成长型思维与青少年学习投入的关系：坚毅和生活满意度的链式中介作用.pdf

Psychology：Techniques and Applications心理技术与应用2024，Vol.12，No.2，85-96851 引言成长型思维作为终身学习品质形成的核心要素，迎合了教书育人本质对教育的需求，而教育问题则是人在青少年阶段最需要关注的话题之一（Zhang et al.,2022）。根据内隐能力理论，成长型思维是一种相信智力/能力可以通过努力而不断提升的思维模式，即能力增长观，与之相对的固定型思维持有能力实体观，倾向于相信智力/能力是不可改变的（Dweck,2006）。以往有关成长型思维的研究主要集中于幸福感（Zhao et al.,2021）、自我效能感（Dixson,2020）、心理韧性（Dweck&Yeager,2019）等。当前，研究者、政策制定者和教育者的关注点逐渐转向使用成长型思维来改善教育结果，而学习投入是衡量教育质量以及青少年学习状态的关键指标（Yeager&Dweck,2020）。已有研究表明，具有智力可塑性信念的学生倾向于从发展和成长的角度思考自己的学业生活，在学习上的投入度更高（Fang et al.,2022）。同时，成长型思维干预也能有效促进学习投入（Yeager et al.,2019）。然而，成长型思维具有文化差异（Lou&Li,2023），以往关于成长型思维的研究大多数针对西方样本（e.g.,Dweck&Yeager,2019;Rege et al.,2020），而在东方文化（如中国文化）背景下，成长型思维对学习投入的积极作用有待检验。同时，先前研基金项目：广西哲学社会科学规划研究重点课题（22ASH001）；广西高校思想政治教育卓越教师支持计划“拔尖人才”项目。通讯作者：常保瑞，E-mail：成长型思维与青少年学习投入的关系：坚毅和生活满意度的链式中介作用赵艳榕 常保瑞（广西师范大学教育学部心理学系，桂林 541004）摘 要 成长型思维是影响教育成果的重要因素，探究其与学习投入的关系及其内部机制对提升青少年的学业成就具有实践意义。研究1采用实验法对202名初中生被试进行视频启动，发现：成长型思维启动组被试在学习投入上的得分显著高于对照组。研究2对838名中职生进行问卷调查；研究3则进一步采用国际学生评估项目（PISA 2018）分析中国四个省市的11865名中学生样本数据，两项研究得出一致的结果：（1）成长型思维显著正向预测学习投入；（2）坚毅和生活满意度在两者之间起部分中介作用；（3）成长型思维还能通过坚毅和生活满意度的链式中介作用影响学习投入。研究揭示了成长型思维影响学习投入的心理机制，对促进青少年的学习投入有一定的启发意义。关键词 成长型思维；坚毅；生活满意度；学习投入；青少年分类号 B844.2DOI：10.16842/ki.issn2095-5588.2024.02.0038612 卷心 理 技 术 与 应 用究表明，持有智力可塑性信念的学生更看重能力水平的增加，倾向于坚持不懈地朝长期目标努力（Zhang et al.,2022）。而高坚毅水平的个体，其生活满意度也更高（Jiang et al.,2020），并且，当对自己的生活满意程度较高时，学生在学习任务上也会更有动力且投入更多（Datu&King,2018）。那么，是否可以推论出坚毅和生活满意度在成长型思维和学习投入之间起中介作用呢？基于此，本研究回顾相关文献并深入探讨以上问题，为改善学生的学习效果和提升教育质量提供理论和实践依据。1.1 成长型思维与学习投入社会认知理论指出，思维作为动机信念的组成部分（Eccles,2009），对个体的学习投入具有直接影响（Bandura,1989）。学习投入是指学生在学习过程中表现出的积极且持续的情感状态（Schaufeli et al.,2002）。而成长型思维影响学生是否参加某项活动或在经历挫折后是否坚持下去，是学习投入的内部影响因素之一（Wang et al.,2019）。即有研究发现了成长型思维与学习投入之间的正相关关系，证实了那些认为智力可以通过努力而得到提高的学生往往追求能力的增长，以掌握知识为目标，其关于智力的可塑性信念正向促进其学习投入（Fang et al.,2022）。