大学生被看重感与学习投入的关系：生活满意度的中介作用

王娟 沐守宽 余益兵 鲍超

摘 要 采用大学生被看重感量表、大学生生活满意度评定量表与学习投入量表考察471名在校大学生的被看重感、生活满意度与学习投入三者之间的关系以及生活满意度在二者之间的中介作用。结果表明：（1）被看重感、生活满意度与学习投入两两之间呈显著正相关。（2）被看重感可以显著正向预测生活满意度和学习投入，且生活满意度也可以显著正向预测学习投入。（3）生活满意度在被看重感与学习投入之间起部分中介作用。该研究揭示了被看重感与学习投入的关系及其作用机制，深化了被看重感对个体认知与行为的影响，因此未来可从提升大学生的被看重感、生活满意度等角度提升大学生的学习投入。

关键词 被看重感;生活满意度;学习投入;中介作用;大学生

分类号 B844

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.12.002

1 引言

学习投入（learning engagement）是指一种与学习相关的积极、充实的精神状态，具体表现为有活力、奉献和专注等特征（Schaufeli， Martínez， Pinto， Salanova， & Bakker， 2002）。近年来，我国大学生学习投入问题受到学者们的广泛关注（汪雅霜， 2013）。一方面，学习投入度已成为衡量高等教育办学水平和教学质量的重要依据，其不仅是衡量学习过程质量的重要因素（郭建鹏， 计国君， 2019; 许俊卿， 谭英耀， 侯雪莹， 2014），而且对大学生的学业成就产生重要影响（魏军， 刘儒德， 何伊丽， 唐铭， 邸妙词， 庄鸿娟， 2014; 文超， 张卫， 李董平， 喻承甫， 代维祝， 2010）。另一方面，物质主义价值观严重影响了在校学生的学习动力和投入程度（King & Datu， 2017; King， 2018），进而对大学生就业产生重要影响（张瑞， 2017）。随着我国高等教育的普及，高校毕业生规模逐年增加，加上新冠肺炎疫情在全球扩散蔓延，经济受到较大冲击，大学生预期就业形势将更加严峻。因此，当前及今后较长一段时间，探讨影响大学生学习投入的相关因素及其作用机制，对促进大学生良好就业具有重要的理论和现实意义。

以往研究者在学习投入的概念界定、测量方法、影响作用等方面取得了丰富的研究成果（方来坛， 时勘， 张风华， 2008; 蒋文， 蒋奖， 杜晓鹏， 古典， 孙颖， 2018; 李西营， 黄荣， 2010; 石雷山， 陈英敏， 侯秀， 高峰强， 2013; 张娜， 2012），也有部分学者探讨影响学习投入的前因变量（李翊君， 孟龙龙， 王曼茹， 冯喜珍， 2017），但对于这方面的研究还有待加强（廖友国， 2011; 肖海雁， 李媛， 闫云帆， 付政， 2020）。

大学阶段是个体探索和建构自我同一性的关键时期（Arnett， 2000），在自我探索和建构过程中，他人如何看待自己对于个体社会心理幸福和行为决策具有重要意义（Elliott， Kao， & Grant， 2004; Flett， Khan， & Su， 2019; Rosenberg， 1985）。被看重感是个体感知到自己在周围世界中的重要程度，它反映了个体在现实生活中对他人的影响程度（Elliott， Kao， & Grant， 2004）。 根据Rosenberg和McCullough（1981）的观点，被看重感（perceived mattering）是自我概念的一部分，具体包括关注、重要、信赖三个成分，后来Rosenberg经过深刻的反思后，在1985年提出自我延伸（ego-extension）也是被看重感的组成部分，即被看重感有4个维度，分别为关注、重要、信赖与自我延伸。其中，关注是被看重感中最重要的成分，是指个体需要别人的关注;重要是指个体需要被他人关心的一种感觉，需要他人关心自己的想法、行为以及命运;信赖是指个体的行为在多大程度上影响他人的行为;自我延伸是指有人将我们自己看作他的一部分，会把我们的事情当作他们自己的事情来对待，是重要的直接体现。作为一种具有行为动机性质的心理倾向，被看重感对于大学生的学习投入具有促进作用，可以从以下两种理论观点做出解释。

