1 引言
学业倦怠是中学生在学习过程中普遍存在的一种消极的心理现象。在以往文献中，学业倦怠被定义为一种与学校有关的压力障碍，主要由三个维度组成：学业负担过重而导致的慢性疲劳(身心耗竭)，对学业任务持疏远或冷漠的态度，对学习失去兴趣并且认为其没有意义(学业疏离)，以及对于学业任务胜任感下降，学业成绩不佳，成就感减少(吴艳 等, 2010; Salmela-Aro et al., 2009)。先前研究表明，高水平的学业倦怠与明显的躯体化症状、高水平的焦虑和抑郁等都有着显著的相关(Gomez et al., 2022; Gündoğan, 2023)。此外，Bask和Salmela-Aro(2013)还发现学业倦怠会降低中学生在学习任务上的坚持性。总之，学业倦怠与中学生大量内外化问题都有着密切的关系。探讨学业倦怠的影响因素及其作用机制，对提高中学生的学业表现和身心健康水平都有着重要意义。
在以往文献中，完美主义是学生学业倦怠的一个重要预测指标。完美主义是一种凡事都追求尽善尽美的极致表现的人格特质(Luo et al., 2016)，主要分为积极(适应性)和消极(非适应性)两种类型。积极完美主义以趋近为特征，通常与追求成就和积极情感有关；而消极完美主义则以回避为特征，通常与对个体自身的消极评价和消极情感有关(Frost et al., 1993; Slade & Owens, 1998)。以往研究显示，完美主义与个体的倦怠情绪有着密切的关系，并且，不同类型的完美主义与学业倦怠之间存在着不同的关系模式。如Chang等人(2016)发现，消极完美主义可能会导致学生设定不切实际的目标，并迫使自己以一种激烈竞争的方式进行表现，从而更容易导致学业倦怠。Choi等人(2022)的研究也发现消极完美主义可以显著地正向预测高中生的学业倦怠。然而，与消极完美主义不同，积极完美主义的个体虽也会给自己设立一定的目标，但不会过分担心自己犯错。他们更加关注自己任务的完成情况，并且对于是否完成任务、是否达到既定要求有着更为灵活的标准(孙文影, 刘晓明, 2010)。因而，积极完美主义与学业倦怠存在着显著的负相关(Luo et al., 2016)。
除了直接对学业倦怠产生影响外，完美主义也会通过一些中介变量对学业倦怠产生间接影响。其中，自我宽容是可能的中介变量之一。在中学生应对来自内外环境中的压力或威胁时，自我宽容可以起到重要的缓冲作用，是中学生一个重要的保护性心理结构。自我宽容是指在面对困难的时候，个体对自己的理解与接纳(Neff, 2003)。大量研究显示，自我宽容与完美主义和学业倦怠都存在着密切的关系。一方面，自我宽容可以预测个体的学业倦怠水平。研究发现，学生的自我宽容与学业倦怠呈负相关，即自我宽容水平较高的学生出现学业倦怠的可能性更低(Farisandy et al., 2023)。与此类似，Karimi等人(2021)发现，自我宽容训练可以有效地减少有自残行为倾向学生的情绪失调和学业倦怠。另一方面，完美主义与自我宽容之间也存在着显著的联系。具体来说，完美主义的特点是渴望达到高标准，如果成就没有达到预期，则会出现过度的自我批评(Luo et al., 2016)。自我宽容有助于完美主义者积极应对自责和自我批评，并相信自己应该得到爱和幸福，因此，完美主义总是伴随着低水平的自我宽容(Benedetto et al., 2024)。就不同类型的完美主义而言，消极完美主义者通常为自己设立不合理的高标准，当达不到预期成就时就会出现过度的自我批判(孙文影, 刘晓明, 2010)，这是低自我宽容的表现。而积极完美主义者的最终目标是追求成功，因此会为自己制定合适的标准，进行更积极的自我评价(孙文影, 刘晓明, 2010)，这是高自我宽容的表现(Wei et al., 2021)。基于此，当面对消极的学习环境时，无论是积极自我完美主义者还是消极自我完美主义者，自我宽容都可以在他们与环境相互作用的过程中起到一定作用，进而影响学业倦怠的表现水平。综上，自我宽容可能在中学生完美主义对学业倦怠的效应中起到中介作用。
尽管以往有研究探讨了不同类型完美主义和自我宽容的关系，也有研究关注了两者与学业倦怠的关系，但是在相关领域中，至少还有以下几个问题值得进一步关注。首先，相关领域的研究大多采用横断设计，很少有研究探讨完美主义与学业倦怠的纵向关系。其次，以往的研究大多从整体上研究完美主义，针对不同类型完美主义效应的纵向研究十分稀缺，无法确定积极完美主义和消极完美主义与学业倦怠之间在时间序列上的因果关系。最后，很少有研究揭示完美主义对学业倦怠效应的心理机制，亦未有研究探讨自我宽容在完美主义与学业倦怠关系之间的中介作用。