不仅如此，一项关于第二语言学习的研究发现持有成长型语言思维的学生愿意付出更多的努力来提高学习结果，在相关任务上投入更多（Sadoughi et al.,2023）。进一步的实验研究发现，有针对性的干预可以帮助学生发展成长型思维（Yeager&Dweck,2020），使其更享受学习过程继而增加学习投入程度，提高学业成绩（Yeager et al.,2019）。因此，本研究提出假设1：成长型思维正向预测学习投入。1.2 坚毅的中介效应基于内隐理论，坚毅可能是成长型思维和学习投入关系中的一个重要中介变量（Dweck,2006）。坚毅是指能使个体坚持不懈地追求长期目标并始终保持较高兴趣的一种心理品质（Duckworth et al.,2007）。在学习环境中，个体认为智力能够通过实践和训练而不断提高的信念与坚持不懈的努力存在强大而显著的关联，因而成长型思维与学生的坚毅水平显著正相关，是影响坚毅的潜在因素（赵亚飞等,2022）。不仅如此，在一项对5000多名中国小学生进行的2年大规模纵向研究中，结果显示成长型思维预测了个体坚毅水平的增加，即持智力可塑性观点（vs.固定型思维）的学生思考方式更加灵活，也预示着其有更高的坚毅水平和更优异的成绩（Zhang et al.,2022）。此外，一项对中国农村中学生的研究发现，坚毅对其学业成就具有正向预测作用（杜帅领,朱艳丽,2020）。多项元分析得出一致的结论，即坚毅可以显著正向预测学习投入（Cred et al.,2017;Datu,2021）。相关研究提供了支持，有研究表明，坚毅与学习投入呈正相关，具有高坚毅、热情和适应能力的学生面对目标坚持不懈，从而表现出更高程度的学习投入（Steinmayr et al.,2018）。与此同时，研究人员发现，更高水平的坚毅反映了学生对更深层次学习的兴趣，并会在学术和非学术互动中产生更高的投入度（Hodge et al.,2018）。因此，本研究提出假设2：坚毅在成长型思维和学习投入之间起中介作用。1.3 生活满意度的中介效应除了坚毅，生活满意度也可能会在成长型思维与学习投入之间起中介作用。生活满意度是指个体基于自身设定的标准对其生活质量作出的主观评价（Diener&Ryan,2009）。内隐理论影响心理健康的整合机制模型认为，成长型思维是个体应对外界风险的保护性因素，具有智力可塑性信念的个体更易产生积极情绪、行为和生理反应，进而有更高的生活满意度（余芝云,连榕,2019）。不仅如此，在一项探究重大环境变化期间教师发展的研究中，结果显示成长型思维积极预测教师赵艳榕 常保瑞：成长型思维与青少年学习投入的关系：坚毅和生活满意度的链式中介作用872 期在面临创新教学挑战时的生活满意度（Lee et al.,2023）。基于中国家庭追踪调查数据（N=22159）的纵向研究发现，成长型思维会影响个体的认知，进而使其以更积极的态度面对挫折，并且倾向于报告更高的主观幸福感，有利于提高生活满意度（Zhao et al.,2021）。同时，教育背景下的研究表明，生活满意度是学生学习投入程度的重要预测指标，学生对生活的满意程度与更高水平的认知、行为和情感投入相关（Garca-Martnez et al.,2021）。已有研究发现，大学生的生活满意度与其学习投入程度呈正相关（王娟等,2021）。此外，一项对高中生的交叉滞后研究显示，生活满意度可以预测学生在学习上的投入程度（Datu&King,2018）。因此，本研究提出假设3：生活满意度在成长型思维和学习投入间起中介作用。1.4 坚毅和生活满意度的链式中介效应本研究除了探索坚毅和生活满意度在成长型思维与学习投入关系间的中介作用，还将探讨坚毅与生活满意度之间的关联性问题。研究人员发现，坚毅与各种心理和心理健康结果有关，包括幸福感、心理幸福感和生活满意度（Datu,2021）。根据自我效能理论（Bandura,1977），持有能力增长观的个体将努力视为知识和技能的积极增长过程，塑造个体自我效能信念，进而坚持不懈地追求目标并克服困难，培养出更高的坚毅水平，从而提高其生活满意度，并促进学生在学习过程中高度投入。