国家认同对青少年学习投入的影响研究

凌宇，张玉，王豪哲，陈雨凌，于淼，钟明天，3

（1.湖南师范大学心理学系，湖南师范大学认知与人类行为湖南省重点实验室，长沙 410081；2.华南师范大学心理应用研究中心，心理学院，心理健康与认知科学广东重点实验室，广州 510631；3.脑认知与教育科学教育部重点实验室（华南师范大学），广州 510631）

青少年期是个体世界观、人生观和价值观形成的关键时期，正确的观念体系能够帮助青少年构建自立、自信、自尊、自强的健全人格[1]，并为学习投入提供驱动力[2]。学习投入是指个体在学习过程中精力充沛、韧性良好，并能认识到学习的意义、对学习充满热情并沉浸其中的状态[3]。学习投入水平不仅是衡量学生素养的关键因素，还是评估学生学习质量的重要指标[4]。然而，《中国中小学生学习与心理发展状况报告》的调查结果显示：在受调查的全国十省市中，接近半数（48.7%）学生对学校和学习表现出较明显的负面情绪[5]。因此，关注青少年的学习投入水平不仅能够提升其学业成绩，还能改善其心理健康水平[6，7]。

以往研究多关注微观层面，如家庭、学校等因素对青少年学习投入的影响[4]，鲜有研究从相对宏观视角探讨文化背景等因素对青少年学习投入的影响。青少年期是个体社会化认同形成的重要时期[8]，国家认同作为一种重要的社会认同[9]，是指个体对自己与国家之间联系的意识，主要包括对自己所属国家的政治结构、精神价值等的主观认知以及由此形成的归属感、荣誉感和责任感等主观感受[10]。国家认同水平与个体自身的社会适应及心理健康水平密切相关[11，12]。以往研究显示，高水平的身份认同使个体对自己具有更积极的态度[13]，也有利于学生的学习投入[14]。因此,本研究旨在探讨国家认同对青少年学习投入的影响，为提高青少年学习投入水平，促进个体身心健康发展提供实证依据。根据以往研究，本研究提出假设1：国家认同对青少年学习投入存在正向影响。

值得关注的是，作为宏观的社会认同，国家认同是通过怎样的机制促使青少年学习投入水平提升的?自我决定理论认为，个体基本需求的满足能够激发其内生动机，助力积极寻求自我成长，最终促进个体适应[15]。国家认同的形成过程也是个体心理需求不断得到满足的过程[16]。个体基本心理需求可区分为自主、胜任和归属三类需求，其中归属需求指个体需要从社会或相关他人那里获得支持、关爱与理解，体验到安全感和归属感[17]。在国家这一集体中，青少年可以通过与所属群体建立紧密的联系来铸成强大的精神支柱，进而获得足够的安全感和归属感。同时，基本心理需求的满足将促进个体内部动机的形成，进而促进个体的持续发展。研究显示，基本心理需求满足与青少年学业幸福感和学习投入均呈正相关[18]。由此，本研究提出假设2：归属需求在国家认同与青少年学习投入之间起中介作用。

综上所述，本研究首先通过实验探讨国家认同对青少年学习投入的影响，然后构建一个有调节的中介模型来分析归属需求与意向性自我调节对国家认同与青少年学习投入关系的影响效应。

1 研究一：国家认同对青少年学习投入的影响研究

1.1 对象与方法

1.1.1 对象 采用方便取样法随机抽取长沙市某所中学的202 名学生作为被试，其中男生133 人(65.80%)，女生69 人(34.20%)，被试的年龄在13～14岁之间(M=13.50,SD=0.50)。将被试分为国家认同启动组和国家认同控制组，人数分别为102人（男生58.3%，女生41.7%）和100 人（男生54.0%，女生46.0%）。本研究已通过湖南师范大学伦理委员会的审批，所有被试及其家长均填写了知情同意书。