基于上述局限，本研究以中学生为被试，拟采取纵向设计，系统地探讨积极完美主义和消极完美主义与中学生学业倦怠的关系以及自我宽容在其中的纵向中介作用。本研究提出以下假设。
假设1：中学生的完美主义是学业倦怠的显著预测变量，即积极完美主义可以负向预测学业倦怠，消极完美主义可以正向预测学业倦怠。
假设2：自我宽容对学业倦怠存在负向预测作用。
假设3：自我宽容在不同类型完美主义和学业倦怠的纵向关系之间起到中介作用。
2 研究方法
2.1 被试
本研究选取西安市三所初级中学的学生为被试。在2019−2020学年第一学期进行三次测量，每次间隔两个月。第一次测量在开学初(T1)，第二次在期中考试前一周(T2)，第三次在期末考试前一周(T3)。前人研究显示，学业倦怠通常在开学初期处于较低的水平，而在学期即将结束时达到顶峰(Romano et al., 2021)。因此，本研究在T1和T3对学业倦怠进行测量。而完美主义作为一种稳定的人格特质，其改变通常需要相对较长的时间(刘敏 等, 2009)。但同时，青少年的人格也具有一定的可变性(邹容 等, 2016)。因此，本研究同样选择在T1和T3对完美主义进行测量，在较为充分的时间内观察完美主义。此外，自我宽容作为自我同情的重要组成部分之一，相比于完美主义和学业倦怠，更容易受到个体所处环境的影响。因此，本研究在三个时间点均对自我宽容进行测量。
本研究第一次回收问卷897份，第二次回收问卷814份，第三次回收问卷764份，剔除无效问卷后共有427份有效数据。被试年龄在11至16岁之间，平均年龄为13.15岁(SD=0.82岁)。其中，男生212人，女生212人，3人数据缺失。住校29人，独生子女140人。卡方检验结果显示，流失被试与完整参与三次测验的被试在性别(χ2=0.82, p>0.05)、住校与否(χ2=0.33, p>0.05)以及是否为独生子女(χ2=1.96, p>0.05)上均不存在显著差异，这在一定程度上表明被试流失是随机的。此外，独立样本t检验显示，人口统计学变量(性别、住校、独生子女)对T1和T3学业倦怠的影响不显著(ps>0.05)，因此，后续分析不再将人口统计学变量列入控制变量。
2.2 研究工具
2.2.1 完美主义
采用訾非和周旭(2006)修订的多维完美主义量表测量被试的完美主义。量表共27个题目，包括担心出错、行动疑虑、个人标准、父母期望和条理性五个维度，其中担心出错、行动疑虑、个人标准和父母期望是消极完美主义维度，条理性是积极完美主义维度(Frost et al., 1990; Parker, 1997)。采用5点计分(“1”=“完全不符合”，“5”=“完全符合”)，分数越高代表完美主义倾向越明显。该量表的消极完美主义维度两次施测的Cronbach’s α系数为0.83和0.85；积极完美主义维度两次施测的Cronbach’s α系数为0.77和0.84。
2.2.2 自我宽容
选取宫火良等人(2014)修订的中文版自我同情量表中自我宽容的维度(如“我能接受自身存在的缺点和不足”)来测量被试的自我宽容。自我宽容分量表共3题，采用5点计分(“1”=“完全不符合”，“5”=“完全符合”)，分数越高则表明自我宽容水平越高。该量表三次测量的Cronbach’s α系数为0.51、0.70和0.67。
2.2.3 学业倦怠
采用吴艳等人(2010)编制的中学生学业倦怠量表测量被试的学业倦怠水平。量表共包括16个题目(如“我的成绩太差了，真想放弃”)，采用5点计分(“1”=“完全不符合”，“5”=“完全符合”)，分数越高表示学业倦怠水平越高。该量表两次施测的Cronbach’s α系数为0.87和0.88。
2.3 施测程序
研究人员每次发放问卷前都会向参与者解释研究的目的和程序，并征得被试的同意。随后研究人员向被试发放问卷，要求被试仔细阅读问卷说明并根据自己的真实情况填写。完成后，研究人员当场收回问卷。
2.4 数据分析