相关研究发现，成长型思维能够促进个体提升坚毅水平，而坚毅与生活满意度呈显著正相关，即高坚毅水平的个体对生活也更满意（Hou et al.,2021）。此外，一项元分析结果表明，坚毅显著影响个体的生活满意度，坚毅水平高的个体具有更高的生活满意度（Cred et al.,2017）。Jiang等（2020）分别在高中生和大学生中进行了两项研究（即横断面调查和21天日记研究的经验取样法），发现更高的坚毅与更高的生活满意度相关。因此，本研究进一步提出假设4：坚毅和生活满意度在成长型思维与学习投入间起链式中介作用。综上所述，本研究拟构建一个链式中介模型（图1）。首先，研究1拟使用实验法用视频启动初中生的成长型思维探讨成长型思维与学习投入的关系。其次，研究2基于某西南民族地区中职生群体使用问卷法探讨坚毅与生活满意度在成长型思维与学习投入间的链式中介作用。进一步，研究3基于2018年国际学生评估项目（Program for International Student Assessment，简称PISA）中国四个省市（北京、上海、江苏、浙江）的大样本数据考察中国文化背景下成长型思维对青少年学习投入的影响及其内部机制。2 研究 1：成长型思维影响学习投入的实验研究2.1 研究方法采用单因素被试间设计，自变量为成长型思维，因变量为学习投入。2.1.1 研究对象采用G*power 3.1.9确定所需样本量，选择独立样本t检验，设定显著性水平=0.05，统计检验力1-=0.90，达到中等效应量d=0.50，得出所需总样本量最少为172。我们共选取河南省某两所初中院校202名学生参与本实验，其中实验组100人，对照组102人；男生112人（55.45%），女生90人（44.55%）；城市60人（29.70%），农村142人（70.30%）；独生子女10人（4.95%），非独生子女图 1 成长型思维对学习投入影响机制的假设模型8812 卷心 理 技 术 与 应 用192人（95.05%）；少数民族1人（0.50%），汉族201人（99.95%）；平均年龄14.15岁（SD=0.57）。2.1.2 实验程序通过启动法操纵个体的成长型思维/固定型思维，会促使个体暂时采用所激活的思维模式（Chiu et al.,1997）。因此，本研究使用视频材料启动成长型思维，并通过纸质问卷施测。被试首先随机分为实验组和对照组，实验组观看关于成长型思维的演讲视频，对照组则观看冰淇淋工厂视频，两组视频材料时长均为10分钟；然后完成成长型思维操纵检验材料和学习投入材料；最后填写性别、家庭来源地等人口统计学信息。2.1.3 实验材料操纵成长型思维。本研究参照安妮等（2018）的书籍成长型思维训练，实验组观看成长型思维提出者Dweck教授的演讲视频，主题为“相信你能进步的力量”，对照组则观看冰淇淋工厂的视频。学习投入量表。采用方来坛等（2008）修订的学习投入量表中文版，共17个条目，如“学习时，我觉得时间过得很快”等。采用Likert 5点计分（1=“完全不同意”，5=“完全同意”），得分越高表示学习投入程度越高。本研究中该量表的克隆巴赫系数为0.91。2.2 结果分析2.2.1 操纵检验采用Hong等（1999）编制的内隐能力理论量表评估实验操纵的成长型思维水平，该量表共三个条目，比如“我的能力水平是一定的，我不太能改变它”。采用Likert 6点评分，1表示“完全不同意”，6表示“完全同意”，三个条目反向计分后计算总均分，得分越高表示成长型思维水平越高。本研究中该量表的克隆巴赫系数为0.70。该量表已被证实在中国群体中具有良好的信效度（家晓余,2018）。独立样本t检验结果显示，实验组的得分（M=4.47,SD=1.00）显著高于对照组得分（M=4.07,SD=1.06），t（201）=2.74，p0.01，95%CI=0.11，0.66，|Cohen s d|=0.39，证明该实验操纵成长型思维有效。2.2.2 成长型思维影响学习投入的主效应检验对两种启动条件下被试的学习投入进行独立样本t检验。