國家認同對青少年學習投入的影響研究

凌宇，張玉，王豪哲，陳雨凌，于淼，鐘明天，3

（1.湖南師范大學心理學系，湖南師范大學認知與人類行為湖南省重點實驗室，長沙 410081；2.華南師范大學心理應用研究中心，心理學院，心理健康與認知科學廣東重點實驗室，廣州 510631；3.腦認知與教育科學教育部重點實驗室（華南師范大學），廣州 510631）

青少年期是個體世界觀、人生觀和價值觀形成的關鍵時期，正確的觀念體系能夠幫助青少年構建自立、自信、自尊、自強的健全人格[1]，并為學習投入提供驅動力[2]。學習投入是指個體在學習過程中精力充沛、韌性良好，并能認識到學習的意義、對學習充滿熱情并沉浸其中的狀態[3]。學習投入水平不僅是衡量學生素養的關鍵因素，還是評估學生學習質量的重要指標[4]。然而，《中國中小學生學習與心理發展狀況報告》的調查結果顯示：在受調查的全國十省市中，接近半數（48.7%）學生對學校和學習表現出較明顯的負面情緒[5]。因此，關注青少年的學習投入水平不僅能夠提升其學業成績，還能改善其心理健康水平[6，7]。

以往研究多關注微觀層面，如家庭、學校等因素對青少年學習投入的影響[4]，鮮有研究從相對宏觀視角探討文化背景等因素對青少年學習投入的影響。青少年期是個體社會化認同形成的重要時期[8]，國家認同作為一種重要的社會認同[9]，是指個體對自己與國家之間聯系的意識，主要包括對自己所屬國家的政治結構、精神價值等的主觀認知以及由此形成的歸屬感、榮譽感和責任感等主觀感受[10]。國家認同水平與個體自身的社會適應及心理健康水平密切相關[11，12]。以往研究顯示，高水平的身份認同使個體對自己具有更積極的態度[13]，也有利于學生的學習投入[14]。因此,本研究旨在探討國家認同對青少年學習投入的影響，為提高青少年學習投入水平，促進個體身心健康發展提供實證依據。根據以往研究，本研究提出假設1：國家認同對青少年學習投入存在正向影響。

值得關注的是，作為宏觀的社會認同，國家認同是通過怎樣的機制促使青少年學習投入水平提升的?自我決定理論認為，個體基本需求的滿足能夠激發其內生動機，助力積極尋求自我成長，最終促進個體適應[15]。國家認同的形成過程也是個體心理需求不斷得到滿足的過程[16]。個體基本心理需求可區分為自主、勝任和歸屬三類需求，其中歸屬需求指個體需要從社會或相關他人那里獲得支持、關愛與理解，體驗到安全感和歸屬感[17]。在國家這一集體中，青少年可以通過與所屬群體建立緊密的聯系來鑄成強大的精神支柱，進而獲得足夠的安全感和歸屬感。同時，基本心理需求的滿足將促進個體內部動機的形成，進而促進個體的持續發展。研究顯示，基本心理需求滿足與青少年學業幸福感和學習投入均呈正相關[18]。由此，本研究提出假設2：歸屬需求在國家認同與青少年學習投入之間起中介作用。

綜上所述，本研究首先通過實驗探討國家認同對青少年學習投入的影響，然后構建一個有調節的中介模型來分析歸屬需求與意向性自我調節對國家認同與青少年學習投入關系的影響效應。

1 研究一：國家認同對青少年學習投入的影響研究

1.1 對象與方法

1.1.1 對象 采用方便取樣法隨機抽取長沙市某所中學的202 名學生作為被試，其中男生133 人(65.80%)，女生69 人(34.20%)，被試的年齡在13～14歲之間(M=13.50,SD=0.50)。將被試分為國家認同啟動組和國家認同控制組，人數分別為102人（男生58.3%，女生41.7%）和100 人（男生54.0%，女生46.0%）。本研究已通過湖南師范大學倫理委員會的審批，所有被試及其家長均填寫了知情同意書。