首先，使用SPSS25.0进行Harman单因子检验，并对中学生完美主义、自我宽容与学业倦怠进行描述性统计分析、相关分析以及差异检验。其次，使用Mplus8.3对相关工具进行了纵向测量等值性检验。然后，使用Mplus8.3构建交叉滞后模型，考察完美主义与学业倦怠在时间序列上的直接效应。最后，依据张莉等人(2019)的做法，构建纵向中介模型。为了检验假设模型是否为最优模型，使用AMOS23.0建立了4个模型并对其进行比较，以期选出最优模型进一步进行分析。评价模型拟合的指标和可接受的阈值分别是χ2，df，TLI(>0.90)，CFI(>0.90)，GFI(>0.90)，RMSEA(<0.10)，SRMR(<0.08)(Hu & Bentler, 1999; Steiger, 1990)。随后，通过比较各个模型的拟合度、与研究理论的契合度以及简洁性，来确定模型的优劣(邱皓政, 林碧芳, 2009; 张何雅婷 等, 2020)。经上述比较后，在所获得的最优模型的基础上，采用Bootstrap法进行纵向中介分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验。结果表明，T1和T3中第一公因子所解释的变异量分别为20.32%和23.83%，均小于40%，说明本研究中各变量的共同方法偏差并不明显(Harman, 1976)。
3.2 描述性统计与相关分析
描述性统计和相关分析结果如表1 所示，T1消极完美主义与T2自我宽容显著负相关，与T3学业倦怠显著正相关；T1积极完美主义与T2自我宽容呈显著正相关，与T3学业倦怠呈显著负相关。此外，T2自我宽容与T3学业倦怠呈显著负相关。这些结果表明两种完美主义与中学生的自我宽容和学业倦怠均存在着显著相关。
表1 各变量的描述统计和相关分析 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
| 1. T1消极完美主义 | 3.16 | 0.58 | ||||||||
| 2. T3消极完美主义 | 3.28 | 0.57 | 0.57** | |||||||
| 3. T1自我宽容 | 3.61 | 0.81 | −0.29 | −0.17** | ||||||
| 4. T2自我宽容 | 3.44 | 0.92 | −0.30** | −0.32** | 0.29** | |||||
| 5. T3自我宽容 | 3.27 | 0.92 | −0.25** | −0.40** | 0.24** | 0.38** | ||||
| 6. T1学业倦怠 | 2.63 | 0.68 | 0.25** | 0.23** | −0.29** | −0.33** | −0.35** | |||
| 7. T3学业倦怠 | 2.71 | 0.66 | 0.27** | 0.42** | −0.20** | −0.35** | −0.40** | 0.53** | ||
| 8. T1积极完美主义 | 3.99 | 0.64 | 0.13** | 0.04 | 0.08 | 0.12* | 0.13** | −0.34** | −0.21** | |
| 9. T3积极完美主义 | 3.98 | 0.65 | 0.04 | 0.08 | 0.14* | 0.11* | 0.19** | −0.23** | −0.39** | 0.42** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 不同时间点研究变量测量等值性检验
本研究分别构建了积极完美主义、消极完美主义、学业倦怠和自我宽容的跨时间的形态等值、单位等值、尺度等值和误差方差等值模型(Vandenberg & Lance, 2000)，拟合指数见表2 。结果显示，消极完美主义和自我宽容的形态等值和单位等值模型，以及积极完美主义的形态等值、单位等值以及尺度等值模型拟合良好，且拟合指数无显著变化(ΔRMSEA<0.015, ΔCFI<0.01)。然而，在进行学业倦怠的单位等值检验时，模型拟合指数显著下降(χ2=34.24, df=8, TLI=0.92, CFI=0.96, RMSEA=0.88, SRMR=0.05, ΔCFI=−0.010, ΔRMSEA=−0.009)。因此，对学业倦怠的情绪耗竭维度的因子负荷进行释放，建立部分等值模型，并在此基础上进行后续更严格的等值检验(Zhang et al., 2011)。进行部分等值后，学业倦怠的单位等值模型拟合良好，拟合指数未显著下降(ΔRMSEA=−0.013, ΔCFI=−0.001)，并且非不变项所占比例较小(Cheung & Rensvold, 1998; Ng et al., 2019)，支持单位等值的假设。
表2 测量等值性检验结果 |
