大學(xué)生被看重感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系：生活滿意度的中介作用

王娟 沐守寬 余益兵 鮑超

摘 要 采用大學(xué)生被看重感量表、大學(xué)生生活滿意度評定量表與學(xué)習(xí)投入量表考察471名在校大學(xué)生的被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入三者之間的關(guān)系以及生活滿意度在二者之間的中介作用。結(jié)果表明：（1）被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入兩兩之間呈顯著正相關(guān)。（2）被看重感可以顯著正向預(yù)測生活滿意度和學(xué)習(xí)投入，且生活滿意度也可以顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。（3）生活滿意度在被看重感與學(xué)習(xí)投入之間起部分中介作用。該研究揭示了被看重感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系及其作用機(jī)制，深化了被看重感對個體認(rèn)知與行為的影響，因此未來可從提升大學(xué)生的被看重感、生活滿意度等角度提升大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。

關(guān)鍵詞 被看重感;生活滿意度;學(xué)習(xí)投入;中介作用;大學(xué)生

分類號 B844

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.12.002

1 引言

學(xué)習(xí)投入（learning engagement）是指一種與學(xué)習(xí)相關(guān)的積極、充實的精神狀態(tài)，具體表現(xiàn)為有活力、奉獻(xiàn)和專注等特征（Schaufeli， Martínez， Pinto， Salanova， & Bakker， 2002）。近年來，我國大學(xué)生學(xué)習(xí)投入問題受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注（汪雅霜， 2013）。一方面，學(xué)習(xí)投入度已成為衡量高等教育辦學(xué)水平和教學(xué)質(zhì)量的重要依據(jù)，其不僅是衡量學(xué)習(xí)過程質(zhì)量的重要因素（郭建鵬， 計國君， 2019; 許俊卿， 譚英耀， 侯雪瑩， 2014），而且對大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就產(chǎn)生重要影響（魏軍， 劉儒德， 何伊麗， 唐銘， 邸妙詞， 莊鴻娟， 2014; 文超， 張衛(wèi)， 李董平， 喻承甫， 代維祝， 2010）。另一方面，物質(zhì)主義價值觀嚴(yán)重影響了在校學(xué)生的學(xué)習(xí)動力和投入程度（King & Datu， 2017; King， 2018），進(jìn)而對大學(xué)生就業(yè)產(chǎn)生重要影響（張瑞， 2017）。隨著我國高等教育的普及，高校畢業(yè)生規(guī)模逐年增加，加上新冠肺炎疫情在全球擴(kuò)散蔓延，經(jīng)濟(jì)受到較大沖擊，大學(xué)生預(yù)期就業(yè)形勢將更加嚴(yán)峻。因此，當(dāng)前及今后較長一段時間，探討影響大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的相關(guān)因素及其作用機(jī)制，對促進(jìn)大學(xué)生良好就業(yè)具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

以往研究者在學(xué)習(xí)投入的概念界定、測量方法、影響作用等方面取得了豐富的研究成果（方來壇， 時勘， 張風(fēng)華， 2008; 蔣文， 蔣獎， 杜曉鵬， 古典， 孫穎， 2018; 李西營， 黃榮， 2010; 石雷山， 陳英敏， 侯秀， 高峰強(qiáng)， 2013; 張娜， 2012），也有部分學(xué)者探討影響學(xué)習(xí)投入的前因變量（李翊君， 孟龍龍， 王曼茹， 馮喜珍， 2017），但對于這方面的研究還有待加強(qiáng)（廖友國， 2011; 肖海雁， 李媛， 閆云帆， 付政， 2020）。

