中学生心理韧性、学校适应、学业情绪和学习投入关系的研究

雍挺俊,陈懋慈,李义安*

(1.青海师范大学教育学院，青海西宁 810008；2.聊城大学教育科学学院，山东聊城 252000)

学习投入(learning engagement)是学业成就的重要预测指标，是衡量教育质量和学生发展状况的重要指标，也是影响学生学业成功的关键因素[1-3].因此，研究初中生学习投入的影响因素及其作用机制[4，5]，对于提高其学习投入水平，提升中学班人才培养质量，具有重要的理论意义和实践价值.

心理韧性(resilience，)多年来一直是积极心理学的研究热点[6-9].诸多研究表明心理韧性对青少年学生的学习投入存在显著正向预测作用.例如，雍挺俊研究发现，藏汉中学生的心理韧性通过学业情绪的中介作用影响其学习投入[5]；罗敏研究发现，军校大学生的心理韧性通过积极情绪的中介效应影响其学习投入[10]；董泽松等研究发现，留守儿童的心理韧性在感恩与其学习投入间存在中介作用[11].

学校适应(school adjustment)一般指学生对学校生活的适应情况.儿童、青少年的学校适应状况直接关系着他们的学习与成长[13].研究发现，儿童、青少年学生的心理韧性与其学校适应均呈显著正相关，心理韧性可以通过自我效能感、自我概念等中介变量对学校适应产生间接影响[15-20].心理弹性团体辅导训练提高初中生学校适应水平[19].由此，我们可以认为，青少年学生的心理韧性水平越高，其学校适应性越好，进而促进其学习投入程度不断提高，即学校适应是心理韧性与学习投入之间的中介变量.

学业情绪(academic emotion)主要是与学习相关的自豪、高兴、满足、焦虑、厌倦等[21，22 ].研究发现[23]，心理韧性、学业情绪与学习投入之间存在显著相关，学业情绪在学生的心理韧性(心理资本)和学习投入间均起到部分中介作用[5，10，24]，积极情绪可以预测9周后的心理韧性；积极情绪在心理韧性预测幸福感的路径中起部分中介作用[25，26].纵观已有研究，学业情绪通常被看做是心理韧性影响青少年学生学习投入的中介变量，而鲜有研究把学业情绪作为调节变量.由此我们推论，学校适应在心理韧性与学习投入之间起中介作用时，可能因学业情绪的不同而存在差异，即学业情绪会调节学校适应的中介作用.

综合已有研究，我们发现，国内研究者多以普通青少年学生为研究对象，而探讨其学习投入的影响因素及其作用机制的研究较为少见.因此，本研究以初中生为研究对象，假想一个有调节的中介模型，旨在(1)探讨学校适应对心理韧性与学业投入的关系是否具有中介作用；(2)考察心理韧性通过学校适应对学习投入的中介过程是否受到学业情绪的调节，既学业情绪是否调节学校适应这一中介过程的后半路径.

1 对象与方法

1.1 对象

本研究采用方便抽样与目标抽样相结合的方法，以山东某中学430名初中生为调查对象.其中，男生165人，女生247人；初一127人，初二140人，初三145人.

1.2 方法

1.2.1 学习投入量表

采用方来坛等根据Schaufeli等编制的UWES-S翻译修订的学习投入量表[27].量表采用Likert5点计分，量表及其各维度的内部一致性α系数在0.75～0.84之间.验证性因素分析表明，模型的整体拟合指标χ2/df=2.24(<3)，GFI=0.93，CFI=0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.06(<0.08)，适用于初中生.

1.2.2 青少年心理韧性量表

采用胡月琴等编制的青少年心理韧性量表[7].验证性因素分析表明，模型的整体拟合指标χ2/df=1.93(<3)，GFI=0.90，CFI=0.85，TLI=0.84，RMSEA=0.05(<0.08)，适用于初中生.

1.2.3 初中生学校适应性问卷

采用崔娜编制的初中生学校适应性问卷[28，29].验证性因素分析表明，模型的整体拟合指标χ2/df=1.86(<3)，GFI=0.91，CFI=0.90，TLI=0.89，RMSEA=0.05(<0.08)，适用于初中生.