结果表明，实验组的学习投入（M=51.41,SD=12.10）显著高于对照组（M=46.33,SD=11.67），t（201）=3.04,p0.01，|Cohen s d|=0.43。该结果说明，启动的成长型思维影响学习投入的主效应显著。2.3 小结研究1采用视频启动法操纵被试的成长型思维以检验成长型思维与学习投入的关系，结果发现启动初中生的成长型思维可以提高其学习投入，证实了成长型思维与学习投入的因果关系。假设1得到了支持。然而，尚不清楚成长型思维影响学习投入的内部机制是什么。研究2将使用问卷法进一步探讨成长型思维与学习投入之间的内部机制。此外，在中小学生学业表现上，民族地区中职生与发达地区学生的差距均接近或超过一倍（贾旭杰等,2013）。以往对成长型思维与学习投入的研究较多集中在国内外中小学生群体（Lin-Siegler et al.,2016;Schmidt et al.,2017），该结论是否同样适用于我国中等职业学校的学生有待检验（Zeng et al.,2016）。因此，研究2选取西南民族地区中职生群体作为研究对象。3 研究 2：基于某西南民族地区中职生群体的相关研究3.1 研究对象本研究选取某西南民族地区中职生900人，有 效 问 卷838份，有 效 率93.11%。其 中赵艳榕 常保瑞：成长型思维与青少年学习投入的关系：坚毅和生活满意度的链式中介作用892 期男生495人（59.07%），女生343人（40.93%）；城镇124人（14.80%），农村714人（85.20%）；汉族564人（67.30%），少数民族274人（32.70%）。平均年龄为15.93岁（SD=0.96）。3.2 研究工具3.2.1 成长型思维量表采用Chen等（2023）编制的成长型思维量表中文版，如“努力学习可以提高智商和才能”等。该量表共18个条目，其中4个条目反向计分，采用5点计分法（1=非常不同意，5=非常同意），总数越高表明个体成长型思维水平越高。本研究中该量表的克隆巴赫系数为 0.85。3.2.2 坚毅量表采用由Duckworth等（2007）编制，赵亚飞等（2022）修订的坚毅量表中文版，共12个条目，如“只要我开始做的事情我就一定能够完成它”等，采用Likert 5点计分（1=完全不同意，5=完全同意）。采用总均分，其中6个条目反向计分，分数越高表示坚毅水平越高。本研究中该量表的克隆巴赫系数为0.85。3.2.3 生活满意度量表采用Wang等（2009）修订的生活满意度量表中文版，共包含五个条目，如“我的生活大致符合我的理想”等，为Likert 7点计分（1=完全不同意，7=完全同意）。采用总均分，得分越高表明对生活的满意度越高。本研究中该量表的克隆巴赫系数为0.84。3.2.4 学习投入量表同研究1。本研究中该量表的克隆巴赫系数为0.96。3.3 数据处理与分析数据采用SPSS27.0进行描述性统计和相关分析，采用PROCESS 4.1插件（Model 6）进行中介分析。3.4 结果分析3.4.1 共同方法偏差检验本研究采用问卷法施测，可能存在共同方法偏差。为减少此类偏差，在前期数据收集中通过使用信效度较高的量表、部分题目反向计分，以及强调问卷的匿名性等进行事前程序控制。回收数据后，采用Harman单因素检验法，结果共析出特征值大于1的因子8个，第一个因子解释变异量为32.06%，小于40%，因此本研究不存在明显的共同方法偏差。3.4.2 各变量间的描述性统计与相关分析对成长型思维、坚毅、生活满意度以及学习投入进行描述性统计与相关分析。数据结果如表1所示，成长型思维、坚毅、生活满意度和学习投入间两两显著正相关。表 1 各变量的描述性统计和相关矩阵（N=838）MSD1234561 性别2 年龄15.93 0.96-0.033 成长型思维4.15 0.50-0.24*0.08*4 坚毅3.13 0.43-0.10*0.020.29*5 生活满意度4.85 1.380.060.020.12*0.19*6 学习投入3.83 0.81-0.040.040.34*0.35*0.51*注：*表示p0.05；*表示p0.01；*表示p0.001；性别为虚拟变量，0表示女生，1表示男生。