首先，被看重感被认为源于个体的归属需要并与归属需要相关联（赵必华， 袁颖， 2015）。当个体的基本需要得到满足时，能激发其内在动机的形成，从而具有更好的学习表现（Deci & Ryan， 2000）。有研究表明，歸属感可以显著预测学习投入（Connell & Wellborn， 1991; Zumbrunn， Mckim， Buhs， & Hawley， 2014）。因此，当个体的基本需要获得满足时，个体倾向于更积极地投入增强自我同一性的探索活动中。对于大学生而言，学习活动无疑是建构和探索自我同一性的重要领域。

其次，群体认同理论认为，个体将群体成员身份属性融入所属群体并获得群体认同的过程及程度会强烈影响着我们的社会知觉、态度和行为（Tajfel & Turner， 1979），群体认同具有自我提升和降低不确定性两大功能（殷融， 张菲菲， 2015）。研究表明，群体认同与学校投入密切相关，族群内部认同对学校的行为投入和情感投入有显著预测作用（Perry， 2008; Shin， Daly， & Vera， 2007）。在集体主义文化背景下，当个体在群体中感受到其他成员的认可和支持时，更容易注意到自己的价值，从而发展出更高的自我喜欢感（Tafarodi & Jr. Swann， 1996）。当个体在群体中感受到其存在的价值和意义时，就会投入更多的时间和精力从事群体规范所认可的事情。基于上述分析，提出研究假设一：作为大学生基本心理需要和群体认同的反映，被看重感可以显著正向预测大学生的学习投入。

那么，被看重感可以通过何种机制间接影响学习投入呢？上述理论分析表明，无论是基本需要的满足还是群体认同的作用，二者可能都共同指向个体对自己生活质量的积极评价。生活满意度（life satisfaction）是个体根据自己的生活标准对自己持续一段时间的生活质量的认知评价，是个体在这段时期或长期以来的生活状态的主观体验（Shin & Johnson， 1978）。Milyavskaya等人（2013）的研究发现，基本心理需要的满足在一般情境和特殊情境中均能显著预测生活满意感。Wakefield等人（2017）对跨文化社区样本的研究也发现，较高的群体认同可以预测较高的生活满意度。这预示着，被看重感可能会通过个体的生活满意度间接影响学习投入。尽管目前还没有研究直接检验三者之间的关系，但初步证据表明了生活满意度在二者之间的中介作用。

一方面，已有零星的研究表明，被看重感与生活满意度之间存在关联性。Marshall（2001）发现被看重感可以正向预测生活满意度。部分学者对中学生和大学生的研究也发现，被看重感可以显著正向预测主观幸福感（刘金婷， 2017; 赵必华， 袁颖， 2015; Demir， zen， & Doan， 2012）。鉴于生活满意度是主观幸福感的一个重要成分（郑雪， 严标宾， 邱林， 2001; Diener， 1984; Diener， Suh， Lucas， & Smith， 1999），本研究提出假设二：被看重感可以显著正向预测生活满意度。

另一方面，已有多种证据表明生活满意度与学习投入之间关系密切。Maslach等人（2001）提出投入是倦怠的积极对立面。横断研究表明，生活满意度可以显著负向预测学业倦怠（徐悦， 陈启山， 杨舒婷， 原露， 2017）。也有短期追踪研究表明，生活满意度与认知投入呈双向预测关系，且生活满意度可以接近预测学生的情感投入（Lewis， Huebner， Malone， & Valois， 2011）。Heffner等人（2016）则进一步揭示了生活满意度在预测学习投入方面具有不同于积极/消极情感的增益效应。基于此，本研究提出假设三：生活满意度可以显著正向预测学习投入。

遗憾的是，Lewis等人的研究仅证明了生活满意度与认知投入存在双向预测关系，未从学习投入的总体状况以及活力、奉献、专注等维度进行研究。综上所述，本研究主要目的在于提出并检验被看重感影响学习投入的中介模型，生活滿意度在二者之间的中介作用。研究结果不仅有助于丰富学习投入的相关理论模型，而且还可以为促进大学生学习投入的教育干预提供理论参考。

