问题提出与文献综述

建设高质量教育体系，全面提升教育质量是“十四五”时期我国教育发展的重点任务和目标。提升学生的学业水平既是学校的基本使命，也是研究者和家长关注的焦点。学习满意度是学生满意度最重要的方面，对促进教学和服务质量提升影响深远。

(一) 学习满意度

学习满意度是学习者对参与学习活动的感觉或态度，反映了学习者对学习活动的喜欢程度，或愿望需求得到满足或目标达成的程度。它能有效预测生涯规划、学习成效、学习动机、教学效果、心理健康状况等。因而，学习满意度既是学生对自己学习质量的主观感知和评价，也是衡量教育质量的重要指标。

从1966年美国就开始进行学习满意度的相关研究。直至 21世纪初，我国才有学者关注这一领域。2010年后我国关于学习满意度的相关研究开始增多。徐玲洁的研究发现我国学生满意度的研究主要集中在普通高等教育，占总研究的89%；对成人教育的学生满意度的研究占发文总量的8%；对普通初中生满意度的研究仅占发文总量的3%。中学时期是个体身心发展的黄金时期，也是学习的关键期，而学习满意度是影响学业成绩的重要因素之一，所以我国急需加强中学生学习满意度研究。

(二) 成就目标定向、学业自我效能感与学习投入

成就目标定向理论是近年来动机领域研究的热点之一。成就目标定向指个体追求成就任务的理由和目的的认知表征，是一个关于目的、胜任、成功、努力、能力、错误及标准的有组织的信念系统，反映了个体对成就任务的一种普遍取向。

学生在学业情境中对能否顺利完成学业任务的主观判断和自我感知即学业自我效能感。学业自我效能感直接影响学生的学习努力程度、克服困难的毅力以及学习过程中焦虑或平静等情绪，是影响学生学习动机、提高学习成绩的关键因素。

学习投入表现在学习过程中，学生积极参与各项学习活动，深入地思考，充满活力地应对挑战和挫折，并伴有积极的情感体验。它不仅直接影响学生当前的学业成绩，而且还影响学生以后的受教育机会。

(三) 学习满意度与成就目标定向、学业自我效能感、学习投入的关系

研究表明，个体成就目标定向*学业自我效能感和学习投入是影响学生学业表现的重要因素，且这些因素间联系密切。例如听障中学生学业自我效能感在成绩趋近目标、成绩回避目标和其学习投入之间都起着完全中介作用，在掌握回避目标和学习投入之间起着部分中介作用。藏族中学生学业自我效能感在掌握趋近目标、成绩回避目标和学习投入之间发挥部分中介作用，而在成绩趋近和学习投入之间则发挥完全中介作用。掌握趋近、成绩回避、掌握回避显著预测大学生学习投入；大学生主动学习、生师关系对满意度的影响比院校支持大，学习投入显著影响学习满意度。

大学生学习动机、自我效能感和学习满意度三个变量之间密切相关，学习动机和自我效能感显著正向预测学习满意度，并且自我效能感在学习动机和学习满意度间起着部分中介效应。在职研究生学习动机能够正向预测学习满意度。

基于上述研究结果，本研究提出以下假设：成就目标定向通过学业自我效能感和学习|入的链式中介影响学习满意度。

研究设计

( 一) 样本

从山东、河南各选取一所中学，共抽取 1041名 7-12年级学生进行问卷调。其中 498名男生，538名女生，5人性别信息缺失；各年级学生人数依次为182人、181人、166人、173人、177人、159人，年级信息缺失的有3人。

( 二) 研究工具

1.中学生学习满意度量表。根据学习满意度已有文献，参考专家的意见，综合考虑中学生身心发展特点和学习现状，自主研发中学生学习满意度 4点量表。该量表 38个条目，分为课堂环境、教学技能、师生关系、同学关系、家庭关系、学业成就六个维度。量表Cronbach's α系数0.92，分半信度系数 0.89。验证性因素分析结果如下：各项目在其所属维度的载荷介于 0.55-0.83之间；模型整体拟合指标 χ²/df=4.78，NFI=0.97，TLI=0.98，CFI=0.93，RMSEA=0.06。这说明，该量表信度和效度良好，适合中学生使用。

2.成就目标定向量表。采用刘惠军编制的成就目标定向 5点量表。该量表包括成绩趋近目标、掌握趋近目标、成绩回避目标和掌握回避目标四个维度，具有良好的信效度。

3.中学生学习投入量表。自编中学生学习投入5点量表。该量表有 31个条目，分为认知、投入、情感投入和行为投入三个维度。验证性因素分析表明，各项目在各因素上的载荷都大于0.65；模型整体拟合指标χ²/df=3.65，NFI、TLI、CFI均大于0.90，RMSEA=0.05。可见，自编学习投入量表结构效度良好。该量表Cronbach's α 系数0.97，分半信度系数0.93。

4.学业自我效能感问卷。采用梁宇颂研制的学业自我效能感 5 点问卷。该问卷 22道题目，分为学习能力自我效能感和学习行为自我效能感两个维度。量表的内部一致性系数为0.88。