1.1.2 測評工具 采用單因素兩水平（國家認同啟動組vs 國家認同控制組）的被試間實驗設計，自變量為國家認同，因變量為學習投入。采用視頻啟動的方式對被試的國家認同進行操縱，啟動組的視頻材料為2023年3月份推出的中國國家形象英文宣傳片(People’s Republic of China)，控制組使用的視頻是海底風景視頻。

（1）學習投入量表：采用由Schaufeli[21]編制，方來壇[22]修訂的學習投入量表(UWES-S)測量學習投入水平。該量表包括三個維度：活力、奉獻和專注，共17個項目，采用5級評分（1=完全不符合,5=完全符合）。以往研究表明該量表在我國學生群體中具有良好的信效度[23]。在研究一中，該量表的Cronbach’s α系數為0.94。

（2）國家認同感問卷：采用由李春玲和劉森林[10]編制、喻承甫等[24]改編的態度測量量表中的4個項目測量國家認同感。量表包含個人的國家身份認同、國家榮譽感及責任感等內容，采用5 級評分（1=很不符合，5=很符合）。該問卷曾用于青少年國家認同與自尊的交叉滯后分析[25]。在研究一中，其Cronbach’s α系數為0.78。

1.1.3 實驗流程 將所有被試隨機分成兩組（國家認同啟動組vs 國家認同控制組），采用視頻啟動方式對被試的國家認同進行操縱，隨后進行操縱性檢驗。最后，請被試在各自實驗條件下完成學習投入量表和國家認同感問卷。

1.1.4 統計處理 采用獨立樣本t檢驗對實驗數據進行分析。

1.2 結果

1.2.1 國家認同操縱有效性檢驗 經獨立樣本t檢驗，兩組被試的國家認同平均分存在顯著差異：國家認同啟動組被試所報告的國家認同得分(n=102,M=4.14,SD=0.58)高于國家認同控制組被試所報告的國家認同得分(n=100,M=3.83,SD=0.82)，t(200)=3.13，P＜0.01，Cohen’sd=0.44。這表明本研究對被試國家認同的操縱是成功的。

多點補述點染，讓學生在以點帶面的拓展延伸中豐富感知，能激活學生的整體理解感知。多運用補述點染，能夠讓學生在精益求精的基礎上獲得豐富感知。補述點染，讓學生在尋出一點因由主動拓展的過程中發現表達生成點和豐富點，強化表達運用。

1.2.2 學習投入的獨立樣本t檢驗 經獨立樣本t檢驗，兩組被試的學習投入平均分存在顯著差異：國家認同啟動組被試的學習投入水平(n=102,M=3.49,SD=0.73)顯著高于國家認同控制組(n=100,M=3.19,SD=0.88)，t(200)=2.57，P＜0.05，Cohen’sd=0.36。這表明國家認同較高的青少年的學習投入水平顯著高于國家認同較低者。即國家認同對青少年學習投入存在顯著的正向影響，假設1得到驗證。

1.3 討論

研究一采用常見的實驗操縱范式來探究國家認同與青少年學習投入之間的關系，其結果表明，國家認同較高的青少年的學習投入水平高于國家認同較低的個體，即國家認同較高的青少年更能夠專心投入到學習中。這一結果與前人研究的結果一致[26，27]。研究一的主要目的在于初步探究國家認同是否會對青少年學習投入產生影響。如果這種影響確實存在，就為進一步探討國家認同與青少年學習投入之間的關系提供了基礎和方向。

2 研究二：有調節的中介模型研究

2.1 對象與方法

2.1.1 對象 采用整群抽樣法，在湖南省某三所中學抽取1220名學生，以班級為單位集體施測。剔除無效問卷后的有效問卷1101 份，有效回收率為90.25%。其中男生520 人（47.2%），女生563 人（51.1%），18人未填寫性別信息。被試的年齡在15～18 歲之間(M=15.66，SD=0.85)。本研究已通過湖南師范大學倫理委員會的審批，所有被試及其家長均填寫了知情同意書。