2 方法

2.1 研究对象

研究采用方便取样的方法，选取闽南师范大学与龙岩学院两所大学的大学生进行线上问卷调查，最终在问卷星上获得570份初始问卷。依据Huang等人（2012）的研究发现，在网络调查中，参与者对调查项目的反应时间不可能快于每题2s或每页52s，按照调查问卷的总题数52题乘以作答时间2秒等于104秒，故删除作答时间低于104秒的被试，剩余有效被试为471名，有效被试为82.63%。男生142人（30.15%）， 女生329人（69.85%）; 文科166人（35.24%）， 理科305人（64.76%）; 大一154人（32.70%）， 大二118人（25.05%）， 大三102人（21.66%）， 大四97人（20.59%）; 城镇121人（25.69%）， 农村350人（74.30%）， 独生子女82人（17.41%）， 非独生子女389人（82.59%）; 学生干部242人（51.38%）， 非学生干部229人（48.62%）。

2.2 研究工具

2.2.1 大学生被看重感量表  该量表由袁颖等人（2014）编制， 分为关注、 重要、 信赖、 自我延伸四个维度，共23个项目，其中7个题为反向计分。量表为五点计分，分数越高表示被看重感水平越高。在本研究中，此量表的Cronbachs α系数为0.93，关注、 重要、 信赖、 自我延伸的Cronbachs α系数分别为0.79， 0.82， 0.86， 0.71。验证性因素分析的拟合指标分别为χ2/df=2.92， RMSEA=0.06， CFI=0.91， TLI=0.90， SRMR=0.06，表明该量表结构效度可以接受。

2.2.2 大学生生活满意度评定量表

该量表由王宇中等人（2003）编制，第6题为被试的主观满意度，剩下的5题为被试的客观满意度，共6个项目组成;量表为七点计分，该量表的总分为客观满意度的均分加上主观满意度的得分，分数越高表示生活满意度水平越高。鉴于主观满意度为单维题项，该量表只考虑生活满意度总分，在本研究中，该量表的Cronbachs α系数为0.83。验证性因素分析的拟合指标分别为χ2/df=3.69， RMSEA=0.08， CFI=0.98， TLI=0.96， SRMR=0.03，表明该量表结构效度可以接受。

2.2.3 学习投入量表

该量表由方来坛等人（2008）编制，学习投入分为活力、奉献、专注三个维度，共17个项目。量表为七点计分，所有题项全部为正向计分，总分越高表示学习投入水平越高。在本研究中，此量表的Cronbachs α系数为0.96，活力、奉献、专注的Cronbachs α系数分别为0.90，0.91，0.91。验证性因素分析的拟合指标分别为χ2/df=4.71， RMSEA=0.09， CFI=0.94， TLI=0.93， SRMR=0.04，表明该量表结构效度可以接受。

2.3 统计方法与共同方法偏差检验

为了排除由于问卷法和单一数据来源可能带来的共同方法偏差进而对研究结果产生影响，采用Harman 单因子检验法将本研究使用的被看重感量表、生活满意度问卷、学习投入量表的所有项目同时纳入进行共同方法偏差检验。结果表明，特征值大于1的因子有6个，第一个因子解释的变异量为35.59%，小于40%的临界标准，表明研究数据的共同方法偏差问题不严重。

2.4 数据分析

首先，采用SPSS 23.0进行独立样本t检验，检验各变量在性别与曾经是否担任学生干部上是否存在差异。其次，采用Pearson积差相关计算各研究变量间的相关系数。最后，采用Mplus 8.3建构结构方程模型，检验中介效应。

3 结果

3.1 被看重感、生活满意度与学习投入的差异检验  女生的被看重感（M=81.21， SD=11.49）显著高于男生的被看重感（M=78.16， SD=11.57）， t=2.64， df=469， p=0.009，Cohens d=0.26，女生的学习投入（M=82.95， SD=14.92）显著高于男生的学习投入（M=79.49， SD=17.51）， t=2.19， df=233.41， p=0.041，Cohens d=0.21;而生活满意度无显著性别差异。学生干部的被看重感（M=82.26， SD=11.14）显著高于非学生干部的被看重感（M=78.21， SD=11.69）， t=3.86， df=469， p<0.001，Cohens d=0.35;学生干部的生活满意度（M=9.68， SD=1.93）显著高于非学生干部的生活满意度（M=9.08， SD=2.06）， t=3.25， df=469， p=0.001，Cohens d=0.30;而学习投入在是否为学生干部上不存在差异。

