性与拒绝敏感性的链式中介作用影响孤独感（毛燕辉 等，2025）。正念还能通过心理韧性与自我控制的链式中介作用影响学业拖延（郑阳蕾 等，2022）。在学校适应层面，心理韧性在初中生正念与学校适应之间发挥中介作用，提示更高的正念可能通过提升韧性促进积极适应（郭佳佳 等，2021）。据此，本研究推断少数民族预科生在较高学习压力情境下，其正念与心理韧性水平可能出现差异，并进一步影响其学业倦怠水平，据此提出“学习压力→正念→心理韧性→学业倦怠”的链式中介假设。

综上，本研究假设模型图如图1所示。

图 1 研究假设模型

Figure 1 Research hypothesis model

2 方法

2.1 研究对象

本研究以四川省某高校少数民族预科生为研究对象，由于题目数量较多，问卷打印为纸质版，利用早自习时间按班发放问卷并填写。剔除无效问卷后，最终回收到的有效问卷为 370 份。由于链式中介分析需要变量完整匹配，在进行标准化与缺失值处理后，进入链式中介模型分析的样本量为 359 。所有被试均自愿参与本研究，不愿意填写的可以交白卷，问卷填写过程采用匿名形式。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年学习压力量表

采用徐嘉骏（2010）编制的中学生学习压力问卷中的相关条目，对青少年学习压力进行测量。该量表共 21 个题项，采用 5 点计分法（1=非常不符合，5=非常符合），全部为正向计分。量表包含父母压力、自我压力、教师压力和社交压力四个维度，得分越高表示个体感知到的学习压力水平越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.88，表明量表具有良好的内部一致性信度。

2.2.2 青少年学业倦怠量表

本研究采用兰丽丽修订的青少年学业倦怠量表进行测量。该量表采用 5 点计分法（1=非常不符合，5=非常符合），共包含情绪耗竭、学业疏离和低成就感三个维度，得分越高表示个体学业倦怠水平越高。该量表源自沙夫费利（Schaufeli）等人（2002）编制的学生版倦怠量表（MBI-SS），已在国内青少年群体中得到较为广泛的应用，具有良好的信度和效度。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.76，表明该量表在本研究样本中具有较好的内部一致性。

2.2.3 心理韧性量表

采用康纳（Connor）和戴维森（Davidson）编制的心理韧性量表（CD-RISC）中文版，该中文版由张建新等人（2007）修订并验证。量表共 25 个题项，采用 5 点计分法，全部为正向计分，包括坚韧性、力量性和乐观性三个维度，得分越高表示个体的心理韧性水平越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为 0.93，表明量表具有非常良好的内部一致性信度。

2.2.4 五因素正念量表

采用贝尔（Baer）等人编制的五因素正念量表（Five Facet Mindfulness Questionnaire，FFMQ）。该量表共 39 个题项，采用5点计分法，分为观察、描述、有意识地行动、不判断、不反应五个维度。量表包含正反向计分题，得分越高代表个体的正念水平越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.75，表明量表具有良好的内部一致性信度。

2.3 数据处理与分析方法

采用 SPSS 26.0 软件对数据进行统计分析。首先，对原始数据进行整理与筛选，对问卷中的反向题项进行反向计分处理。随后，对各研究变量进行描述统计分析和信度检验，以考察量表的内部一致性。

其次，采用 Harman 单因子检验对共同方法偏差进行检验，通过对所有题项进行未旋转的探索性因子分析，考察是否存在单一因子解释大部分方差的情况。

在此基础上，采用 Pearson 相关分析考察学习压力、心理韧性、正念与学业倦怠之间的相关关系。

最后，使用 PROCESS 宏（Model 6）对中介效应进行检验，采用Bootstrap法进行重复抽样（抽样次数为 5000 次），并基于95%置信区间判断中介效应的显著性。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

由于本研究采用自陈式问卷法收集数据，为检验是否存在共同方法偏差问题，采用Harman单因子检验进行分析。首先对所有测量题项进行探索性因素分析。结果显示，KMO 值为 0.86，Bartlett球形度检验结果显著（χ²=١٧٢٦٩.٥٩٦，df=5050，p<0.001），表明数据适合进行因子分析。