1.2.4 青少年学业情绪量表

采用董妍等人编制的学业情绪量表[22].量表采用Likert5点计分，问卷各项目所属维度的因子载荷均介于 0.40～0.78之间，说明四个情绪分问卷的项目结构效度较好；四个情绪分问卷模型的整体拟合指标分别为χ2/df=3.94-4.54(<5)，GFI=0.91-0.95，CFI=0.94-0.97，TLI=0.93-0.97，RMSEA=0.05-0.06(<0.08)，适用于初中生.

1.3 统计分析

由施测心理学教师，利用晚自习或者课间休息时间，进行集体施测.问卷回收后，剔除无效问卷，采用SPSS19.0和Mplus24.0管理和分析数据.

2 结果

2.1 各变量的描述统计及相关分析

由表1可以看出，除学习投入与消极高唤醒情绪相关不显著外，其他各变量之间均存在显著相关.初中生的学习投入与心理韧性、学校适应、积极学业情绪均呈显著正相关，与消极低唤醒情绪呈显著负相关；心理韧性与学校适应、积极学业情绪均呈显著正相关，与消极学业情绪呈显著负相关；学校适应与积极学业情绪呈显著正相关，与消极学业情绪呈显著负相关.

表1 各变量的描述统计及相关分析

2.2 学校适应的中介效应检验

根据本研究的目的，构建如图1所示的结构方程模型.其中心理韧性(x)为外源潜变量，是模型中的自变量，采用其两个二阶维度作为观测指标.学校适应(w)为中介变量，采用其五个分维度作为观测指标.学习投入(y)为内生潜变量，是模型中的因变量，采用其三个维度作为观测指标.采用Mplus7.0进行模型拟合，经过对初始模型进行修正(既允许部分观测指标的误差项存在相关)，得到模型的各项拟合指标：χ2/df=3.84<5，RMSEA=0.07<0.08，CFI=0.95>0.9，TLI=0.92>0.9，SRMR=0.04<0.05，该模型拟合良好.

从图1可以看出，心理韧性可以显著正向预测学习投入(β=0.39，P<0.001)和学校适应(β=0.81，P<0.001)，学校适应可以显著正向预测学习投入(β=0.29，P<0.001).依据温忠麟等提出的中介效应检验程序[30,31]，采用Mplus7.0软件中的Bootstrap法抽样2000次检验中介效应显著性，结果显示，中介效应95%置信区间为[0.03，0.48]，区间内不包含0，表明学校适应在初中生的心理韧性与学习投入之间的部分中介效应显著，中介效应量为0.81*0.29=0.24，占总效应(0.39+0.81*0.29=0.63)的37.6%.

图1 学校适应(w)在心理韧性(x)与学习投入(y)之间的中介效应模型

2.3 学业情绪对学校适应中介效应的调节作用检验

将各变量标准化，再将四种学业情绪分别与学校适应的标准分数相乘，作为学业情绪和学校适应的交互作用项(w*u)的分数，运用温忠麟等提出的有调节的中介变量检验步骤[31]，根据本研究的目的，分别检验四种学业情绪在学校适应对学习投入的影响机制中的调节作用.结果发现，只有积极高唤醒学业情绪(u1)在学校适应(w)的中介效应中调节作用显著.具体结果见表2.

表2 积极高唤醒学业情绪有调节的中介效应检验

表2结果显示，学校适应中介了心理韧性与学习投入的关系，根据方程3显示心理韧性对学习投入的效应仍然显著(β=0.25，P<0.001)，说明学校适应在心理韧性与学习投入之间起部分中介作用；积极高唤醒情绪在心理韧性(x)通过学校适应(w)对学习投入(y)的中介效应的后半路径存在显著调节作用.

在2.2学校适应的中介效应模型分析的基础上，基于表2积极高唤醒学业情绪的有调节中介作用的显变量分析结果，构建图2所示的有调节的中介效应的结构方程模型.将各变量标准化后，分别求积极高唤醒情绪与学校适应的5个分维度乘积项作为潜变量积极高唤醒情绪与学校适应交互项(u1w)的观测指标，运用Mplus7.0检验交互项对学习投入的路径系数是否显著.结果表明，结构方程模型各项拟合指标为：χ2/df=3.38<5，RMSEA=0.07<0.08，SRMR=0.05<0.08，CFI=0.91>0.9，TLI=0.89>0.8，该模拟拟合良好.图2结果显示，积极高唤醒情绪与学校适应交互项(u1w)对学习投入(y)的效应显著(β=0.16，P<0.01)，说明积极高唤醒情绪对学校适应与学习投入之间的关系具有调节效应.