3.2 被看重感、生活满意度与学习投入的相关分析  各变量之间的相关系数如表1所示，被看重感、生活满意度与学习投入及各维度之间呈正相关，被看重感与生活满意度呈中等程度正相关（r=0.59， p<0.001）;被看重感与学习投入呈中等程度正相关（r=0.49， p<0.001）;生活满意度与学习投入呈中等程度正相关（r=0.49， p<0.001）。

3.3 生活满意度在被看重感与学习投入之间的中介作用  首先以被看重感作为前因变量，学习投入作为结果变量，探究被看重感对学习投入的影响，数据拟合结果如图1所示，模型拟合指标分别是χ2/df=1.81， RMSEA=0.04， CFI=1.00， TLI=0.99， SRMR=0.02，各适配统计量均在合理范围内，模型拟合良好，从模型路径来看，大学生被看重感可以直接正向预测学习投入，标准化回归系数为0.56， p<0.001，结果验证了研究假設一。

接着以被看重感为前因变量，学习投入为结果变量，生活满意度为中介变量建构中介模型，数据拟合结果如图2所示，模型拟合指标分别是χ2/df=1.58， RMSEA=0.04， CFI=1.00， TLI=0.99， SRMR=0.02，各适配统计量均在合理范围内，模型拟合良好，分析结果支持了中介模型的合理性。从模型路径来看，大学生被看重感不仅可以直接正向预测学习投入，还可以通过生活满意度间接地正向预测学习投入（标准化回归系数=0.68×0.34=0.23），采用非参数百分位Bootstrap法重复抽样5000次对中介效应进行检验，结果显示，“被看重感→生活满意度→学习投入”中介效应的95%置信区间为[0.20，0.56]，效应占比为41.07%，置信区间不包含0，表明生活满意度的中介效应具有统计学意义，起到部分中介作用。

4 讨论

4.1 生活满意度在被看重感与学习投入之间的中介作用  本研究表明，被看重感、生活满意度与学习投入两两之间呈中等程度正相关;被看重感可以正向预测生活满意度和学习投入，而生活满意度也可以正向预测学习投入，假设一、假设二和假设三依次得到验证。

被看重感可以直接正向预测学习投入。根据基本需要理论和群体认同理论，被看重感是个体自我概念的一部分，且其与基本需要中的归属需要相关联（赵必华， 袁颖， 2015），归属需要得到满足，个体更愿意将时间、精力、活力投入于学习活动（Zumbrunn， Mckim， Buhs， & Hawley， 2014），而学习正是学生、家长、老师等所期待的活动，学生自己为了得到群体内部成员的认同与尊重，就会愿意做他们所期望的活动—学习投入。本研究再次验证了Deci等人（2000）提出的基本需要理论和马斯洛的需要层次理论，归属需要得到满足，个体将拥有更强的学习动机，进而学习更有活力（愿意为学业付出努力，而不感到疲倦）、更愿意奉献（有较强的学习热情，能全身心投入到学习中）、学习更加专注（能够集中注意力并体验到学习的乐趣）（Schaufeli， Martínez， Pinto， Salanova， & Bakker， 2002）。

被看重感可以直接正向预测生活满意度。研究表明，基本需要可以显著预测生活满意度（Milyavskaya， Philippe， & Koestner， 2013），且较高的群体认同可以预测较高的生活满意度（Wakefield， Sani， Madhok， Norbury， Dugard， Gabbanelli， Poggesi...， 2017），而被看重感属于基本需要之一，所以当个体觉得自己是重要的、受关注的、有价值的，其对生活的满意度也就越高。此外，个体的被看重感越高，其主观幸福感也将越高，这与刘金婷（2017）的研究结果保持一致，而普遍认为生活满意度是主观幸福感的一部分，故主观幸福感越高，生活满意度也就越高。大学生还处于自我同一性探索与建构的时期，这个时候他们总是希望自己能得到他人的关注，当个体感受到关注与重视后，对生活的满意度将更高。