在未进行因子旋转的情况下进行探索性因素分析，共提取出26个特征值大于1的公共因子，其中第一个因子解释的变异量为15.73%，低于40% 的判断标准。由此可见，本研究不存在单一因子解释大部分变异的情况，说明不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 各变量的描述统计和相关分析

各主要变量的均值、标准差及皮尔逊相关系数如表1 所示。结果显示，学习压力与学业倦怠呈显著正相关（r=0.37，p<0.01），与正念水平（r=-0.31，p<0.01）和心理韧性（r=-0.22，p<0.01）均呈显著负相关；学业倦怠与正念水平（r=-0.46，p<0.01）和心理韧性（r=-0.45，
p<0.01）均呈显著负相关；正念水平与心理韧性之间呈显著正相关（r=0.57，p<0.01）。上述相关分析结果为后续中介效应及链式中介效应检验提供了初步支持。

表 1 主要变量的描述统计与皮尔逊相关分析（N=359）

Table 1 Descriptive statistics and Pearson’s correlation analysis of the main variables (N=359)

变量	M	SD	1	2	3	4
1 学习压力	50.38	11.03	—
2 学业倦怠	44.34	6.08	0.37**	—
3 正念水平	120.35	10.18	-0.31**	-0.46**	—
4 心理韧性	61.36	13.51	-0.22**	-0.45**	0.57**	—

注：**p<0.01。

3.3 学习压力、学业倦怠的链式中介效应检验

为进一步检验正念水平和心理韧性在学习压力与学业倦怠之间的链式中介作用，采用回归分析与Bootstrap方法对中介效应进行检验，结果如表2 、表3所示。

回归分析结果显示，学习压力能够显著负向预测正念水平（β=-0.31，t=-6.19，p<0.001）在同时纳入学习压力与正念水平预测心理韧性的回归模型中，学习压力对心理韧性的预测未达到统计学意义（β=-0.07，t=-1.41，p=0.16）；正念水平能够显著正向预测心理韧性（β=0.54，t=10.69，p<0.001）。进一步将学习压力、正念水平和心理韧性同时纳入回归模型预测学业倦怠，结果显示，学习压力对学业倦怠具有显著正向预测作用（β=0.22，t=5.07，p<0.001），正念水平
（β=-0.26，t=-4.79，p<0.001）和心理韧性
（β=-0.26，t=-5.10，p<0.001）均对学业倦怠具有显著负向预测作用。

表 2 链式中介各变量关系的回归分析（N=359）

Table 2 Regression analysis of the relationships between variables in a chain mediation model (N=359)

回归方程		整体拟合指数			回归系数 显著性
预测变量	结果变量	R	R2	F	β	t
学习压力	正念水平	0.31	0.10	38.34	-0.31	-6.19***
学习压力、正念水平	心理韧性	0.53	0.28	69.56
学习压力		—	—	—	-0.07	-1.41
正念水平		—	—	—	0.54	10.69***
学习压力、正念水平、心理韧性	学业倦怠	0.57	0.32	56.21
学习压力		—	—	—	0.22	5.07***
正念水平		—	—	—	-0.26	-4.79***
心理韧性		—	—	—	-0.26	-5.10***

注：***p<0.001。

Bootstrap中介效应检验结果表明，学习压力对学业倦怠的总效应显著（效应值=0.35，95% CI=［0.26，0.45］），直接效应显著（效应值=0.22，95% CI=［0.13，0.31］）。总间接效应显著（效应值=0.13，95% CI=［0.08，0.19］）。其中，正念水平在学习压力与学业倦怠之间起到显著中介作用（效应值=0.07，95% CI=［0.04，0.12］）；心理韧性的单独中介效应未达到显著水平（效应值=0.02，95% CI=［-0.01，0.05］）；学习压力通过“正念→心理韧性”的链式中介路径对学业倦怠产生显著影响（效应值=0.04，95% CI=［0.02，0.06］）。