1.1.2 测评工具 采用单因素两水平（国家认同启动组vs 国家认同控制组）的被试间实验设计，自变量为国家认同，因变量为学习投入。采用视频启动的方式对被试的国家认同进行操纵，启动组的视频材料为2023年3月份推出的中国国家形象英文宣传片(People’s Republic of China)，控制组使用的视频是海底风景视频。

（1）学习投入量表：采用由Schaufeli[21]编制，方来坛[22]修订的学习投入量表(UWES-S)测量学习投入水平。该量表包括三个维度：活力、奉献和专注，共17个项目，采用5级评分（1=完全不符合,5=完全符合）。以往研究表明该量表在我国学生群体中具有良好的信效度[23]。在研究一中，该量表的Cronbach’s α系数为0.94。

（2）国家认同感问卷：采用由李春玲和刘森林[10]编制、喻承甫等[24]改编的态度测量量表中的4个项目测量国家认同感。量表包含个人的国家身份认同、国家荣誉感及责任感等内容，采用5 级评分（1=很不符合，5=很符合）。该问卷曾用于青少年国家认同与自尊的交叉滞后分析[25]。在研究一中，其Cronbach’s α系数为0.78。

1.1.3 实验流程 将所有被试随机分成两组（国家认同启动组vs 国家认同控制组），采用视频启动方式对被试的国家认同进行操纵，随后进行操纵性检验。最后，请被试在各自实验条件下完成学习投入量表和国家认同感问卷。

1.1.4 统计处理 采用独立样本t检验对实验数据进行分析。

1.2 结果

1.2.1 国家认同操纵有效性检验 经独立样本t检验，两组被试的国家认同平均分存在显著差异：国家认同启动组被试所报告的国家认同得分(n=102,M=4.14,SD=0.58)高于国家认同控制组被试所报告的国家认同得分(n=100,M=3.83,SD=0.82)，t(200)=3.13，P＜0.01，Cohen’sd=0.44。这表明本研究对被试国家认同的操纵是成功的。

多点补述点染，让学生在以点带面的拓展延伸中丰富感知，能激活学生的整体理解感知。多运用补述点染，能够让学生在精益求精的基础上获得丰富感知。补述点染，让学生在寻出一点因由主动拓展的过程中发现表达生成点和丰富点，强化表达运用。

1.2.2 学习投入的独立样本t检验 经独立样本t检验，两组被试的学习投入平均分存在显著差异：国家认同启动组被试的学习投入水平(n=102,M=3.49,SD=0.73)显著高于国家认同控制组(n=100,M=3.19,SD=0.88)，t(200)=2.57，P＜0.05，Cohen’sd=0.36。这表明国家认同较高的青少年的学习投入水平显著高于国家认同较低者。即国家认同对青少年学习投入存在显著的正向影响，假设1得到验证。

1.3 讨论

研究一采用常见的实验操纵范式来探究国家认同与青少年学习投入之间的关系，其结果表明，国家认同较高的青少年的学习投入水平高于国家认同较低的个体，即国家认同较高的青少年更能够专心投入到学习中。这一结果与前人研究的结果一致[26，27]。研究一的主要目的在于初步探究国家认同是否会对青少年学习投入产生影响。如果这种影响确实存在，就为进一步探讨国家认同与青少年学习投入之间的关系提供了基础和方向。

2 研究二：有调节的中介模型研究

2.1 对象与方法

2.1.1 对象 采用整群抽样法，在湖南省某三所中学抽取1220名学生，以班级为单位集体施测。剔除无效问卷后的有效问卷1101 份，有效回收率为90.25%。其中男生520 人（47.2%），女生563 人（51.1%），18人未填写性别信息。被试的年龄在15～18 岁之间(M=15.66，SD=0.85)。本研究已通过湖南师范大学伦理委员会的审批，所有被试及其家长均填写了知情同意书。

