1. 引言
学习投入(Academic Engagement)是指在学习和相关的事件上持久的、积极的、完满的情感和认知的心理状态(方来坛等，2008)。学习投入对高中生学业态度与行为有着重要意义。学业投入高的个体可以思考和体验到此刻进行的学习活动的有趣，认识未来学习的重要性，有较高的满意度(Wefald & Downey, 2009)。此外，学习投入越高的高中生所取得的学业成就越高，如具体科目的客观学习成绩等(郭建鹏，计国君，2019)。学习投入也能使个体维持良好的身心健康水平，缓冲外部压力，保持较好的学习兴趣(John & Clive, 2009)。
高中生的学习投入与其未来取向(Future Orientation)存在密切联系。未来取向是个人的思想和行为偏好未来的方向，同时也是个体对未来的思考和规划过程。未来取向分为未来认知(包括广度和密度)、未来情感(包括乐观性和思虑性)和未来意志行动(包括计划性和执行性)三个维度(刘霞等，2011)。未来取向高的学生会促进自身对具体目标付出行动和精力，在学习领域体现为大量的学习投入(富辰，刘文理，2020)。由此，本研究推测未来取向能够显著正向预测高中生的学习投入。
根据成就目标理论的基本观点，持掌握目标的人在完成任务时追求个人的成长，又被称为任务卷入的学习者(Task-Involved Learner)，因为他们关心的是能否掌握任务。这类学习者会更多地寻求帮助，使用较高水平的认知策略，运用更有效的学习方法(李抗，杨文登，2015)。应对是当自身与环境交互作用后个体发觉需要付出超出自己所拥有的资源时，所采取的认知或行为上的努力(Folkman & Lazarus, 1985)。应对方式就是人们对挫折和压力的认知和行为方式。相关研究表明，倾向于采取消极应对的学生，更容易产生倦怠感，倦怠越严重，其学习投入越少(郭秀琴，2016)；而具有适应性的应对方式则可以提高学习投入中的活力、奉献以及专注，进而提升学业表现(Vizoso, Rodriguez, & Arias-Gundin, 2018)。同时，应对方式也受到未来取向的影响，如研究发现未来取向水平较高的学生其适应性的应对行为较多(Chua, Milfont, & Jose, 2015)。因此，本研究推测应对方式在未来取向与高中生学习投入之间起中介作用。
学业浮力(Academic Buoyancy)是指学生成功应对学校日常学习活动中典型的学业挫折、挑战和困难的能力(Martin & Marsh, 2008)。学业浮力大的学生，学习投入也会变多(Thomas & Allen, 2020)。一项对中国、北美和英国12~16岁中学生的跨文化研究表明，学生的学业浮力越高，其学业投入水平就更大，在中国学生中这一效应更强(Martin et al., 2010)。与此同时，积极的学习动机与学业浮力之间关系密切。学生的学业自我效能感、基本心理需要、以目标取向为主的学习动机越高，他们的学业浮力就越强(韩琴，张晨怡，2020；Pitzer & Skinner, 2017)。由此推测，学业浮力可能在未来取向与学习投入之间起中介作用。此外，当积极的应对行为为学生带来对成功的体验，产生的自我效能感会影响个体在活动中的努力程度以及在活动中面临困难、挫折、失败时的持久力和耐力(Putwain et al., 2012)。
综上所述，本研究拟以高中生为研究对象，探讨应对方式和学业浮力在未来取向与学习投入之间的链式中介效应。
2. 方法
2.1. 被试
本研究选取安徽省安庆市、合肥市共两所高中发放问卷，共发放并回收568份问卷。剔除无效问卷52份(未全部填写或胡乱填写)，有效问卷516份，有效率为90.85%。其中，男生237人，女生278人，高一340人，高二176人。
2.2. 工具
2.2.1. 青少年未来取向问卷
采用刘霞等(2011)编制的《青少年未来取向问卷》，共31个项目，分为未来认知(广度、密度)、未来情感(思虑性、乐观性)、未来意志行动(执行性、计划性) 3个维度。被试根据实际情况在李克特5点量表上进行评定(1为“完全不符合”，5为“完全符合”)。被试得分越高，表示其未来取向程度越高。问卷总的内部一致性系数为0.869，各维度内部一致性系数都在0.75以上，重测信度为0.920。在本研究中，该量表总的内部一致性系数为0.910。
2.2.2. 中文版学习投入量表