表 3 学习压力与学业倦怠之间的直接效应和中介效应

Table 3 Direct and mediating effects of academic pressure on academic burnout

中介效应路径	效应值	效果量	95%置信区间
			低	高
直接效应	0.22	62.9%	0.13	0.31
学习压力→正念水平→学业倦怠	0.07	20%	0.04	0.12
学习压力→心理韧性→学业倦怠	0.02	5.7%	-0.01	0.05
学习压力→正念水平→心理韧性→学业倦怠	0.04	11.4%	0.02	0.06
总中介效应	0.13	37.1%	0.08	0.19
总效应	0.35	100%	0.26	0.45

综上所述，正念水平和心理韧性在学习压力与学业倦怠之间发挥链式中介作用，学习压力不仅可以直接影响学业倦怠，还可以通过降低正念水平，进而削弱心理韧性，最终加重学业倦怠。为更直观地呈现各变量之间的路径关系，学习压力、正念水平、心理韧性与学业倦怠之间的链式中介模型如图2所示。

注：虚线表示在纳入中介变量后效应减弱的路径。

图 2 链式中介效应检验路径图

Figure 2 Path diagram for testing the chain mediation effect

4 讨论

本研究旨在从个体-环境交互作用模型的角度，考察预科生学习压力对学业倦怠的影响，以及正念和心理韧性的作用。研究结果发现，预科生学习压力可以显著正向预测学业倦怠，加入中介变量后，直接预测作用和中介作用均显著，即学习压力既可直接影响预科生的学业倦怠，还可通过正念和心理韧性的间接作用影响其学业倦怠。

4.1 学习压力对学业倦怠的影响

本研究发现，学习压力显著正向预测学业倦怠，这与既有研究结论一致（张丽艳，2013）；在少数民族大学生样本中，学习压力也可正向预测倦怠的情绪低落维度（王德芳 等，2017）。从压力—应对的认知评价视角看，压力是外部要求与个体能力不匹配、并被个体评估为威胁后的结果（Lazarus & Folkman，1984）。同时，需求—资源模型指出，“高要求/负荷”等需求与压力、倦怠相连，而支持性资源可缓冲需求对倦怠的影响（Li et al.，2025）。因此，当预科生将父母或教师的学业要求体验为高压力时，更易产生消极情绪与疏离的学习态度，进而推动学业倦怠水平上升。

4.2 正念和心理韧性的单独中介作用

本研究发现，正念在学习压力与学业倦怠之间发挥显著中介作用。个体在遇到压力时，会对事件进行认知评估，并据此判断自身是否具备可用资源以应对压力；当可用资源不足时，更可能出现消极应对与负性结果（Lazarus & Folkman，1984）。预科生在面临升学要求、文化适应与管理模式等多重压力时，若当下觉察与非评判觉察等正念资源较弱，就更难从消极情绪中抽离，也很难有效投入学习，从而产生学业倦怠。罗艳红（2024）的研究表明，正念注意觉知在自我学业期望与学业倦怠之间的间接效应显著。有研究同样显示，正念训练可降低大学生倦怠，也检验了正念变化的中介机制（Gan et al.，2023）。

其次，心理韧性在学习压力与学业倦怠之间的中介效应不显著，主要表现为学习压力与心理韧性的相关路径未达到显著水平，这与已有研究结论有出入。这个结果可能和预科生样本较为特殊所致。心理韧性可能更接近相对稳定的个体特质资源，其水平未必会被当前学习压力显著“拉低”。但是，本研究发现心理韧性可能对学业倦怠有重要影响。数据分析结果显示心理韧性与学业倦怠呈显著负相关，说明高心理韧性个体更能维持积极投入与坚持，从而降低学业倦怠水平。当学生在学习过程中遇到逆境和挫折时，由于害怕面对失败而逃避学业任务，就可能导致学业拖延（Solomon Rothblum，1984）。这一点与贾昌容（2024）的结果一致，即心理韧性对学业倦怠具有显著负向预测作用。同时，也有研究发现，心理韧性可在学习压力与倦怠之间发挥中介作用（张丽艳，2013）。心理韧性是否会在压力情境下被显著削弱，并进一步导致学业倦怠，可能还受到压力源类型或群体特征等因素的影响。