大學(xué)階段是個體探索和建構(gòu)自我同一性的關(guān)鍵時期（Arnett， 2000），在自我探索和建構(gòu)過程中，他人如何看待自己對于個體社會心理幸福和行為決策具有重要意義（Elliott， Kao， & Grant， 2004; Flett， Khan， & Su， 2019; Rosenberg， 1985）。被看重感是個體感知到自己在周圍世界中的重要程度，它反映了個體在現(xiàn)實生活中對他人的影響程度（Elliott， Kao， & Grant， 2004）。 根據(jù)Rosenberg和McCullough（1981）的觀點，被看重感（perceived mattering）是自我概念的一部分，具體包括關(guān)注、重要、信賴三個成分，后來Rosenberg經(jīng)過深刻的反思后，在1985年提出自我延伸（ego-extension）也是被看重感的組成部分，即被看重感有4個維度，分別為關(guān)注、重要、信賴與自我延伸。其中，關(guān)注是被看重感中最重要的成分，是指個體需要別人的關(guān)注;重要是指個體需要被他人關(guān)心的一種感覺，需要他人關(guān)心自己的想法、行為以及命運;信賴是指個體的行為在多大程度上影響他人的行為;自我延伸是指有人將我們自己看作他的一部分，會把我們的事情當(dāng)作他們自己的事情來對待，是重要的直接體現(xiàn)。作為一種具有行為動機(jī)性質(zhì)的心理傾向，被看重感對于大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入具有促進(jìn)作用，可以從以下兩種理論觀點做出解釋。

首先，被看重感被認(rèn)為源于個體的歸屬需要并與歸屬需要相關(guān)聯(lián)（趙必華， 袁穎， 2015）。當(dāng)個體的基本需要得到滿足時，能激發(fā)其內(nèi)在動機(jī)的形成，從而具有更好的學(xué)習(xí)表現(xiàn)（Deci & Ryan， 2000）。有研究表明，歸屬感可以顯著預(yù)測學(xué)習(xí)投入（Connell & Wellborn， 1991; Zumbrunn， Mckim， Buhs， & Hawley， 2014）。因此，當(dāng)個體的基本需要獲得滿足時，個體傾向于更積極地投入增強(qiáng)自我同一性的探索活動中。對于大學(xué)生而言，學(xué)習(xí)活動無疑是建構(gòu)和探索自我同一性的重要領(lǐng)域。

其次，群體認(rèn)同理論認(rèn)為，個體將群體成員身份屬性融入所屬群體并獲得群體認(rèn)同的過程及程度會強(qiáng)烈影響著我們的社會知覺、態(tài)度和行為（Tajfel & Turner， 1979），群體認(rèn)同具有自我提升和降低不確定性兩大功能（殷融， 張菲菲， 2015）。研究表明，群體認(rèn)同與學(xué)校投入密切相關(guān)，族群內(nèi)部認(rèn)同對學(xué)校的行為投入和情感投入有顯著預(yù)測作用（Perry， 2008; Shin， Daly， & Vera， 2007）。在集體主義文化背景下，當(dāng)個體在群體中感受到其他成員的認(rèn)可和支持時，更容易注意到自己的價值，從而發(fā)展出更高的自我喜歡感（Tafarodi & Jr. Swann， 1996）。當(dāng)個體在群體中感受到其存在的價值和意義時，就會投入更多的時間和精力從事群體規(guī)范所認(rèn)可的事情?；谏鲜龇治?，提出研究假設(shè)一：作為大學(xué)生基本心理需要和群體認(rèn)同的反映，被看重感可以顯著正向預(yù)測大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。

那么，被看重感可以通過何種機(jī)制間接影響學(xué)習(xí)投入呢？上述理論分析表明，無論是基本需要的滿足還是群體認(rèn)同的作用，二者可能都共同指向個體對自己生活質(zhì)量的積極評價。生活滿意度（life satisfaction）是個體根據(jù)自己的生活標(biāo)準(zhǔn)對自己持續(xù)一段時間的生活質(zhì)量的認(rèn)知評價，是個體在這段時期或長期以來的生活狀態(tài)的主觀體驗（Shin & Johnson， 1978）。Milyavskaya等人（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，基本心理需要的滿足在一般情境和特殊情境中均能顯著預(yù)測生活滿意感。Wakefield等人（2017）對跨文化社區(qū)樣本的研究也發(fā)現(xiàn)，較高的群體認(rèn)同可以預(yù)測較高的生活滿意度。這預(yù)示著，被看重感可能會通過個體的生活滿意度間接影響學(xué)習(xí)投入。盡管目前還沒有研究直接檢驗三者之間的關(guān)系，但初步證據(jù)表明了生活滿意度在二者之間的中介作用。