下同。9012 卷心 理 技 术 与 应 用3.4.3 成长型思维与学习投入的关系：中介效应检验为了检验坚毅和生活满意度在成长型思维和学习投入之间的中介作用，采用Hayes开发的PROCESS程序里的模型6进行变量间的中介效应检验。结果显示，成长型思维正向预测坚毅（=0.29,p0.001），成长型思维（=0.07,p0.05）和坚毅（=0.16,p0.001）可显著预测生活满意度，成 长 型 思 维（=0.22,p0.001）、坚 毅（=0.21,p0.001）和生活满意度（=0.44,p0.001）均可显著预测学习投入。具体数据结果见表2。采用偏差校正的百分位Bootstrap检验，重复抽样5000次，计算95%的置信区间，对具体的中介效应进行检验，结果如表3所示。该模型的总效应为0.55（t=10.29,p0.001，LLCI=0.45;ULCI=0.66），其中成长型思维对学习投入的直接效应为0.37（t=7.76,p0.001,LLCI=0.27;ULCI=0.46），占总效应量的67%，总间接效应量为0.18，占总效应的33%。95%的置信区间均不包括0，总间接效应显著，说明坚毅和生活满意度分别在成长型思维和学习投入之间起中介作用，且坚毅与生活满意度的链式中介效应显著。综上所述，假设1、假设2、假设3和假设4均得到了验证。模型路径系数如图2所示。3.5 小结研究2验证了成长型思维可以正向预测学习投入，坚毅和生活满意度在成长型思维与学习投入之间起链式中介作用，假设1、假设2、假设3和假设4均得到验证。然而，有研究发现成长型思维对不同学习能力群体的影响不同（Sisk et al.,2018），研究2仅使用西南民族地区中职生样本难以保证成长型思维影响学习投入的普遍性。因此，为了获得更好的生态效度，研究3基于2018年国际学生评估项目（PISA 2018）的大数据库进一步探讨成长型思维对学习投入的影响，并再次验证坚毅和生活满意度在两者间的中介作用。尽管PISA数据库中部分变量仅使用单道题测量且缺乏严谨性，但仍有研究证明了单项测量的信效度，而且获得了大量研究的认可（Lou&Li,2023;Rammstedt et al.,2022;Yeager&Dweck,2020）。表 2 链式中介回归分析回归方程整体拟合指数回归系数显著性结果变量预测变量RR2Ft坚毅0.290.0876.17*成长型思维0.298.73*生活满意度0.200.0417.03*成长型思维0.072.04*坚毅0.164.65*学习投入0.610.37164.90*成长型思维0.227.76*坚毅0.217.08*生活满意度0.4415.84*图 2 成长型思维与学习投入的链式中介模型路径系数赵艳榕 常保瑞：成长型思维与青少年学习投入的关系：坚毅和生活满意度的链式中介作用912 期4 研究 3：基于国际学生评估项目（PISA）的相关研究4.1 数据来源PISA是由经济合作与发展组织（OECD）从2000开始每三年进行一次的最具国际影响力的教育评估项目，采用严格的两阶段分层等比抽样方法在全球进行测试。本研究使用PISA2018数据库中国四个省市（北京、上海、江苏、浙江）共361所学校12058名中学生的数据，删除本研究所涉及变量的缺失数据，最终获得的样本量为11865，其中男生6176人（52.10%），女生5689人（47.90%），平均年龄为15.16岁（SD=0.50）。4.2 测量工具4.2.1 成长型思维PISA2018通过问被试在多大程度上同意“你的智力是你难以大幅改变的”测量学生的成长型思维水平。采用4点计分法（1=非常不同意，4=非常同意），反向计分后，分数越高表示成长型思维越高。该单项题已被证实具有良好的信效度（Lou&Li,2023;Rammstedt et al.,2022）。4.2.2 坚毅PISA2018通过问被试在多大程度上同意关于自己的说法“一旦开始工作，我就会坚持到底”来测量学生的坚毅。采用4点计分法（1=非常不同意，4=非常同意），得分越高表示坚毅水平越高。