4.3 正念和心理韧性的链式中介效应

本研究发现，正念与心理韧性在学习压力与学业倦怠之间存在链式中介效应。学习压力作为一种持续性的环境应激源，可能首先削弱个体的正念水平。资源保存理论（Hobfoll，1989）指出，个体在面对高强度压力时，其心理资源会被不断消耗，而正念作为一种依赖注意力调节与情绪觉察能力的心理资源，容易在高压力情境下受到损耗。已有研究发现，特质正念与个体感知压力水平呈显著负相关（McBride et al.，2022），即压力水平越高，个体的正念水平往往越低。这一负相关关系提示，在压力水平升高的情境下，个体维持当下觉察与非评判态度的能力可能受到抑制。巴特利（Bartlett）等人（2021）的研究发现，在线正念训练可以直接降低参与者的压力水平，其中正念水平发挥中介作用。达根（Duggan）等人（2024）进一步指出，正念特质中的注意力维度与压力知觉密切相关，高压力状态下个体更容易出现注意力分散和自动化反应模式。由此可见，学业压力可能首先削弱地是个体的正念水平，进而导致后续的链式反应。

正念水平的降低将进一步影响个体的心理韧性。正念，即对当下经验的觉察与不加评判的接纳，能够促进个体对自身情绪的觉察与接纳（Kabat-Zinn，2003），有助于个体在面对压力时调节情绪、减少反刍思维与挫折思维（Bajaj & Pande，2016），从而提升心理韧性水平（左文军 等，2017；余思 等，2022）。当学业压力削弱了正念水平，个体对情绪的觉察与接纳能力随之下降，面对逆境时更易陷入消极思维，这使得心理韧性资源的调动受到抑制，心理韧性水平因而降低。郭佳佳等（2021）的研究也证实，正念可正向预测心理韧性，并通过韧性间接改善适应。

最后，心理韧性的降低促使学业倦怠的产生。高心理韧性的个体在面临学业压力时能够有效调节消极情绪，降低对学业失败的恐惧感（Balkis & Duru，2016），从而增强解决问题的意愿，减少学业倦怠行为。反之，当心理韧性因正念水平下降而被削弱时，个体应对学业压力的能力随之减弱，消极情绪难以有效调节，对学业失败的恐惧感上升，问题解决意愿降低，进而导致学业倦怠行为增加。

综上所述，学习压力可以通过正念水平和心理韧性的链式中介作用影响学业倦怠。学习压力并非直接作用于学业倦怠，而是通过依次削弱正念水平和心理韧性，形成完整的链式中介效应。这一路径与郑阳蕾等人（2022）的研究一致，明确了正念与心理韧性在压力与倦怠关系中的链式传递作用，而非单纯的缓冲或调节效应。

4.4 研究价值和局限

本研究通过构建链式中介模型，探讨了少数民族预科生学习压力与学业倦怠的关系以及正念和心理韧性的作用机制，为高校在少数民族预科教育中开展有针对性的心理支持和教育干预提供了理论依据。高校在少数民族预科教育中应高度重视学生正念能力的系统培养，将其视为缓冲学习压力、提升心理韧性，以及预防学业倦怠的重要心理资源。通过构建课程化的正念训练体系，在课堂教学中融入情境化正念练习，并结合文化适配性的干预方式及持续性支持机制，有助于在高压力学习环境下有效保护学生的心理资源，进而促进其学业适应与心理健康发展。然而，本研究仍存在一定局限。一方面，本研究为横断面设计，各变量之间的因果关系需在纵向追踪或实验干预研究中进一步验证。另一方面，本研究采用自陈式问卷收集数据，尽管共同方法偏差检验结果显示不存在严重偏差，但未来可结合行为指标或多源评价以提高结论的稳健性。最后，本研究样本量较少，代表性不够，后续研究可以扩大样本量再次
检验。

5 结论

（1）学习压力对少数民族预科生的学业倦怠具有显著正向预测作用；

（2）正念在学习压力与学业倦怠之间发挥显著中介作用，且正念与心理韧性在二者关系中发挥显著的链式中介作用；

（3）中介作用为部分中介，表明学习压力既可直接影响学业倦怠，也可通过降低正念水平并进一步削弱心理韧性而间接加剧学业倦怠。

参考文献

[1] Bajaj B & Pande N. (2016). Mediating role of resilience in the impact of mindfulness on life satisfaction and affect as indices of subjective well-being. Personality and Individual Differences, 93, 63-67.