一方面，已有零星的研究表明，被看重感與生活滿意度之間存在關(guān)聯(lián)性。Marshall（2001）發(fā)現(xiàn)被看重感可以正向預(yù)測生活滿意度。部分學(xué)者對中學(xué)生和大學(xué)生的研究也發(fā)現(xiàn)，被看重感可以顯著正向預(yù)測主觀幸福感（劉金婷， 2017; 趙必華， 袁穎， 2015; Demir， zen， & Doan， 2012）。鑒于生活滿意度是主觀幸福感的一個重要成分（鄭雪， 嚴(yán)標(biāo)賓， 邱林， 2001; Diener， 1984; Diener， Suh， Lucas， & Smith， 1999），本研究提出假設(shè)二：被看重感可以顯著正向預(yù)測生活滿意度。

另一方面，已有多種證據(jù)表明生活滿意度與學(xué)習(xí)投入之間關(guān)系密切。Maslach等人（2001）提出投入是倦怠的積極對立面。橫斷研究表明，生活滿意度可以顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)倦?。ㄐ鞇偅?陳啟山， 楊舒婷， 原露， 2017）。也有短期追蹤研究表明，生活滿意度與認(rèn)知投入呈雙向預(yù)測關(guān)系，且生活滿意度可以接近預(yù)測學(xué)生的情感投入（Lewis， Huebner， Malone， & Valois， 2011）。Heffner等人（2016）則進(jìn)一步揭示了生活滿意度在預(yù)測學(xué)習(xí)投入方面具有不同于積極/消極情感的增益效應(yīng)?；诖?，本研究提出假設(shè)三：生活滿意度可以顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。

遺憾的是，Lewis等人的研究僅證明了生活滿意度與認(rèn)知投入存在雙向預(yù)測關(guān)系，未從學(xué)習(xí)投入的總體狀況以及活力、奉獻(xiàn)、專注等維度進(jìn)行研究。綜上所述，本研究主要目的在于提出并檢驗被看重感影響學(xué)習(xí)投入的中介模型，生活滿意度在二者之間的中介作用。研究結(jié)果不僅有助于豐富學(xué)習(xí)投入的相關(guān)理論模型，而且還可以為促進(jìn)大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的教育干預(yù)提供理論參考。

2 方法

2.1 研究對象

研究采用方便取樣的方法，選取閩南師范大學(xué)與龍巖學(xué)院兩所大學(xué)的大學(xué)生進(jìn)行線上問卷調(diào)查，最終在問卷星上獲得570份初始問卷。依據(jù)Huang等人（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，在網(wǎng)絡(luò)調(diào)查中，參與者對調(diào)查項目的反應(yīng)時間不可能快于每題2s或每頁52s，按照調(diào)查問卷的總題數(shù)52題乘以作答時間2秒等于104秒，故刪除作答時間低于104秒的被試，剩余有效被試為471名，有效被試為82.63%。男生142人（30.15%）， 女生329人（69.85%）; 文科166人（35.24%）， 理科305人（64.76%）; 大一154人（32.70%）， 大二118人（25.05%）， 大三102人（21.66%）， 大四97人（20.59%）; 城鎮(zhèn)121人（25.69%）， 農(nóng)村350人（74.30%）， 獨生子女82人（17.41%）， 非獨生子女389人（82.59%）; 學(xué)生干部242人（51.38%）， 非學(xué)生干部229人（48.62%）。

2.2 研究工具

2.2.1 大學(xué)生被看重感量表 ?該量表由袁穎等人（2014）編制， 分為關(guān)注、 重要、 信賴、 自我延伸四個維度，共23個項目，其中7個題為反向計分。量表為五點計分，分?jǐn)?shù)越高表示被看重感水平越高。在本研究中，此量表的Cronbachs α系數(shù)為0.93，關(guān)注、 重要、 信賴、 自我延伸的Cronbachs α系數(shù)分別為0.79， 0.82， 0.86， 0.71。驗證性因素分析的擬合指標(biāo)分別為χ2/df=2.92， RMSEA=0.06， CFI=0.91， TLI=0.90， SRMR=0.06，表明該量表結(jié)構(gòu)效度可以接受。

2.2.2 大學(xué)生生活滿意度評定量表

該量表由王宇中等人（2003）編制，第6題為被試的主觀滿意度，剩下的5題為被試的客觀滿意度，共6個項目組成;量表為七點計分，該量表的總分為客觀滿意度的均分加上主觀滿意度的得分，分?jǐn)?shù)越高表示生活滿意度水平越高。鑒于主觀滿意度為單維題項，該量表只考慮生活滿意度總分，在本研究中，該量表的Cronbachs α系數(shù)為0.83。驗證性因素分析的擬合指標(biāo)分別為χ2/df=3.69， RMSEA=0.08， CFI=0.98， TLI=0.96， SRMR=0.03，表明該量表結(jié)構(gòu)效度可以接受。