| 模型 | χ2 | df | TLI | CFI | RMSEA [95%CI] | SRMR | ΔRMSEA | ΔCFI |
| 消极完美主义 | ||||||||
| 形态等值 | 69.10 | 15 | 0.89 | 0.94 | 0.09 [0.07, 0.11] | 0.06 | ||
| 单位等值 | 75.04 | 17 | 0.90 | 0.94 | 0.09 [0.07, 0.11] | 0.07 | −0.006 | −0.004 |
| 尺度等值 | 129.20 | 21 | 0.84 | 0.88 | 0.11 [0.09, 0.13] | 0.08 | 0.024 | −0.055 |
| 误差方差等值 | 154.46 | 25 | 0.84 | 0.86 | 0.11 [0.09, 0.13] | 0.08 | 0.000 | −0.023 |
| 积极完美主义 | ||||||||
| 形态等值 | 151.94 | 47 | 0.91 | 0.94 | 0.07 [0.06, 0.09] | 0.05 | ||
| 单位等值 | 153.61 | 52 | 0.92 | 0.94 | 0.07 [0.06, 0.08] | 0.05 | −0.003 | 0.002 |
| 尺度等值 | 140.40 | 57 | 0.92 | 0.93 | 0.06 [0.05, 0.07] | 0.05 | −0.010 | −0.009 |
| 误差方差等值 | 209.39 | 63 | 0.87 | 0.88 | 0.07 [0.06, 0.09] | 0.07 | 0.015 | −0.052 |
| 自我宽容 | ||||||||
| 形态等值 | 19.86 | 15 | 0.98 | 0.99 | 0.03 [0.00, 0.06] | 0.03 | ||
| 单位等值 | 22.11 | 19 | 0.99 | 0.99 | 0.02 [0.00, 0.05] | 0.03 | −0.008 | 0.003 |
| 尺度等值 | 34.92 | 23 | 0.97 | 0.98 | 0.04 [0.00, 0.06] | 0.03 | 0.015 | −0.013 |
| 误差方差等值 | 59.70 | 29 | 0.95 | 0.96 | 0.05 [0.03, 0.07] | 0.05 | 0.015 | −0.027 |
| 学业倦怠 | ||||||||
| 形态等值 | 25.13 | 5 | 0.90 | 0.97 | 0.10 [0.06, 0.14] | 0.05 | ||
| 单位等值(部分) | 28.10 | 7 | 0.93 | 0.97 | 0.08 [0.05, 0.12] | 0.05 | −0.013 | −0.001 |
| 尺度等值(部分) | 59.99 | 8 | 0.84 | 0.92 | 0.12 [0.10, 0.15] | 0.08 | 0.039 | −0.050 |
| 误差方差等值(部分) | 59.99 | 8 | 0.84 | 0.92 | 0.12 [0.10, 0.15] | 0.08 | 0.000 | 0.000 |
根据以往研究的建议(Hamaker, 2018)，等值性检验只要达到单位等值要求，就可以认为不同时间点测量的数据具有纵向不变性。因此，本研究的数据达到了进行交叉滞后分析的要求，可以进行后续分析。
3.4 交叉滞后回归分析
为了探究不同类型完美主义与学业倦怠之间关系的方向性，本研究以相关分析为基础，分别构建积极完美主义和消极完美主义与学业倦怠的交叉滞后模型(见图1 )。由于两个模型为饱和模型，自由度为0，因此不再估计其拟合指数，仅关注其路径系数(Steeger & Gondoli, 2013)。图1 表明，T1消极完美主义显著正向预测T3学业倦怠(β=0.16, p<0.001)，同时，T1学业倦怠能显著预测T3消极完美主义(β=0.08, p<0.05)，这一结果表明消极完美主义与学业倦怠之间存在相互影响。
此外，T1积极完美主义不能预测T3学业倦怠(β=−0.03, p>0.05)，但T1学业倦怠能显著预测T3积极完美主义(β=−0.09, p<0.05)。
3.5 纵向中介分析