[2] Bartlett L, Buscot M J, Bindoff A, Chambers R & Hassed C. (2021). Mindfulness Is Associated With Lower Stress and Higher Work Engagement in a Large Sample of MOOC Participants. Frontiers in Psychology, 12, Article 724126.

[3] Baer R A, Smith G T, Hopkins J, Krietemeyer J & Toney L. (2006). Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness. Assessment, 13(1), 27-45.

[4] Brown K W & Ryan R M. (2003). The benefits of being present: Mindfulness and its role in psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 84(4), 822-848.

[5] Balkis M & Duru E. (2016). Procrastination, self-regulation failure, academic life satisfaction, and affective well-being: Underregulation or misregulation form. European Journal of Psychology of Education, 31,439-459.

[6] Brown K W & Ryan R M. (2003). The benefits of being present: Mindfulness and its role in psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 84(4), 822-848.

[7] Connor K M & Davidson J R T. (2003). Development of a new resilience scale: The Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC). Depression and Anxiety, 18(2), 76-82.

[8] Cohen S & Wills T A. (1985). Stress, social support, and the buffering hypothesis. Psychological Bulletin, 98(2), 310-357.

[9] Duggan L, Harvey J, Ford K & Mesagno C. (2024). The role of trait mindfulness in shaping the perception of stress, including its role as a moderator or mediator of the effects of personality. Personality and Individual Differences, 224, Article 112638.

[10] Garland E L, Gaylord S A & Fredrickson B L. (2011). Positive reappraisal mediates the stress-reductive effects of mindfulness: An upward spiral process. Mindfulness, 2(1), 59-67.

[11] Hobfoll S E. (1989). Conservation of resources: A new attempt at conceptualizing stress. American Psychologist, 44(3), 513-524.

[12] Hülsheger U R, Alberts H J E M, Feinholdt A & Lang J W B. (2013). Benefits of mindfulness at work: The role of mindfulness in emotion regulation, emotional exhaustion, and job satisfaction. Journal of Applied Psychology, 98(2), 310-325

[13] Kabat-Zinn J. (1994).Wherever you go, there you are: Mindfulness meditation in everyday life. New York, NY: Hyperion.

[14] Kabat-Zinn J. (2003). Mindfulness-based interventions in context: Past, present,and future. Clinical Psychology: Science and Practice, 10(2), 144-156.

[15] Lazarus R S & Folkman S. (1984). Stress, appraisal, and coping. Springer.

[16] Luthar S S, Cicchetti D & Becker B. (2000). The construct of resilience: A critical evaluation and guidelines for future work. Child Development, 71(3), 543-562.

[17] Masten A S. (2001). Ordinary magic: Resilience processes in development. American Psychologist, 56(3), 227-238.

[18] Maslach C, Schaufeli W B & Leiter M P. (2001). Job burnout. Annual Review of Psychology, 52, 397-422.

[19] McBride E E, Chin G R, Clauser K S & Greeson J M. (2022). Perceived stress mediates the relationship between trait mindfulness and physical symptoms of stress: A replication study using structural equation modeling. Mindfulness, 13(8), 1923-1930.

[20] Ong A D, Bergeman C S, Bisconti T L & Wallace K A. (2006). Psychological resilience, positive emotions, and successful adaptation to stress in later life. Journal of Personality and Social Psychology, 91(4), 730-749.

[21] Regehr C, Glancy D & Pitts A. (2013). Interventions to reduce stress in university students: A review and meta-analysis. Journal of Affective Disorders, 148(1), 1-11.