2.2.3 學(xué)習(xí)投入量表

該量表由方來壇等人（2008）編制，學(xué)習(xí)投入分為活力、奉獻(xiàn)、專注三個維度，共17個項目。量表為七點計分，所有題項全部為正向計分，總分越高表示學(xué)習(xí)投入水平越高。在本研究中，此量表的Cronbachs α系數(shù)為0.96，活力、奉獻(xiàn)、專注的Cronbachs α系數(shù)分別為0.90，0.91，0.91。驗證性因素分析的擬合指標(biāo)分別為χ2/df=4.71， RMSEA=0.09， CFI=0.94， TLI=0.93， SRMR=0.04，表明該量表結(jié)構(gòu)效度可以接受。

2.3 統(tǒng)計方法與共同方法偏差檢驗

為了排除由于問卷法和單一數(shù)據(jù)來源可能帶來的共同方法偏差進(jìn)而對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，采用Harman 單因子檢驗法將本研究使用的被看重感量表、生活滿意度問卷、學(xué)習(xí)投入量表的所有項目同時納入進(jìn)行共同方法偏差檢驗。結(jié)果表明，特征值大于1的因子有6個，第一個因子解釋的變異量為35.59%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明研究數(shù)據(jù)的共同方法偏差問題不嚴(yán)重。

2.4 數(shù)據(jù)分析

首先，采用SPSS 23.0進(jìn)行獨立樣本t檢驗，檢驗各變量在性別與曾經(jīng)是否擔(dān)任學(xué)生干部上是否存在差異。其次，采用Pearson積差相關(guān)計算各研究變量間的相關(guān)系數(shù)。最后，采用Mplus 8.3建構(gòu)結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗中介效應(yīng)。

3 結(jié)果

3.1 被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入的差異檢驗 ?女生的被看重感（M=81.21， SD=11.49）顯著高于男生的被看重感（M=78.16， SD=11.57）， t=2.64， df=469， p=0.009，Cohens d=0.26，女生的學(xué)習(xí)投入（M=82.95， SD=14.92）顯著高于男生的學(xué)習(xí)投入（M=79.49， SD=17.51）， t=2.19， df=233.41， p=0.041，Cohens d=0.21;而生活滿意度無顯著性別差異。學(xué)生干部的被看重感（M=82.26， SD=11.14）顯著高于非學(xué)生干部的被看重感（M=78.21， SD=11.69）， t=3.86， df=469， p<0.001，Cohens d=0.35;學(xué)生干部的生活滿意度（M=9.68， SD=1.93）顯著高于非學(xué)生干部的生活滿意度（M=9.08， SD=2.06）， t=3.25， df=469， p=0.001，Cohens d=0.30;而學(xué)習(xí)投入在是否為學(xué)生干部上不存在差異。

3.2 被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)分析 ?各變量之間的相關(guān)系數(shù)如表1所示，被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入及各維度之間呈正相關(guān)，被看重感與生活滿意度呈中等程度正相關(guān)（r=0.59， p<0.001）;被看重感與學(xué)習(xí)投入呈中等程度正相關(guān)（r=0.49， p<0.001）;生活滿意度與學(xué)習(xí)投入呈中等程度正相關(guān)（r=0.49， p<0.001）。

3.3 生活滿意度在被看重感與學(xué)習(xí)投入之間的中介作用 ?首先以被看重感作為前因變量，學(xué)習(xí)投入作為結(jié)果變量，探究被看重感對學(xué)習(xí)投入的影響，數(shù)據(jù)擬合結(jié)果如圖1所示，模型擬合指標(biāo)分別是χ2/df=1.81， RMSEA=0.04， CFI=1.00， TLI=0.99， SRMR=0.02，各適配統(tǒng)計量均在合理范圍內(nèi)，模型擬合良好，從模型路徑來看，大學(xué)生被看重感可以直接正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.56， p<0.001，結(jié)果驗證了研究假設(shè)一。