随后，采用结构方程模型和路径分析检验自我宽容在两类完美主义与学业倦怠双向关系中的纵向中介模型。为了检验适应本研究数据的最优模型，分别使用消极完美主义和积极完美主义建构系列模型(Mi为以消极完美主义为基础的系列模型，Mi’为以积极完美主义为基础的系列模型，i为从0到3数字)。如图2 所示，M0和M0’为基线模型，只包含自回归路径。其他模型则在M0和M0’的基础上建立。为检验完美主义与学业倦怠之间的因果方向，分别建构模型M1(M1’)、M2(M2’)和M3(M3’)。其中，M1(M1’)是以T1的完美主义、T2的自我宽容和T3的学业倦怠分别作自变量、中介变量和因变量建立的模型。M2(M2’)是以T1的学业倦怠、T2的自我宽容和T3完美主义分别作自变量、中介变量和因变量建立的模型；M3(M3’)为包含M1(M1’)和M2(M2’)中所涉及的所有路径的全模型。
在模型建立的最初，GFI(<0.90)和RSMEA(>0.10)指数未能达到拟合指数标准，因此，依据AMOS报告的修正指数(modification index, MI)对模型进行修正，以尽量避免模型设定不合理的问题(王阳 等, 2022)。依据修正指数的提示，设置T3完美主义、自我宽容以及学业倦怠的残差两两相关，以及T2和T3自我宽容的残差相关。此外，在修正过程中发现，设置T2和T3的自我宽容残差相关对两者间自回归路径系数的数值产生了影响，但并未影响该路径显著性，也未影响其他路径系数。修正后的模型拟合均良好(见表3 )。
表3 各模型拟合指数 |
| CFI | GFI | RMSEA | SRMR | χ2 | dƒ | |
| M0(M0’) | 0.81(0.90) | 0.92(0.96) | 0.18(0.12) | 0.14(0.10) | 139.09(66.05) | 9(9) |
| M1(M1’) | 0.92(0.91) | 0.96(0.96) | 0.14(0.13) | 0.08(0.08) | 65.81(57.70) | 7(7) |
| M2(M2’) | 0.97(0.99) | 0.98(0.99) | 0.09(0.02) | 0.06(0.03) | 30.98(8.78) | 7(7) |
| M3(M3’) | 1.00(1.00) | 0.99(1.00) | 0.01(0.01) | 0.02(0.03) | 5.22(7.98) | 5(5) |
注：括号内为积极完美主义各模型拟合指数，括号外为消极完美主义各模型拟合指数。 |
3.5.1 消极完美主义模型检验
消极完美主义各模型拟合结果见表3 。除M3外，其他模型的拟合指数均有局限。M3优于M1和M2(Δχ2=60.59, Δdf=2, p<0.001; Δχ2=25.76, Δdf=2, p<0.001)。因此，确定M3为最优模型，后续分析在M3的基础上进行。
由模型M3可知(见图3 )，T1的消极完美主义负向预测T2的自我宽容(β=−0.28, SE=0.07, p<0.001)，支持假设1。T2的自我宽容负向预测T3的学业倦怠(β=−0.62, SE=0.11, p<0.001)，支持假设2。此外，T1的学业倦怠负向预测T2的自我宽容(β=−0.30, SE=0.06, p<0.001)，但是T2的自我宽容不能负向预测T3的消极完美主义(β=−0.07, SE=0.08, p>0.05)。
采用Bootstrap法检验自我宽容在消极完美主义与学业倦怠之间的中介作用。结果表明，T2的自我宽容在T1的消极完美主义和T3学业倦怠关系中的中介作用显著，95%CI=[0.11, 0.24]。但T2的自我宽容在T1的学业倦怠和T3的消极完美主义中的中介效应不显著，95%CI=[−0.05, 0.00]，这在某种程度上表明消极完美主义通过自我宽容影响学业倦怠而非学业倦怠通过自我宽容影响消极完美主义，即消极完美主义是原因变量，学业倦怠是结果变量。
3.5.2 积极完美主义模型检验
积极完美主义各模型拟合结果见表3 。除M2’和M3’外，其他模型的拟合指数均不符合标准。对M2’和M3’进行模型比较发现卡方差异不显著(Δχ2=0.80, Δdf=2, p>0.05)。根据简洁性原则(邱皓政, 林碧芳, 2009)，确定M2’为最优模型。因此，对最佳模型M2’进行分析，结果见图4 。T1学业倦怠可以负向预测T2自我宽容(β=−0.40, SE=0.06, p<0.001)，T2自我宽容无法预测T3的积极完美主义(β=0.04, SE=0.15, p>0.05)。Bootstrap检验结果表明，在学业倦怠和积极完美主义的关系中，自我宽容的中介作用不显著，95%CI=[−0.02, 0.13]。因此，不再关注自我宽容在积极完美主义和学业倦怠之间的中介作用。