[22] Salmela-Aro K, Kiuru N, Leskinen E & Nurmi J E. (2009). School burnout inventory (SBI): Reliability and validity. European Journal of Psychological Assessment, 25(1), 48-57.

[23] Solomon L J & Rothblum E D. (1984). Academic procrastination: Frequency and cognitive-behavioral correlates. Journal of Counseling Psychology, 31(4), 503-509.

[24] Salmela-Aro K, Kiuru N, Leskinen E & Nurmi J E. (2009). School Burnout Inventory (SBI): Reliability and validity. European Journal of Psychological Assessment, 25(1), 48-57.

[25] Weinstein N, Brown K W & Ryan R M. (2009). A multi-method examination of the effects of mindfulness on stress attribution, coping, and emotional well-being. Journal of Research in Personality, 43(3), 374-385.

[26] 安蓉, 裴燕燕. (2017). 大学生心理韧性在情绪智力与学业压力间的中介作用. 中国学校卫生, 38(7), 1092-1095.

[27] 陈兼立, 刘学东, 谢芳. (2024). 青少年学习压力与学习倦怠的中介因素及应对策略. 江苏教育研究, (12), 37-40.

[28] 郭佳佳, 杨飞龙, 冯长虹, 乔亲才. (2021). 初中生正念与学校适应的关系: 心理弹性的中介作用. 中国健康心理学杂志, 29(3), 403-406.

[29] 笱崇敏, 李劲松, 杨舒涵. (2022). 角色压力对校长职业倦怠的影响: 正念的中介作用. 中国健康心理学杂志, 30(4), 562-567.

[30] 吉彬彬, 邵丹, 戴俊明, 郭德. (2020). 高中生心理韧性在学习压力与学习倦怠间的中介作用. 中国健康心理学杂志, 28(12), 1876-1880.

[31] 吉彬彬, 蒋思珊, 彭媛媛, 吴雨薇, 唐云, 李晶. (2020). 高中生心理韧性在学习压力与学习倦怠的中介作用. 中国健康心理学杂志, 28(12), 1876-1880.

[32] 靳铭, 曾练平, 曾小叶, 黄亚夫. (2022). 高中生正念与学习倦怠: 基于自我调节学习模型的视角. 心理与行为研究, 20(4), 494-500.

[33] 靳宇倡, 王雅楠, 安俊秀. (2022). 员工觉知压力对睡眠质量的影响: 正念的调节作用及焦虑的中介作用. 心理科学, 45(2), 433-438.

[34] 贾昌容. (2024). 初中生学习压力与学业倦怠的关系及其教育启示 (硕士学位论文). 湖南科技大学.

[35] 刘冯铂, 张忠秋, 刘书强. (2024). 正念对运动员心流的影响: 心理弹性的中介作用. 成都体育学院学报, 50(2), 143-150.

[36] 刘丹, 石国兴, 郑新红. (2010). 论积极心理学视野下的心理韧性. 心理科学进展, 18(7), 1090-1098.

[37] 刘广增, 张大均, 潘彦谷. (2018). 中学生心理素质对自尊的影响: 正念和主观社会地位的连续中介作用. 西南大学学报(自然科学版), 40(1), 50-56.

[38] 李翠. (2023). 正念培育对缓解大学生负性情绪的作用: 心理韧性的中介效应. 心理月刊, 18(18), 57-61.

[39] 罗媛, 席正斌. (2013). 民族预科生心理问题求助特点分析. 民族论坛, (5), 107-109.

[40] 罗艳红. (2024). 初中生自我学业期望对学业倦怠的影响: 正念注意觉知的中介作用与调节作用 (硕士学位论文). 广西民族大学.

[41] 毛燕辉, 魏冬, 李益琴, 王禹婷, 熊佳鑫. (2025). 正念缓解大学生孤独感: 心理韧性和拒绝敏感性的链式中介作用. 中国健康心理学杂志, 33(8), 1240-1245.

[42] 庞峻胶. (2024). 高校少数民族预科生心理适应提升研究 (硕士学位论文). 西南大学.