采用方来坛等(2008)研究翻译、引入和修订的Schaufeli等人(2002)编制的学习投入量表(UWES-S)。国内有研究证实该量表可用于中学生(张信勇等，2000)。该量表包括3个分量表，活力分量表包括6个项目，奉献分量表包括5个项目，专注分量表包括6个项目。采用李克特7点计分(1为“从来没有”，7为“总是”)，所有题项全部为正向计分，得分越高则学习投入越好。该量表验证性因素分析结果为：χ2/df = 2.77，CFI = 0.93，TLI = 0.92，NFI = 0.90，RMSEA = 0.08。这表明量表具有较好的结构效度，总的内部一致性信度系数为0.951，效标关联效度分析发现学习投入及各维度都对学习绩效具有显著正向影响。在本研究中，该量表总的内部一致性系数为0.939。
2.2.3. 中学生应对方式量表
采用陈树林与郑全全等人(2000)编制的针对中学生的《中学生应对方式量表》，共36个项目，有7个维度，分别是问题解决、寻求支持、合理解释、忍耐、逃避、发泄情绪、幻想否认。其中问题解决、寻求支持和合理解释三者属于指向问题的分量表。忍耐、逃避、发泄情绪和幻想否认属于指向情绪的分量表。被试根据自身实际情况在李克特4点量表上评定(1为“从不采用”，4为“经常采用”)。一般只计分量表得分，不计总量表分数，分数高则表示个体更倾向于使用该种应对方式。量表的重测系数是0.89，各分量表的内部一致性系数都在0.67以上，符合心理测量的要求。在本研究中，指向问题的应对方式分量表和指向情绪的应对方式分量表内部一致性系数分别为0.847、0.823。
2.2.4. 学业浮力量表
采用Martin和Marsh (2008)的学业浮力量表(Academic Buoyancy Scale)，共4个项目。采用李克特7点计分(1为“非常不符合”，7为“非常符合”)，得分越高表明个体学业浮力越高。该量表在青少年群体的相关研究中得到广泛应用(Collie et al., 2015)。该量表总的内部一致性系数为0.82，重测信度为0.67。在本研究中，该量表总的内部一致性系数为0.887。
2.3. 程序
本研究采用问卷调查法，先在正式量表之前加入性别、年级、是否独生子女、父母受教育程度等人口统计学变量，并将四个量表装订为一张问卷；再以班级为单位进行集体现场施测，测试完成后，当场回收问卷；问卷收回后整理并编号。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
由于研究采用问卷形式让学生自我评定，因此收集的数据可能存在共同方法偏差。本研究对可能存在的共同方法偏差采用了程序控制和Harman单因素检验。采用的测量工具信效度良好并予以部分题项反向计分，数据收集时强调匿名填选、保密性和数据仅用于科学研究的用途，以此控制共同方法偏差；Harman单因素检验的结果表明，共有18个因子的特征根值均大于1，且第一个因子解释的变异量只有20.033%，小于临界值40%。可见本研究的数据不存在显著的共同方法偏差问题。
3.2. 未来取向、应对方式、学业浮力和学习投入的相关分析
采用Person相关法，对未来取向、指向问题的应对方式、指向情绪的应对方式、学业浮力和学习投入的相关关系进行分析，见表1。其中，高中生未来取向与学习投入呈显著正相关；未来取向与指向问题的应对方式呈现显著性正相关，未来取向与指向情绪的应对方式呈显著负相关；未来取向与学业浮力呈现显著性正相关；指向问题的应对方式与学习投入总分呈显著正相关，指向情绪的应对方式与学习投入总分呈显著性负相关；高中生学业浮力与学习投入呈显著性正相关；指向问题的应对方式与学业浮力呈显著的正相关，指向情绪的应对方式与学业浮力呈显著的负相关。
Table 1. A correlation matrix of future orientation, coping style, academic buoyancy and study engagement (N = 516)
表1. 未来取向、应对方式、学业浮力和学习投入的相关矩阵(N = 516)
注：*P < 0.05，**P < 0.01，***P < 0.001。
3.3. 应对方式和学业浮力的链式中介作用检验
采用Hayes编制的SPSS的Process宏程序中Model 6，重复抽取样本5000，默认95%的置信区间，对问题应对、情绪应对和学业浮力在未来取向和学习投入中的中介作用进行检验。结果发现，未来取向可以正向预测指向问题的应对方式(β = 0.513, p < 0.001)，负向预测指向情绪的应对方式(β = −0.160, p < 0.001)；未来取向可以正向预测学业浮力(β = 0.430, p < 0.001)；指向问题的应对方式可以正向预测学业浮力(β = 0.346, p < 0.001)，指向情绪的应对方式可以负向预测学业浮力(β = −0.181, p < 0.001)；未来取向(β = 0.590, p < 0.001)、指向问题的应对方式(β = 0.434, p < 0.001)、学业浮力(β = 0.419, p < 0.001)显著正向预测学习投入，指向情绪的应对方式(β = −0.210, p < 0.001)显著负向预测学习投入。详情见图1。