4 讨论
本研究以初中生为被试，经过为期一学期的纵向追踪，考察了学业倦怠和完美主义的纵向关系，以及自我宽容的中介作用。
首先，本研究发现，T1的消极完美主义可以预测T2的自我宽容，假设1得到了部分验证。高水平消极完美主义的个体往往持有诸多不合理信念，例如设立过高的标准，无法接受和容忍自己的失败，只关注活动结果而很少从活动中体验到乐趣，并且自我效能感较低(孙文影, 刘晓明, 2010; Kruger et al., 2023)。社会心态理论认为，这种高水平的消极完美主义水平可能会激活威胁系统，产生负面认知评价和情感反应。相反，较低的消极完美主义会引发高水平的自我同情(赵琦 等, 2022)，使威胁系统失灵，并激活舒缓系统(Gilbert, 1989)，产生更多积极的认知评价和对自我的宽容与接纳。因此，如果中学生拥有较高水平的消极完美主义，他们可能会给自己制定极高的目标。当目标无法完成时，他们对自我的评价将会下降，难以产生对自我的宽容。相反，消极完美主义水平较低的中学生能够为自己设立合适的标准，给予自己较多的积极评价，因而形成较高的自我宽容。
其次，T2的自我宽容对T3的学业倦怠的预测作用显著，假设2得到了验证。自我调节资源模型认为，自我同情的三个维度(自我宽容、普遍人性和正念)均可以帮助个体增强心理韧性和适应能力(Terry & Leary, 2011)，产生积极情绪体验(Benedetto et al., 2024)，并尝试促进健康的行为，如压力管理(Sirois, 2015)。作为应对学业压力时出现的一种负面情绪，学业倦怠也受到自我宽容的影响(Karimi et al., 2021)。自我宽容能够提升个体的自我调节资源，避免将这些资源用于应对反思过去和未来挑战产生的负面情绪，产生积极影响(Sirois, 2015)，抑制学业倦怠的产生。同时，自我宽容也可以帮助个人避免自我批判，接受自己的缺点和不足(Benedetto et al., 2024)，缓冲因考试失败带来的倦怠感。因此，如果中学生的自我宽容水平较低，他们会更加消极地对待学业任务，引起更强的倦怠感；如果中学生的自我宽容水平较高，他们能够调动更多的自我调节资源应对学业挑战，因而学业倦怠水平较低。
最后，T2的自我宽容在T1的消极完美主义与T3的学业倦怠之间起到中介作用。素质压力模型曾提出，素质会影响一个人对日常生活事件的看法，从而影响个体对生活压力的感知(Monroe & Simons, 1991)。因此，具有某种“风险”素质的个体更容易受到不利环境因素的影响，表现出心理或行为问题(夏敏 等, 2017)。作为一种人格特质，消极完美主义是学业倦怠的一种风险因素。高消极完美主义者通常会为自己设立较高的目标，在无法达到目标时对自己进行自我批评(孙文影, 刘晓明, 2010)，导致压力的增加(Ayadi et al., 2021)。而作为自我同情的重要组成部分之一，自我宽容能够有效地减轻负性生活事件对个体的影响，帮助个体缓解压力(Dev et al., 2020)。因此，如果个体的自我宽容处于较高水平，在面对学业压力时，其负性情绪体验就会减少，这可以在一定程度上减少学生的学业倦怠(Karimi et al., 2021)；如果自我宽容处于较低的水平，个体可能无法接受自己的感受和价值，对自我产生怀疑，在处理学业问题和学业压力时产生厌倦，导致学业倦怠水平升高。综上所述，中学生消极完美主义对学业倦怠的影响可以通过自我宽容来缓解。
本研究结果丰富了中学生学业倦怠领域研究的理论体系。本研究发现，消极完美主义水平与中学生的学业倦怠存在显著的相关关系，自我宽容则在这一关系中起到了中介效应。这一结果对于理解完美主义人格的效应及其作用机制具有重要的理论价值。此外，本研究结果为社会心态理论在中学生群体中的应用提供了支持，具有一定的实践价值。消极完美主义会激活个体的威胁系统，激活负面情绪，而自我同情会激活舒缓系统，降低威胁系统的影响，从而降低学业倦怠的可能性。基于本研究结果，对于消极完美主义倾向较明显的中学生而言，采取更为接纳和积极的自我认知方式可能有助于减少他们的负面情绪，更好地应对学业问题和压力。
5 结论
(1)消极完美主义和学业倦怠存在显著的相互预测作用；(2)自我宽容在消极完美主义与学业倦怠纵向关系中的中介作用显著。