2.1.2 測評工具 （1）學習投入量表與國家認同感問卷同研究一。在研究二中，這兩個量表的Cronbach’s α系數分別為0.96、0.65。（2）基本心理需求量表：采用由Gagne[28]編制、劉俊升等[29]修訂的基本心理需求量表(BPNS)。由19個項目組成，分為勝任需求、自主需求和歸屬需求3 個分量表。本研究選取歸屬需求分量表，每個項目采用1（完全不符合）～7（非常符合）七級計分。分數越高，代表基本心理需求的滿足程度越高。以往研究表明該量表在我國學生群體中具有良好的信效度[30]。本研究中,該量表的Cronbach’s α系數為0.87。（3）意向性自我調節量表：采用Gestsdottir和Lerner[19]編制、代維祝[20]等人修訂的意向性自我調節問卷(SOC)，分為目標選擇、目標優化和目標補償三個維度，共9題。采用7級評分，分數越高表示青少年的意向性自我調節能力越好。以往研究表明該量表在我國學生群體中具有良好的信效度[31]。本研究中,該量表的Cronbach’s α系數為0.80。

2.1.3 統計處理 采用SPSS 26.0 及PROCESS 3.5宏程序進行數據分析。

2.2 結果

2.2.1 共同方法偏差檢驗 采用Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示，特征根大于1的因子共8個，且第一個公共因子的方差解釋率為27.65%，低于40%的臨界值，可以推斷共同方法偏差在本研究中未造成嚴重影響。

2.2.2 描述性統計和相關分析 表1列出了各變量的平均值、標準差和相關矩陣。結果顯示，國家認同、歸屬需求、意向性自我調節與學習投入兩兩之間均存在顯著正相關(P＜0.001)，表示適合對其做進一步的中介效應分析。性別與意向性自我調節呈顯著負相關，年齡與國家認同、學習投入呈顯著負相關，因此性別和年齡將作為控制變量在后續分析中加以控制。

表1 描述性統計結果和相關分析

2.2.3 有調節的中介效應檢驗 首先采用SPSS 宏程序PROCESS 3.5 的模型4，在控制性別和年齡的情況下，檢驗歸屬需求在國家認同與學習投入之間的中介作用。結果顯示，國家認同顯著預測歸屬需求(β=0.26，t=8.66，P＜0.001)；國家認同、歸屬需求同時進入回歸方程，國家認同顯著預測學習投入(β=0.14，t=4.69，P＜0.001)，歸屬需求顯著預測學習投入(β=0.24，t=8.28，P＜0.001)。偏差校正的百分位Bootstrap方法檢驗表明，歸屬需求在國家認同與學習投入之間的中介作用顯著(效應值=0.06，P＜0.05)，95%置信區間為[0.04，0.09]。中介效應占總效應的比例為31.16%。因此，歸屬需求在國家認同與學習投入之間起部分中介作用。

根據溫忠麟和葉寶娟[32]提出的有調節的中介模型檢驗程序，將各變量進行標準化處理（除性別、年齡外），并在控制性別與年齡的情況下使用SPSS 的PROCESS 3.5 插件模型14 來檢驗歸屬需求的中介作用是否受到意向性自我調節的調節。結果如表2所示，歸屬需求與意向性自我調節的交互項對學習投入預測作用顯著(β=0.07，t=2.44，P＜0.05)，判定指數INDEX 為0.02，SE=0.01，95%置信區間[0.002，0.030]不包含0，說明有調節的中介效應顯著，即國家認同通過歸屬需求對學習投入產生影響的過程受到意向性自我調節的調節。

表2 有調節的中介效應檢驗結果

為了進一步分析意向性自我調節的調節效應，按照正負一個標準差將其分為高低兩組進行簡單斜率檢驗。如圖1 所示：意向性自我調節水平較高(M+SD)時，歸屬需求對學習投入的正向預測作用顯著(β=0.18，t=5.05，P＜0.001)；意向性自我調節水平較低(M-SD)時，歸屬需求對學習投入的預測作用不顯著(β=0.06，t=1.72，P＞0.05)。