2.1.2 测评工具 （1）学习投入量表与国家认同感问卷同研究一。在研究二中，这两个量表的Cronbach’s α系数分别为0.96、0.65。（2）基本心理需求量表：采用由Gagne[28]编制、刘俊升等[29]修订的基本心理需求量表(BPNS)。由19个项目组成，分为胜任需求、自主需求和归属需求3 个分量表。本研究选取归属需求分量表，每个项目采用1（完全不符合）～7（非常符合）七级计分。分数越高，代表基本心理需求的满足程度越高。以往研究表明该量表在我国学生群体中具有良好的信效度[30]。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.87。（3）意向性自我调节量表：采用Gestsdottir和Lerner[19]编制、代维祝[20]等人修订的意向性自我调节问卷(SOC)，分为目标选择、目标优化和目标补偿三个维度，共9题。采用7级评分，分数越高表示青少年的意向性自我调节能力越好。以往研究表明该量表在我国学生群体中具有良好的信效度[31]。本研究中,该量表的Cronbach’s α系数为0.80。

2.1.3 统计处理 采用SPSS 26.0 及PROCESS 3.5宏程序进行数据分析。

2.2 结果

2.2.1 共同方法偏差检验 采用Harman 单因素检验法进行共同方法偏差检验。结果显示，特征根大于1的因子共8个，且第一个公共因子的方差解释率为27.65%，低于40%的临界值，可以推断共同方法偏差在本研究中未造成严重影响。

2.2.2 描述性统计和相关分析 表1列出了各变量的平均值、标准差和相关矩阵。结果显示，国家认同、归属需求、意向性自我调节与学习投入两两之间均存在显著正相关(P＜0.001)，表示适合对其做进一步的中介效应分析。性别与意向性自我调节呈显著负相关，年龄与国家认同、学习投入呈显著负相关，因此性别和年龄将作为控制变量在后续分析中加以控制。

表1 描述性统计结果和相关分析

2.2.3 有调节的中介效应检验 首先采用SPSS 宏程序PROCESS 3.5 的模型4，在控制性别和年龄的情况下，检验归属需求在国家认同与学习投入之间的中介作用。结果显示，国家认同显著预测归属需求(β=0.26，t=8.66，P＜0.001)；国家认同、归属需求同时进入回归方程，国家认同显著预测学习投入(β=0.14，t=4.69，P＜0.001)，归属需求显著预测学习投入(β=0.24，t=8.28，P＜0.001)。偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，归属需求在国家认同与学习投入之间的中介作用显著(效应值=0.06，P＜0.05)，95%置信区间为[0.04，0.09]。中介效应占总效应的比例为31.16%。因此，归属需求在国家认同与学习投入之间起部分中介作用。

根据温忠麟和叶宝娟[32]提出的有调节的中介模型检验程序，将各变量进行标准化处理（除性别、年龄外），并在控制性别与年龄的情况下使用SPSS 的PROCESS 3.5 插件模型14 来检验归属需求的中介作用是否受到意向性自我调节的调节。结果如表2所示，归属需求与意向性自我调节的交互项对学习投入预测作用显著(β=0.07，t=2.44，P＜0.05)，判定指数INDEX 为0.02，SE=0.01，95%置信区间[0.002，0.030]不包含0，说明有调节的中介效应显著，即国家认同通过归属需求对学习投入产生影响的过程受到意向性自我调节的调节。

表2 有调节的中介效应检验结果

为了进一步分析意向性自我调节的调节效应，按照正负一个标准差将其分为高低两组进行简单斜率检验。如图1 所示：意向性自我调节水平较高(M+SD)时，归属需求对学习投入的正向预测作用显著(β=0.18，t=5.05，P＜0.001)；意向性自我调节水平较低(M-SD)时，归属需求对学习投入的预测作用不显著(β=0.06，t=1.72，P＞0.05)。