( 三) 施测方法

主试由心理学研究生担任，研究者统一培训主试。经调查学校、家长、学生同意后，以班级为单位进行集体测试。

( 四) 数据处理

利用SPSS26.0 和process3.4 统计分析数据。

研究结果

( 一) 共同方法偏差检验

Harman单因素法检验发现:12个因子特征值大于1，第一个公因子的方差贡献率为26.52%（＜40%），所以本研究不存在严重的共同方法偏差。

( 二) 成就目标定向、学业自我效能感、学习投入与学习满意度间的相关

各变量的平均数和标准差以及皮尔逊积差相关系数如表 1所示。可见，成绩趋近目标、掌握趋近目标分别与学业自我效能感、学习投入、学习满意度间呈显著正相关，相关系数为0.20-0.82（ps＜0.001）； 而掌握回避目标却与学业自我效能感、学习投入、学习满意度呈显著负相关，相关系数为 0.19-0.36（ps＜0.001）。由于成绩回避目标与学业自我效能感、学习投入和学习满意度三个变量的相关不显著，故未在表 1中呈现。此外，由于年级、性别两个人口统计学变量与本文研究的四个变量之间存在不同程度的相关，因此在接下来的检验中将控制年级和性别这两个变量。

( 三) 学业自我效能感和学习投入的链式中介作用

1.成绩趋近目标对中学生学习满意度影响的机制。在控制性别、年级的情况下，以成绩趋近目标为预测变量，学习满意度为结果变量，学业自我效能感、学习投入为中介变量，采用 Hayes开发的 PROCESS 程序进行中介效应分析，结果如表2所示。成绩趋近目标显著正向预测学业自我效能感和学习投入（β=0.55，p＜0.001；β=0.24，p＜0.001），学业自我效能感显著正向预测学习投入（β=0.55，p＜0.001），学习投入显著正向预测学习满意度（β=0.34，p＜0.001）。

进一步采用偏差校正的非参数百分位Bootstrp 法（重复抽样5000次），在95%的置信区间内，分析学业自我效能感、学习投入在成绩趋近目标和学习满意度之间是否存在中介效应（表3和图1）。成绩趋近目标通过两条路径显著影响学习满意度。其中成绩趋近目标→学习投入→学习满意度路径效应值为0.08，95%置信区间为（0.05,0.12），中介效应占总效应的26.32%。上述结果说明存在成绩趋近目标对学习满意度影响的序列中介效应，即成绩趋近目标不仅通过学习投入的中介作用正向显著影响学习满意度，而且间接通过学业自我效能感、学习投入的链式中介正向显著影响学习满意度。

2.掌握趋近目标对中学生学习满意度影响的机制。将性别、年级作为控制变量，掌握趋近目标作为预测变量，学习满意度作为结果变量，学业自我效能感和学习投入作为中介变量进行检验，结果见表 4；掌握趋近目标显著正向预测学业自我效能感和学习投入（β=0.53，p＜0.001；β=0.70，p＜0.001），学业自我效能感显著正向预测学习投入（β=0.24，p＜0.001），学习投入显著正向预测学习满意度（β=0.24，p＜0.001）。

Bootstrap检验表明（表5），掌握趋近目标间接通过两条路径显著影响学习满意度。掌握趋近目标→学习投入→学习满意度路径效应值为0.17,95% 置信区间为（0.07,0.27），中介效应占总效应的 45.95%；掌握趋近目标→学业自我效能感→学习投入→学习满意度路径的效应值为0.03,95% 置信区间为（0.01,0.05），中介效应占总效应的8.11%。研究结果显示，掌握趋近目标除直接显著正向影响学习满意度外，还通过学习|入单独的中介作用以及学业自我效能感和学习投入两者的链式中介显著正向影响学习满意度。

3.掌握回避目标对中学生学习满意度影响的机制。采用如上方法检验学业自我效能感和学习投入在掌握回避目标和学习满意度间是否存在链式中介作用。结果发现（表6）：掌握回避目标负向显著预测学业自我效能感和学习投入（β=-0.21，p＜0.001；β=-0.24，p＜0.001），学业自我效能感正向显著预测学习投入（β=0.56，p＜0.001），学习投入正向显著预测学习满意度（β=0.34，p＜0.001）。

Bootstrap 检验表明，掌握回避目标通过两条路径显著影响学习满意度。其中，掌握回避目标→学习投入→学习满意度路径效应值为-0.08,95%置信区间为（-0.12，-0.05），中介效应占总效应的44.44%；掌握回避目标→学业自我效能感→学习投入→学习满意度路径的效应值为-0.04,95% 置信区间为（-0.06，-0.03），中介效应占总效应的22.22%。可见，掌握回避目标通过两条路径显著负向影响学习满意度：一是学习投入单独的中介作用，二是学业自我效能感和学习投入的链式中介作用。