生活满意度可以直接正向预测学习投入。李炳煌等人（2020）对高中生的研究发现主观幸福感在情绪智力与学习投入之间起中介作用，当个体的积极体验越多、满意感越高，其学习投入程度也越高。生活满意度是一种认知评价，是衡量个体幸福感、生活质量的重要指标（池丽萍， 辛自强， 2002），其会对个体的情绪情感产生重要的影响，进而影响个体对目标的追求和行为表现。当个体对自己生活质量的评价越高，其从事学习活动的动机就越强，因此也就更愿意投入时间、精力与耐心到学习活动中。

生活满意度在被看重感与学习投入之间起部分中介作用，揭示了大学生被看重感与学习投入之间的作用机制。被看重感不仅可以直接预测大学生的生活满意度，同时还能预测学习投入，也能通过生活满意度这个中介变量作用于大学生的学习投入。当个体感知到自己在学校周围世界是重要的，觉得他人关心自己的所思所想、相信自己、希望获得自己的帮助，个体就会觉得自己的人际关系较好，其生活满意度也将越高（展宁宁， 2010），进而对学习、生活有更高的信心，就会更愿意把自己的时间、精力投入于学习活动中。

4.2 研究启示与展望

本研究发现，高被看重感个体在生活满意度和学习投入上显著高于低被看重感个体，而学习投入度作为衡量高等教育办学水平和教学质量的重要依据，不仅是衡量学习过程质量的重要因素，也对大学生的学业成就产生重要影响，所以未来的研究可以聚焦于探讨影响学生被看重感的前因变量，找到影响学生被看重感的根源，同时关注低被看重感的学生并对其进行适当且有效的干预，如团体心理辅导、心理咨询等方式调整学生的认知，提升学生的被看重感，进而提升生活满意度与学习投入，使学生更愿意把自己的时间、精力花在学习上，乐于学习，提升自己的专业能力与综合素质，使其成为更符合社会期待的人才。

本研究仍存在一些局限性，需要在今后的研究中进一步改善。首先，本研究为横断面研究，限制了对变量间因果方向性的推断，此后的研究中将采用纵向追踪设计，从动态视角来探索变量随时间推移所呈现的变化趋势;其次，研究方法仅有单个样本，缺乏对研究结论的独立重复验证，后续研究中需要采用多个样本进行重复与验证;最后，本研究的数据仅基于学生的自我报告，后续研究可以考虑其他来源（如教师、家长和同龄人）的数据收集程序。

5 结论

（1）大学生的被看重感、生活满意度与学习投入两两之间呈中等程度正相关。

（2）大学生的被看重感可以直接正向预测生活满意度与学习投入，生活满意度也能正向预测学习投入。

（3）大学生的生活满意度在被看重感与学习投入之间起部分中介作用，即被看重感通过影响学生的生活满意度，进而影响学生的学习投入状况。

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Abstract

To explore the relationship between college students  perceived mattering， life satisfaction and learning engagement， and the mediating effect of life satisfaction between perceived mattering and learning engagement. This study tested 471 undergraduate students with University Student Mattering Scale， College students  Life Satisfaction Scales and Chinese version Learning Engagement Scale. The results demonstrated that： （1）There was a significant positive correlation between perceived mattering， life satisfaction and learning engagement. （2） Perceived mattering had significant positive predictive ability to life satisfaction and learning engagement， and life satisfaction can significantly positively predict learning engagement. （3） Life satisfaction had a mediating effect on perceived mattering and learning engagement. In summary， this study uncovered the relationship and underlying mechanism between perceived mattering and learning engagement and deepened the influence of perceived mattering on individuals  cognition and behavior. Therefore， we can enhance college students  learning engagement by improving their perceived mattering and life satisfaction in the future.

Key words： perceived mattering; life satisfaction; learning engagement; mediating effect; college students