图1 意向性自我调节对归属需求和学习投入之间关系的调节作用

进一步进行有调节的中介效应整体模型检验，结果如表3所示。当意向性自我调节高于平均数一个标准差时，归属需求在国家认同与学习投入之间的中介效应显著(Effect=0.05, 95%CI=[0.02, 0.07])；当意向性自我调节低于平均数一个标准差时，归属需求的中介效应不显著(Effect=0.02,95%CI=[-0.002,0.04])，再次验证了有调节的中介模型成立。

表3 不同意向性自我调节水平时归属需求在中介模型的间接效应量

2.3 讨论

本研究探讨了国家认同与青少年学习投入之间的关系。实验及中介模型结果均显示，国家认同能够显著正向预测青少年的学习投入，验证了假设1。国家作为一种政治共同体，与其每个国民的命运密切相关，当青少年意识到国家认同与其个人发展和未来探索有着紧密的联系时，对于国家的认同感、归属感和责任感能使他们在学习中体会到意义感和全身心投入的愉悦，从而激发内在的学习动力。此外，对国家的积极情感、对社会发展的正向期待，以及对国民身份的知悉和接受都可能使青少年在学习过程中更具韧性，更乐于坚持。青少年作为未来国家建设的新生力量，他们的国家认同状况直接影响着国家未来的发展。在全球化时代，应重视青少年国家认同的培养，这对于他们当前和未来的发展都具有重要意义。

本研究还发现，归属需求在国家认同与青少年学习投入之间起到部分中介作用，验证了假设2。国家认同不仅代表了对隶属于某一国家成员身份的规范性认知，还根植了相应的情感，使得个体对于国家有强烈的归属感，从而提升个人的生活满意度、幸福感和自信水平等心理健康特质。根据有机整合理论，当个体的基本需求被满足时，有效的内化和整合就会发生[33]。归属需求的满足，会激发学习者的主体意识和责任意识，增强其内在动机，提高其自主性和能动性，进而激发更大的学习动力，增加学习投入[34]。

本研究还发现意向性自我调节调节了归属需求与青少年学习投入之间的关系，验证了假设3。具体而言，意向性自我调节可以加强归属需求对青少年学习投入的正向影响。以往研究显示，作为个体层面的特征，意向性自我调节会与家庭、社区等情境因素以及活动参与等近端过程发生交互作用，影响青少年的积极发展[21]。在本研究中，由国家认同带来的归属需求满足与青少年意向性自我调节的交互作用促进了其学习投入水平的提升，进一步体现了个体自我意向性调节的选择、优化及补偿功能，即个体在权衡自身需求和环境资源之后对自己的目标做出正确的选择，并且持续将其优化，在遇到挫折损失时及时补偿，以促进积极发展[35]。由此，本研究结果提示，要重视青少年意向性自我调节与相关因素的交互作用对其学习投入的影响。

3 结论

综上所述，本研究发现国家认同既可直接影响，也可通过归属需求间接影响青少年的学习投入，高水平的意向性自我调节能够增强归属需求对青少年学习投入的影响。本研究结果拓展了以往关于青少年学习投入影响因素的研究，在一定程度上丰富了青少年学习投入的研究视野，对于减少青少年学业倦怠，提高其学习投入水平的方法思路探索具有一定的参考意义。同时，研究结果也提示，社会应高度重视青少年国民意识的培养，并从积极心理学的视角出发，发现那些能够激发个体学习动力的因素，关注青少年自身的力量，将担忧转化为希望。

本研究也有一些不足之处。首先，本研究样本量较小，且样本均来自于同一地区，使得其推广性受到了一定的限制，在未来的研究中应扩大样本量以及样本来源的多样性。其次，在实验研究方面，本研究仅采用海底风景视频作为国家认同启动的控制组视频，未来研究可广泛采用其它风景视频作为控制组视频，以进一步确认实验组视频的启动效应。此外，本研究对相关变量的考察仍然是基于横断研究，未来还需要纵向研究来进行因果推断，以进一步考察相关变量对青少年学习投入的影响。