[43] 孙洪礼, 段小娟, 黄立鹤, 郑春生. (2025). 心理韧性与人际关系敏感对大学生焦虑症状与特质正念关系的作用. 中国心理卫生杂志, 39(7), 649-654.

[44] 宋芸, 陈奕桦. (2022). 四川地区民族预科生学习动机的现状与提升策略实证研究. 西昌学院学报(社会科学版), 34(1), 106-112.

[45] 唐威, 肖如兰, 黄海帆, 林柔, 谭陈菲, 滕雪梅..., 刘衔华. (2022).静观心育缓解中学生心理压力的作用: 心理韧性的中介效应. 中国健康心理学杂志, 30(6), 921-925.

[46] 王立金, 石毅, 许华山, 沐林林, 王文娟. (2018). 蚌埠市高三学生学习压力与学业成绩自我效能感的相关性. 中国学校卫生, 39(11), 1710-1712.

[47] 王挺, 陈太芳, 肖三蓉. (2021). 应激源对中学生学业倦怠的影响: 社会支持与应对方式的中介作用. 中国健康心理学杂志, 29(12), 1911-1915.

[48] 王恬悦, 张馨仪, 陈钰婷, 杨钰婷. (2023). 学业压力对初中生心理韧性的影响: 一个链式中介效应模型. 心理月刊, 18(3), 61-64.

[49] 王和凝, 孔维强, 张静. (2019). 正念在学生心理韧性水平提升中的应用. 教育观察, 8(11), 38-40.

[50] 王德芳, 杨小峻. (2017). 少数民族大学生学习压力学业效能感及学习倦怠的相关性. 中国学校卫生, 38(5), 689-692.

[51] 徐嘉骏, 曹静芳, 崔立中, 朱鹏. (2010). 中学生学习压力问卷的初步编制. 中国学校卫生, 31(1), 68-69.

[52] 许树艳, 廖倩, 明秀峰, 黄昊. (2022). 正念培育改善学警大学生心理韧性的对照研究. 中国健康心理学杂志, 30(3), 441-447.

[53] 姚颖, 王世嫘, 胡凡刚. (2025). 父母正念教养与初中生学业倦怠的纵向联系: 亲子关系和心理资本的链式中介作用. 中国临床心理学杂志, 33(6), 1271-1276

[54] 于肖楠, 张建新.(2007). 自我韧性量表与Connor-Davidson韧性量表的应用比较. 心理科学, (5), 1169-1171.

[55] 闫春艳, 贝冬丽, 罗杰. (2025). 高中生学习倦怠与心理韧性关系的回归混合分析. 中国心理卫生杂, 39(5), 441-446.

[56] 余思, 张春阳, 徐慰. (2022). 特质正念与大学生焦虑和攻击性的纵向关系: 心理弹性的中介和留守经历的调节. 心理发展与教育, 38(5), 711-719.

[57] 朱艳. (2007). 中学生学业压力、社会支持、学习动机对学习倦怠的作用机制研究(硕士学位论文). 苏州大学

[58] 郑林科, 万力萍, 李志强. (2001). 学习压力对学生心身健康影响的线性回归分析. 中国学校卫生, 22(3), 224-225.

[59] 张微, 尹丽, 肖超娣, 汪雪琴, 严万森. (2022). 留守初中生感知班级氛围和学习投入的关系: 心理韧性的中介作用. 中国健康心理学杂志, 30(7), 1107-1111.

[60] 郑阳蕾, 胥遥山. (2022). 网络教学情境下正念对学业拖延的影响: 心理韧性和自我控制的链式中介作用. 心理科学, 45(6), 1450-1457.

[61] 张丽艳. (2013). 体育专业大学生学习压力与学习倦怠: 心理弹性的中介效应. 武汉体育学院学报, 47(10),
95-100.

[62] 左文军, 唐杏, 高丽娟, 周雪, 郭慧慧, 宁伟东, 孙延斌. (2017). 职场正念对公立医院护士心理韧性的影响研究. 中国医院管理, 37(8), 67-68, 71.