接著以被看重感為前因變量，學(xué)習(xí)投入為結(jié)果變量，生活滿意度為中介變量建構(gòu)中介模型，數(shù)據(jù)擬合結(jié)果如圖2所示，模型擬合指標(biāo)分別是χ2/df=1.58， RMSEA=0.04， CFI=1.00， TLI=0.99， SRMR=0.02，各適配統(tǒng)計量均在合理范圍內(nèi)，模型擬合良好，分析結(jié)果支持了中介模型的合理性。從模型路徑來看，大學(xué)生被看重感不僅可以直接正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入，還可以通過生活滿意度間接地正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)=0.68×0.34=0.23），采用非參數(shù)百分位Bootstrap法重復(fù)抽樣5000次對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示，“被看重感→生活滿意度→學(xué)習(xí)投入”中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.20，0.56]，效應(yīng)占比為41.07%，置信區(qū)間不包含0，表明生活滿意度的中介效應(yīng)具有統(tǒng)計學(xué)意義，起到部分中介作用。

4 討論

4.1 生活滿意度在被看重感與學(xué)習(xí)投入之間的中介作用 ?本研究表明，被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入兩兩之間呈中等程度正相關(guān);被看重感可以正向預(yù)測生活滿意度和學(xué)習(xí)投入，而生活滿意度也可以正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入，假設(shè)一、假設(shè)二和假設(shè)三依次得到驗證。

被看重感可以直接正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。根據(jù)基本需要理論和群體認(rèn)同理論，被看重感是個體自我概念的一部分，且其與基本需要中的歸屬需要相關(guān)聯(lián)（趙必華， 袁穎， 2015），歸屬需要得到滿足，個體更愿意將時間、精力、活力投入于學(xué)習(xí)活動（Zumbrunn， Mckim， Buhs， & Hawley， 2014），而學(xué)習(xí)正是學(xué)生、家長、老師等所期待的活動，學(xué)生自己為了得到群體內(nèi)部成員的認(rèn)同與尊重，就會愿意做他們所期望的活動—學(xué)習(xí)投入。本研究再次驗證了Deci等人（2000）提出的基本需要理論和馬斯洛的需要層次理論，歸屬需要得到滿足，個體將擁有更強(qiáng)的學(xué)習(xí)動機(jī)，進(jìn)而學(xué)習(xí)更有活力（愿意為學(xué)業(yè)付出努力，而不感到疲倦）、更愿意奉獻(xiàn)（有較強(qiáng)的學(xué)習(xí)熱情，能全身心投入到學(xué)習(xí)中）、學(xué)習(xí)更加專注（能夠集中注意力并體驗到學(xué)習(xí)的樂趣）（Schaufeli， Martínez， Pinto， Salanova， & Bakker， 2002）。

被看重感可以直接正向預(yù)測生活滿意度。研究表明，基本需要可以顯著預(yù)測生活滿意度（Milyavskaya， Philippe， & Koestner， 2013），且較高的群體認(rèn)同可以預(yù)測較高的生活滿意度（Wakefield， Sani， Madhok， Norbury， Dugard， Gabbanelli， Poggesi...， 2017），而被看重感屬于基本需要之一，所以當(dāng)個體覺得自己是重要的、受關(guān)注的、有價值的，其對生活的滿意度也就越高。此外，個體的被看重感越高，其主觀幸福感也將越高，這與劉金婷（2017）的研究結(jié)果保持一致，而普遍認(rèn)為生活滿意度是主觀幸福感的一部分，故主觀幸福感越高，生活滿意度也就越高。大學(xué)生還處于自我同一性探索與建構(gòu)的時期，這個時候他們總是希望自己能得到他人的關(guān)注，當(dāng)個體感受到關(guān)注與重視后，對生活的滿意度將更高。

生活滿意度可以直接正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。李炳煌等人（2020）對高中生的研究發(fā)現(xiàn)主觀幸福感在情緒智力與學(xué)習(xí)投入之間起中介作用，當(dāng)個體的積極體驗越多、滿意感越高，其學(xué)習(xí)投入程度也越高。生活滿意度是一種認(rèn)知評價，是衡量個體幸福感、生活質(zhì)量的重要指標(biāo)（池麗萍， 辛自強(qiáng)， 2002），其會對個體的情緒情感產(chǎn)生重要的影響，進(jìn)而影響個體對目標(biāo)的追求和行為表現(xiàn)。當(dāng)個體對自己生活質(zhì)量的評價越高，其從事學(xué)習(xí)活動的動機(jī)就越強(qiáng)，因此也就更愿意投入時間、精力與耐心到學(xué)習(xí)活動中。