结论与建议

( 一) 研究结论

1.掌握趋近目标对学习满意度的直接影响。本研究表明，掌握趋近目标与学习满意度显著正相关，且能够显著正向预测学习满意度。这是因为掌握趋近目标高的中学生与其他成就动机水平的学生相比，渴求掌握知识技能的欲望高。在这种强烈欲望的驱使下，他们会满怀信心、更加努力地刻苦学习，积极进取，持之以恒，不墨守成规，敢于尝试新方法或者新策略，为实现自己的学习目标而不懈奋斗。他们能积极面对和正视学习困难和挑战’即使遇到挫折和失败，也能克服羞耻感，及时寻求老师和同学的帮助，对学习持有乐观态度，因而他们具有较高的学习满意度。

2.学习投入单独的中介作用。本研究揭示，成绩趋近目标、掌握趋近目标对学习满意度的间接影响中，学习投入能单独发挥中介作用。其中成绩趋近目标、掌握趋近目标显著正向影响学习投入。以上结果与已有研究基本一致，证实了学习动机能够直接预测学习投入。

学习投入对学业成绩的影响具有跨文化一致性。学生学习投入越高，其学习成绩越好。因为学业成绩能够反映学生的学习效果，而学习效果是满意度主要的影响因素；所以学习投入能够在成绩趋近目标、掌握趋近目标对学习满意度的影响中起中介作用。

掌握回避目标对学习满意度的间接影响中，学习投入发挥显著的中介作用。这是由于掌握回避目标取向水平高的中学生害怕失败，墨守成规，不敢尝试新方法新策略，自卑感强，不能正视和积极面对学习上的困难和挑战，厌烦学习，不愿意为学习付出时间和精力，学习投入不高；长此以往，他们视学习为负担，导致其学习满意度低。

3.学业自我效能感、学习投入的链式中介作用。本研究发现，学业自我效能感、学习投入在成绩趋近目标对中学生学习满意度的影响中发挥链式中介作用。这是因为持有成绩趋近目标的中学生喜欢与他人比较，希望获得比他人更高的成绩。他们在学习时尽量选择能够实现的任务，以便通过自己的努力取得好成绩。当取得理想成绩时，持有成绩趋近目标的中学生会将其归因于自己的能力强，进一步增强了其学业自我效能感，驱使其更加努力学习。而当学习成绩不理想时，持有成绩趋近目标的中学生会将其归因于自己的能力弱，灰心丧气，削弱其学业自我效能感，降低其学习投入。如前所述，由于学习投入能够直接预测学习成绩，学习成绩反映学习效果，学习效果影响学习满意度；所以成绩趋近目标可以通过学业自我效能感、学习投入的链式中介作用显著影响中学生学习满意度。

学业自我效能感、学习投入在掌握趋近目标对中学生学习满意度的影响中也发挥着链式中介作用。这是因为持有掌握趋近目标的学生满怀信心，能够尝试采用新方法和新策略实现自己的学习目标，积极进取，不轻易退缩，不轻言放弃。一旦他们完成一个自己既定的学习目标，就更增强其成就感和胜任感，提升自我效能感和自信心，进而增强其对学习的乐观态度。即使遇到学业困难和挑战’他们也不灰心丧气，能及时、主动地向他人请教，取得理想的学业成绩，从而提升其学习满意度。

本研究证实，学业自我效能感、学习投入在掌握回避目标对中学生学习满意度的影响中发挥链式中介作用。由表 6 可知，中学生高掌握回避目标会通过降低其学业自我效能感（β=-0.21，p＜0.001），影响中学生学习投入，进而导致学习满意度下降。这是由于持有掌握回避目标的个体判断成功的标准是在自我比较的基础上不犯错误，所以他们会尽力回避不能理解和不能掌握的任务，选择不会犯错误的任务，学习时，他们较少使用学习策略，且伴有焦虑等消极情绪体验，过多地担心失败导致其学业自我效能感比较低，少其学习投入，影响其学业成绩，进而降低其学习满意度。

( 二) 教育建议

一是引导中学生树立恰当的成就目标定向。教育工作者和家长要引导中学生正确认识和接纳自己，树立恰当的成就目标定向，切忌好高骛远。教育工作者和家长不要仅凭学业成绩的高低来判定学生的优劣，而要全面、客观、平等地对待和评价学生，积极创造条件力争使每个学生都获得体验成功的机会。二是增强中学生学业自我效能感。无论在课堂教学、课内辅导等教学环节，还是在班队会抑或社团活动、课后托管服务等课外活动中，教师应致力于提高中学生的学业自我效能感。三是提高中学生学习投入。教师要以赏识的眼光正确看待学业成绩暂时落后的学生，帮助其挖掘学习潜能，让其体验到成功的乐趣，促使其全力投入学习。此外，教师还要帮助学生转变不良学习习惯，指导学生选择恰当的学习策略和学习方法，提高学习效率，增强其学习满意度。

来源 | 《教育研究与实验》2022年第5期

作者 | 刘在花（中国教科院副研究员）