中介效应的分析结果表明，应对方式和学业浮力在未来取向与学习投入之间发挥着部分中介作用，中介效应约为0.186，占总效应(直接效应为0.404)的31.53%。进一步分析，中介效应包含5条路径：间接路径1 (未来取向–指向问题的应对方式–学习投入)；间接路径2 (未来取向–指向情绪的应对方式–学习投入)；间接路径3 (未来取向–学业浮力–学习投入)；间接路径4 (未来取向–指向问题的应对方式–学业浮力–学习投入)；间接路径5 (未来取向–指向情绪的应对方式–学业浮力–学习投入)。这五条路径的效应值分别为0.097、0.042、0.046、0.017和0.007，分别占总效应的16.44%、7.12%、7.80%、2.88%、1.19%。五条路径的Bootstrap95%置信区间均不包含0，表明这五条路径中介效应均达到了显著性水平。详见表2。
注：*P < 0.05，**P < 0.01，***P < 0.001。
Figure 1. A chain multi-mediating model for high school students’ future orientation and study engagement
图1. 高中生未来取向与学习投入的链式多重中介模型
Table 2. The results of the chain mediating effect test of the high school students’ coping style and academic buoyancy in the relationship between future orientation and study engagement
表2. 高中生应对方式、学业浮力在未来取向与学习投入关系的链式中介效应检验结果
4. 讨论
研究结果表明，未来取向对高中生学习投入的影响可以通过应对方式和学业浮力以及两者的链式中介起作用，即未来取向不仅直接影响高中生的学习投入，亦能够通过应对方式和学业浮力两个中介变量间接影响高中生的学习投入。由此可见，未来取向、应对方式、学业浮力都是高中生学习投入的重要影响因素，这与前人观点相同(富辰，刘文理，2020；郭秀琴，2016；Thomas & Allen, 2020)。
一方面，指向问题的应对方式、指向情绪的应对方式是未来取向与学习投入之间的中介变量。未来取向水平较高的高中生倾向于采用指向问题的应对方式，较少采用指向情绪的应对方式解决问题(谢晓东等，2016)，从而增加对学习活动的认知、情感以及行为投入。这一结果同样支持了成就目标理论，未来取向水平高的学生认为学习是为了个人的成长，他们关心的是能否掌握任务，因此这类学习者会更多地寻求帮助，使用较高水平的认知策略，运用更有效的学习方法来解决问题。
另一方面，在未来取向对高中生学习投入的关系中，学业浮力是另一个重要的中介变量。学生的未来取向程度越高，他们对于日常学业活动中典型挑战的应对能力就越强，从而促进学习投入的增加。而较低的未来取向会导致学生减少对失败、压力的关注，在挑战面前更加脆弱，不利于学业浮力的形成，进而降低学习投入(贾绪计等，2020)。
除此之外，未来取向还可以依次通过应对方式和学业浮力的链式中介作用影响高中生的学习投入。高水平的未来取向更能促进积极应对方式的选择，行为结果的反馈会增加学生的自我效能感，就越可能形成较为稳定的学业浮力。而学生的未来取向得分较低，就难以帮助其对未来产生明确的规划与期待，更容易产生逃避、否认、发泄等应对方式，无法增强应对挫折的能力，更不要说增加学习投入了。
5. 结论
本研究通过问卷调查法，研究高中生未来取向、应对方式、学业浮力和学习投入之间的关系，可以得出以下结论：
1) 高中生未来取向与指向问题的应对方式、学业浮力、学习投入两两之间呈显著正相关，未来取向、学业浮力、学习投入分别与指向情绪的应对方式呈显著负相关。
2) 应对方式与学业浮力在未来取向对学习投入的关系中起部分中介作用，且应对方式与学业浮力在未来取向对学习投入的影响中起链式中介作用，中介效应路径包括：未来取向→指向问题的应对方式→学习投入；未来取向→学业浮力→学习投入；未来取向→指向情绪的应对方式→学习投入；未来取向→指向问题的应对方式→学业浮力→学习投入；未来取向→指向情绪的应对方式→学业浮力→学习投入。
致谢
感谢安徽省教育厅人文科学项目的资金支持和安徽师范大学赵必华教授对论文的悉心指导。
基金项目
安徽省教育厅人文社会科学研究重大项目(sk2019zd23)。