生活滿意度在被看重感與學(xué)習(xí)投入之間起部分中介作用，揭示了大學(xué)生被看重感與學(xué)習(xí)投入之間的作用機(jī)制。被看重感不僅可以直接預(yù)測大學(xué)生的生活滿意度，同時還能預(yù)測學(xué)習(xí)投入，也能通過生活滿意度這個中介變量作用于大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。當(dāng)個體感知到自己在學(xué)校周圍世界是重要的，覺得他人關(guān)心自己的所思所想、相信自己、希望獲得自己的幫助，個體就會覺得自己的人際關(guān)系較好，其生活滿意度也將越高（展寧寧， 2010），進(jìn)而對學(xué)習(xí)、生活有更高的信心，就會更愿意把自己的時間、精力投入于學(xué)習(xí)活動中。

4.2 研究啟示與展望

本研究發(fā)現(xiàn)，高被看重感個體在生活滿意度和學(xué)習(xí)投入上顯著高于低被看重感個體，而學(xué)習(xí)投入度作為衡量高等教育辦學(xué)水平和教學(xué)質(zhì)量的重要依據(jù)，不僅是衡量學(xué)習(xí)過程質(zhì)量的重要因素，也對大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就產(chǎn)生重要影響，所以未來的研究可以聚焦于探討影響學(xué)生被看重感的前因變量，找到影響學(xué)生被看重感的根源，同時關(guān)注低被看重感的學(xué)生并對其進(jìn)行適當(dāng)且有效的干預(yù)，如團(tuán)體心理輔導(dǎo)、心理咨詢等方式調(diào)整學(xué)生的認(rèn)知，提升學(xué)生的被看重感，進(jìn)而提升生活滿意度與學(xué)習(xí)投入，使學(xué)生更愿意把自己的時間、精力花在學(xué)習(xí)上，樂于學(xué)習(xí)，提升自己的專業(yè)能力與綜合素質(zhì)，使其成為更符合社會期待的人才。

本研究仍存在一些局限性，需要在今后的研究中進(jìn)一步改善。首先，本研究為橫斷面研究，限制了對變量間因果方向性的推斷，此后的研究中將采用縱向追蹤設(shè)計，從動態(tài)視角來探索變量隨時間推移所呈現(xiàn)的變化趨勢;其次，研究方法僅有單個樣本，缺乏對研究結(jié)論的獨立重復(fù)驗證，后續(xù)研究中需要采用多個樣本進(jìn)行重復(fù)與驗證;最后，本研究的數(shù)據(jù)僅基于學(xué)生的自我報告，后續(xù)研究可以考慮其他來源（如教師、家長和同齡人）的數(shù)據(jù)收集程序。

5 結(jié)論

（1）大學(xué)生的被看重感、生活滿意度與學(xué)習(xí)投入兩兩之間呈中等程度正相關(guān)。

（2）大學(xué)生的被看重感可以直接正向預(yù)測生活滿意度與學(xué)習(xí)投入，生活滿意度也能正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。

（3）大學(xué)生的生活滿意度在被看重感與學(xué)習(xí)投入之間起部分中介作用，即被看重感通過影響學(xué)生的生活滿意度，進(jìn)而影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀況。

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Abstract

To explore the relationship between college students ?perceived mattering， life satisfaction and learning engagement， and the mediating effect of life satisfaction between perceived mattering and learning engagement. This study tested 471 undergraduate students with University Student Mattering Scale， College students ?Life Satisfaction Scales and Chinese version Learning Engagement Scale. The results demonstrated that： （1）There was a significant positive correlation between perceived mattering， life satisfaction and learning engagement. （2） Perceived mattering had significant positive predictive ability to life satisfaction and learning engagement， and life satisfaction can significantly positively predict learning engagement. （3） Life satisfaction had a mediating effect on perceived mattering and learning engagement. In summary， this study uncovered the relationship and underlying mechanism between perceived mattering and learning engagement and deepened the influence of perceived mattering on individuals ?cognition and behavior. Therefore， we can enhance college students ?learning engagement by improving their perceived mattering and life satisfaction in the future.

Key words： perceived mattering; life satisfaction; learning engagement; mediating effect; college students