图2 有调节的中介效应模型

为进一步厘清积极高唤醒情绪的调节作用趋势，本研究用斜率检验，将积极高唤醒情绪按照高低均值一个标准差分为高积极高唤醒情绪组和低积极高唤醒情绪组.在高积极高唤醒情绪组中，学校适应对学习投入值为β1=0.44，t1=3.45，P1<0.01，存在显著的正向预测作用；在低积极高唤醒情绪组中，学校适应虽对学习投入值为β2=0.19，t2=2.11，P2<0.05，也有显著正向预测作用，但其作用明显减弱，随积极高唤醒情绪的增加而增强(见图3).

图3 积极高唤醒情绪对学校适应中介效应的调节作用

3 讨论

本研究构建并检验了一个有调节的中介效应模型，探讨了初中生学习投入的影响因素及其作用机制.

3.1 初中生的学校适应在心理韧性与学习投入之间的中介作用

本研究发现：初中生的学校适应在心理韧性与学习投入之间起部分中介作用.也就是说，初中生的心理韧性水平越高，其校适应性水平越好，进而有助于提高他们的学习投入程度，这有机地整合了国内外研究者关于心理韧性概念的特质说、过程说和结果说，准确地揭示了心理韧性的本质内涵[6，7].中学的学生，面对不同于小学阶段的新的学习任务和环境，必然会面临来自文化、生活和学业等各方面的挑战.初中生在学校适应的过程中，会不断激发自身心理韧性的积极性，通过情绪调控来正确面对困难，对面临的挑战积极认知，与父母、教师、同学更好地沟通以获得家庭支持和人际协助，促使自己更专注于学习目标.他们之间的中介效应，是对心理韧性本质内涵的完美诠释.

3.2 积极高唤醒情绪对初中生学校适应中介效应的调节作用

本研究验证了学业情绪在学校适应中介作用中的调节效应.研究结果发现，积极高唤醒学业情绪通过学校适应对影响学习投入的后半路径存在显著调节作用.主要表现在：学校适应水平与积极高唤醒情绪对初中生的学习投入存在双重提高的增益作用[32].

Fredrickson提出的积极情绪的拓展建构理论认为[33，34]，一些具体的积极情绪，包括高兴、兴趣、满足、自豪和爱等，能够拓展人们瞬间的知-行能力，帮助建构持久的个人资源，其中包括生理和智力资源，以及社会和心理资源.该理论指出不同类型的积极情绪都具有拓展个体瞬间思维活动范围的作用，即个体能在特定情景下产生更多的思想，做出更多独创性行为举动.积极情绪不仅能使个体得到瞬时的收益，还能通过其认知拓展功能使个体收获更长远的利益.

积极情绪的拓展建构理论表明学校适应和积极高唤醒情绪对初中生的学习投入会产生交互影响.学生学校适应越好，体验到的积极高唤醒学业情绪就越多，其学习投入程度就越强；而自身的积极高唤醒情绪，能让他们在学校轻松愉悦学习生活，有助于学习投入水平的提高.

3.3 启示与展望

本研究启示我们，提升初中生的学习投入水平应从多方面入手.首先，学校和教师在充分发挥学生原有心理韧性水平的基础上，应进一步采取积极措施，促进初中生心理韧性水平持续增强.其次，学校和教师应积极创造条件，进一步有针对性地提升初中生的学校适应水平.最后，学校和教师应积极创设有利于积极学业情绪产生的教学情境，主动为初中生提供自主学习的机会，鼓励他们在学习过程中积极思考，主动发言，高唤醒情绪地参与到学习活动中来.

本研究也存在一些缺陷，需要进一步改进.首先本文仅用问卷法进行了调查研究，今后可以综合问卷-实验-干预等多种方法搜集数据，以便更客观地研究变量之间的关系.其次，本研究仅选取山东某学校的学生，今后可以扩大被试的选取范围，以增加研究对象的代表性.最后，横断研究对各变量的测量缺少时间上的先后性，尚不能确立变量间的因果关系，今后需采用追踪方法以验证本研究的结论.