4.2.3 生活满意度PISA2018通过让被试从0到10分（1=“一点都不满意”，10=“完全满意”）评价“总的来说，你对自己最近生活的满意度是多少”来测量学生的生活满意度，评分越高表示生活满意度越高。4.2.4 学习投入PISA2018在问卷中使用学生的阅读时长“你通常愿意花多长时间来享受阅读”测量学习投入程度，采用5点计分法（1=“我从不花时间来享受阅读”，5=“每天超过2小时”），时长越长则分数越高，表示学习投入程度越高。4.3 数据分析与处理数据采用SPSS27.0进行描述性统计和相关分析，采用PROCESS 4.1插件（Model 6）进行中介分析。表 3 链式中介效应检验路径效应值Boot SE95%的置信区间下限上限成长型思维坚毅学习投入0.10 0.020.060.14 成长型思维生活满意度学习投入0.05 0.03 0.003 0.11成长型思维坚毅生活满意度学习投入0.03 0.01 0.02 0.05 注：Boot SE指通过偏差矫正的百分位Bootstrap法（5000次）估计的间接效应的标准误差。表 4 各变量的描述性统计和相关矩阵（N=11865）主要变量MSD12341 成长型思维2.600.902 坚毅3.090.640.13*3 生活满意度6.682.500.18*0.24*4 学习投入3.131.080.07*0.08*0.05*9212 卷心 理 技 术 与 应 用4.4 结果分析4.4.1 各变量间的描述性统计与相关分析表4列出了各变量的平均数、标准差及其相关关系。数据显示，成长型思维、坚毅、生活满意度和学习投入间两两显著正相关。4.4.2 成长型思维与学习投入的关系：中介效应检验采用Hayes编制的PROCESS插件中的模型6分析坚毅和生活满意度在成长型思维与学习投入之间的中介作用。结果表明，成长型思维正向预测坚毅（=0.13,p0.001），成长型思维（=0.15,p0.001）和坚毅（=0.22,p0.001）可显著预测生活满意度，成长型思维（=0.06,p0.001）、坚毅（=0.07,p0.001）和生活满意度（=0.03,p0.05）均可显著预测学习投入。具体数据结果见表5。采用偏差校正的百分位Bootstrap检验，重复抽样5000次，计算95%的置信区间，结果如表6所示。中介效应分析结果显示，该模型的总效应为0.070（t=7.71,p0.001,LLCI=0.05;ULCI=0.09），其中成长型思维对学习投入的直接效应为0.057（t=6.15,p0.001,LLCI=0.04;ULCI=0.08），占总效应量的81.43%，总间接效应量为0.013，占总效应的18.57%。95%的置信区间均不包括0，总间接效应显著，说明坚毅和生活满意度分别在成长型思维和学习投入之间起中介作用，且坚毅与生活满意度的链式中介效应显著。5 讨论5.1 成长型思维与学习投入的关系研究1通过实验研究发现成长型思维显著预测学生的学习投入，与以往的研究结果一致（Fang et al.,2022），验证了假设1。结果支持内隐理论，个体对智力可塑性的不同信念使得个体在不同的情境中表现出不同的认知与行为，进一步影响个体在相关任务上的投入（Dweck,2006）。此外，数据结果发现，与大样本研究（研究3，大都来自经济发达地区）相比，小样本研究（研究2，西南民族地区中职生）中直接效应占总效应的比值更高，这验证了以往一项元分析研究的结果：社会经济地位低或处境不利的青少年更可能从成长型思维中受益（Sisk et al.,2018），成长型思维可以为弱势群体带来更大的收益。并且，成长型思维可以增加弱势群体的入学率，例如，表 5 各变量的回归分析回归方程整体拟合指数回归系数显著性结果变量预测变量RR2Ft坚毅0.130.02213.31*成长型思维0.1314.61*生活满意度0.280.08508.10*成长型思维0.1517.03*坚毅0.2224.45*学习投入0.100.0142.32*成长型思维0.066.15*坚毅0.076.97*生活满意度0.032.67*注：各变量均经过标准化处理之后带入回归方程。