圖1 意向性自我調節對歸屬需求和學習投入之間關系的調節作用

進一步進行有調節的中介效應整體模型檢驗，結果如表3所示。當意向性自我調節高于平均數一個標準差時，歸屬需求在國家認同與學習投入之間的中介效應顯著(Effect=0.05, 95%CI=[0.02, 0.07])；當意向性自我調節低于平均數一個標準差時，歸屬需求的中介效應不顯著(Effect=0.02,95%CI=[-0.002,0.04])，再次驗證了有調節的中介模型成立。

表3 不同意向性自我調節水平時歸屬需求在中介模型的間接效應量

2.3 討論

本研究探討了國家認同與青少年學習投入之間的關系。實驗及中介模型結果均顯示，國家認同能夠顯著正向預測青少年的學習投入，驗證了假設1。國家作為一種政治共同體，與其每個國民的命運密切相關，當青少年意識到國家認同與其個人發展和未來探索有著緊密的聯系時，對于國家的認同感、歸屬感和責任感能使他們在學習中體會到意義感和全身心投入的愉悅，從而激發內在的學習動力。此外，對國家的積極情感、對社會發展的正向期待，以及對國民身份的知悉和接受都可能使青少年在學習過程中更具韌性，更樂于堅持。青少年作為未來國家建設的新生力量，他們的國家認同狀況直接影響著國家未來的發展。在全球化時代，應重視青少年國家認同的培養，這對于他們當前和未來的發展都具有重要意義。

本研究還發現，歸屬需求在國家認同與青少年學習投入之間起到部分中介作用，驗證了假設2。國家認同不僅代表了對隸屬于某一國家成員身份的規范性認知，還根植了相應的情感，使得個體對于國家有強烈的歸屬感，從而提升個人的生活滿意度、幸福感和自信水平等心理健康特質。根據有機整合理論，當個體的基本需求被滿足時，有效的內化和整合就會發生[33]。歸屬需求的滿足，會激發學習者的主體意識和責任意識，增強其內在動機，提高其自主性和能動性，進而激發更大的學習動力，增加學習投入[34]。

本研究還發現意向性自我調節調節了歸屬需求與青少年學習投入之間的關系，驗證了假設3。具體而言，意向性自我調節可以加強歸屬需求對青少年學習投入的正向影響。以往研究顯示，作為個體層面的特征，意向性自我調節會與家庭、社區等情境因素以及活動參與等近端過程發生交互作用，影響青少年的積極發展[21]。在本研究中，由國家認同帶來的歸屬需求滿足與青少年意向性自我調節的交互作用促進了其學習投入水平的提升，進一步體現了個體自我意向性調節的選擇、優化及補償功能，即個體在權衡自身需求和環境資源之后對自己的目標做出正確的選擇，并且持續將其優化，在遇到挫折損失時及時補償，以促進積極發展[35]。由此，本研究結果提示，要重視青少年意向性自我調節與相關因素的交互作用對其學習投入的影響。

3 結論

綜上所述，本研究發現國家認同既可直接影響，也可通過歸屬需求間接影響青少年的學習投入，高水平的意向性自我調節能夠增強歸屬需求對青少年學習投入的影響。本研究結果拓展了以往關于青少年學習投入影響因素的研究，在一定程度上豐富了青少年學習投入的研究視野，對于減少青少年學業倦怠，提高其學習投入水平的方法思路探索具有一定的參考意義。同時，研究結果也提示，社會應高度重視青少年國民意識的培養，并從積極心理學的視角出發，發現那些能夠激發個體學習動力的因素，關注青少年自身的力量，將擔憂轉化為希望。

本研究也有一些不足之處。首先，本研究樣本量較小，且樣本均來自于同一地區，使得其推廣性受到了一定的限制，在未來的研究中應擴大樣本量以及樣本來源的多樣性。其次，在實驗研究方面，本研究僅采用海底風景視頻作為國家認同啟動的控制組視頻，未來研究可廣泛采用其它風景視頻作為控制組視頻，以進一步確認實驗組視頻的啟動效應。此外，本研究對相關變量的考察仍然是基于橫斷研究，未來還需要縱向研究來進行因果推斷，以進一步考察相關變量對青少年學習投入的影響。