赵艳榕 常保瑞：成长型思维与青少年学习投入的关系：坚毅和生活满意度的链式中介作用932 期持有智力可塑信念的低阶层学生相信努力学习可以提升能力且改变命运，会以更积极的视角看待学业困难和失败，更容易从学业和学习任务的挫折中恢复，从而对学习有更高的投入度（Fang et al.,2022）。Dweck和Yeager（2019）认为相信智力可以通过努力提高的学生会形成积极的信念，更重视自己的努力并对未来充满希望，从而实现更高的学习投入。因此，成长型思维是影响学业表现的基本因素，相对于固定型思维的个体，成长型思维的个体更倾向于追求学习的目标，将成功归因于努力和策略等可控因素，并相信投入努力会使学习成绩提高。5.2 坚毅、生活满意度在成长型思维与学习投入之间的链式中介作用研究2和研究3的结果一致表明，坚毅和生活满意度分别在成长型思维与学习投入之间起中介作用，而且坚毅和生活满意度的链式中介作用显著，验证了假设1、假设2、假设3和假设4。首先，自我效能理论强调个体对自己能力的信念对其认知与行为有重要影响，当个体持有智力/能力可塑性信念时，其更相信可以通过努力和持续学习取得进步，从而产生更高水平的坚毅行为，继而在持续进步的过程中提升整体生活满意度，形成积极的情感循环，并在学习过程中保持高度的投入（Bandura,1977）。具体来说，思维既是决定个体成就水平重要因素，也是决定个体在生活中获得幸福感的关键要素。具有成长型思维的个体更看重能力的增加，表现出更高水平的坚毅，而高坚毅水平的学生追求意义倾向的动机更强，其学习投入的程度也就更高（Jiang et al.,2020）。不仅如此，高坚毅水平的个体能够通过不懈努力去追求和实现目标，并获得成就感，进而有效提升其生活满意度（Hou et al.,2021）。此外，两项研究的结果中，研究2（西南民族地区中职生）的链式中介效应值远远大于研究3（经济发达地区学生）中的效应值。可能的原因是，低社会经济地位（vs.高经济地位）的学生更重视坚持不懈的努力所带来的机会与改变，能够积极看待挫折和压力，提高生活满意度，进而在相关任务上投入更多。综上所述，坚毅和生活满意度在成长型思维促进学习投入的关系中扮演着关键的链式中介作用，这一中介模型有力地解释了成长型思维影响学习投入的内部机制。换句话说，具有成长型思维（vs.固定型思维）的学生更加重视努力的作用，更加坚毅，从而对生活更满意，因此学习投入的质量更高，在学校也表现得更好。5.3 研究局限与展望本研究仍存在一些不足：首先，仅采用横断研究，未来可以尝试长期干预或纵向追踪，进一步解释成长型思维对学习投入的长期影响。其次，研究3中成长型思维预测学习投入的效应值较低，可能是测量学生的学习投入仅采用学习时长为指标，不够全面。同时，坚毅的测量条目仅关注坚持层面，未来研究可以采用更全面更规范的测量方式验证。最后，教师的教学行为及其思维模式可能会影响学生成长型思维的形成（Yeager et al.,2022)，因而未来可以纳入教师、家长和学校环境表 6 链式中介效应检验路径效应值Boot SE95%的置信区间下限上限成长型思维坚毅学习投入0.009 0.0020.0060.012 成长型思维生活满意度学习投入0.004 0.002 0.001 0.007成长型思维坚毅生活满意度学习投入0.001 0.0003 0.0001 0.001 注：Boot SE指通过偏差矫正的百分位Bootstrap法（5000次）估计的间接效应的标准误差。9412 卷心 理 技 术 与 应 用等外部因素以探讨成长型思维的传递作用。6 结论成长型思维显著正向预测青少年学习投入，坚毅和生活满意度在成长型思维和青少年学习投入之间起着独立的中介作用，即成长型思维不仅能够直接影响青少年的学习投入，也能够分别通过坚毅和生活满意度间接影响青少年学习投入。同时，坚毅和生活满意度在成长型思维与青少年学习投入的关系中起链式中介作用，即成长型思维可以通过坚毅和生活满意度的链式中介作用对青少年学习投入产生影响。参考文献安妮 布洛克,希瑟 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