成長型思維與青少年學習投入的關系：堅毅和生活滿意度的鏈式中介作用

趙艷榕?常保瑞

摘 要 成長型思維是影響教育成果的重要因素，探究其與學習投入的關系及其內部機制對提升青少年的學業成就具有實踐意義。研究1采用實驗法對202名初中生被試進行視頻啟動，發現：成長型思維啟動組被試在學習投入上的得分顯著高于對照組。研究2對838名中職生進行問卷調查；研究3則進一步采用國際學生評估項目（PISA 2018）分析中國四個省市的11865名中學生樣本數據，兩項研究得出一致的結果：（1）成長型思維顯著正向預測學習投入；（2）堅毅和生活滿意度在兩者之間起部分中介作用；（3）成長型思維還能通過堅毅和生活滿意度的鏈式中介作用影響學習投入。研究揭示了成長型思維影響學習投入的心理機制，對促進青少年的學習投入有一定的啟發意義。

關鍵詞 成長型思維；堅毅；生活滿意度；學習投入；青少年

分類號 B844.2

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.02.003

1 引言

成長型思維作為終身學習品質形成的核心要素，迎合了教書育人本質對教育的需求，而教育問題則是人在青少年階段最需要關注的話題之一（Zhang et al.， 2022）。根據內隱能力理論，成長型思維是一種相信智力/能力可以通過努力而不斷提升的思維模式，即能力增長觀，與之相對的固定型思維持有能力實體觀，傾向于相信智力/能力是不可改變的（Dweck， 2006）。以往有關成長型思維的研究主要集中于幸福感（Zhao et al.， 2021）、自我效能感（Dixson， 2020）、心理韌性（Dweck & Yeager， 2019）等。當前，研究者、政策制定者和教育者的關注點逐漸轉向使用成長型思維來改善教育結果，而學習投入是衡量教育質量以及青少年學習狀態的關鍵指標（Yeager & Dweck， 2020）。已有研究表明，具有智力可塑性信念的學生傾向于從發展和成長的角度思考自己的學業生活，在學習上的投入度更高（Fang et al.， 2022）。同時，成長型思維干預也能有效促進學習投入（Yeager et al.， 2019）。

然而，成長型思維具有文化差異（Lou & Li， 2023），以往關于成長型思維的研究大多數針對西方樣本（e.g.， Dweck & Yeager， 2019; Rege et al.， 2020），而在東方文化（如中國文化）背景下，成長型思維對學習投入的積極作用有待檢驗。同時，先前研究表明，持有智力可塑性信念的學生更看重能力水平的增加，傾向于堅持不懈地朝長期目標努力（Zhang et al.， 2022）。而高堅毅水平的個體，其生活滿意度也更高（Jiang et al.， 2020），并且，當對自己的生活滿意程度較高時，學生在學習任務上也會更有動力且投入更多（Datu & King， 2018）。那么，是否可以推論出堅毅和生活滿意度在成長型思維和學習投入之間起中介作用呢？基于此，本研究回顧相關文獻并深入探討以上問題，為改善學生的學習效果和提升教育質量提供理論和實踐依據。

1.1 成長型思維與學習投入

社會認知理論指出，思維作為動機信念的組成部分（Eccles， 2009），對個體的學習投入具有直接影響（Bandura， 1989）。學習投入是指學生在學習過程中表現出的積極且持續的情感狀態（Schaufeli et al.， 2002）。而成長型思維影響學生是否參加某項活動或在經歷挫折后是否堅持下去，是學習投入的內部影響因素之一（Wang et al.， 2019）。即有研究發現了成長型思維與學習投入之間的正相關關系，證實了那些認為智力可以通過努力而得到提高的學生往往追求能力的增長，以掌握知識為目標，其關于智力的可塑性信念正向促進其學習投入（Fang et al.， 2022）。不僅如此，一項關于第二語言學習的研究發現持有成長型語言思維的學生愿意付出更多的努力來提高學習結果，在相關任務上投入更多（Sadoughi et al.， 2023）。進一步的實驗研究發現，有針對性的干預可以幫助學生發展成長型思維（Yeager & Dweck， 2020），使其更享受學習過程繼而增加學習投入程度，提高學業成績（Yeager et al.， 2019）。因此，本研究提出假設1：成長型思維正向預測學習投入。

1.2 堅毅的中介效應

基于內隱理論，堅毅可能是成長型思維和學習投入關系中的一個重要中介變量（Dweck， 2006）。堅毅是指能使個體堅持不懈地追求長期目標并始終保持較高興趣的一種心理品質（Duckworth et al.， 2007）。在學習環境中，個體認為智力能夠通過實踐和訓練而不斷提高的信念與堅持不懈的努力存在強大而顯著的關聯，因而成長型思維與學生的堅毅水平顯著正相關，是影響堅毅的潛在因素（趙亞飛等， 2022）。不僅如此，在一項對5000多名中國小學生進行的2年大規模縱向研究中，結果顯示成長型思維預測了個體堅毅水平的增加，即持智力可塑性觀點（vs. 固定型思維）的學生思考方式更加靈活，也預示著其有更高的堅毅水平和更優異的成績（Zhang et al.， 2022）。此外，一項對中國農村中學生的研究發現，堅毅對其學業成就具有正向預測作用（杜帥領， 朱艷麗， 2020）。多項元分析得出一致的結論，即堅毅可以顯著正向預測學習投入（Credé et al.， 2017; Datu， 2021）。相關研究提供了支持，有研究表明，堅毅與學習投入呈正相關，具有高堅毅、熱情和適應能力的學生面對目標堅持不懈，從而表現出更高程度的學習投入（Steinmayr et al.， 2018）。與此同時，研究人員發現，更高水平的堅毅反映了學生對更深層次學習的興趣，并會在學術和非學術互動中產生更高的投入度（Hodge et al.， 2018）。因此，本研究提出假設2：堅毅在成長型思維和學習投入之間起中介作用。

1.3 生活滿意度的中介效應

除了堅毅，生活滿意度也可能會在成長型思維與學習投入之間起中介作用。生活滿意度是指個體基于自身設定的標準對其生活質量作出的主觀評價（Diener & Ryan， 2009）。內隱理論影響心理健康的整合機制模型認為，成長型思維是個體應對外界風險的保護性因素，具有智力可塑性信念的個體更易產生積極情緒、行為和生理反應，進而有更高的生活滿意度（余芝云， 連榕， 2019）。不僅如此，在一項探究重大環境變化期間教師發展的研究中，結果顯示成長型思維積極預測教師在面臨創新教學挑戰時的生活滿意度（Lee et al.， 2023）?；谥袊彝プ粉櫿{查數據（N=22159）的縱向研究發現，成長型思維會影響個體的認知，進而使其以更積極的態度面對挫折，并且傾向于報告更高的主觀幸福感，有利于提高生活滿意度（Zhao et al.， 2021）。同時，教育背景下的研究表明，生活滿意度是學生學習投入程度的重要預測指標，學生對生活的滿意程度與更高水平的認知、行為和情感投入相關（García-Martínez et al.， 2021）。已有研究發現，大學生的生活滿意度與其學習投入程度呈正相關（王娟等， 2021）。此外，一項對高中生的交叉滯后研究顯示，生活滿意度可以預測學生在學習上的投入程度（Datu & King， 2018）。因此，本研究提出假設3：生活滿意度在成長型思維和學習投入間起中介作用。

1.4 堅毅和生活滿意度的鏈式中介效應

本研究除了探索堅毅和生活滿意度在成長型思維與學習投入關系間的中介作用，還將探討堅毅與生活滿意度之間的關聯性問題。研究人員發現，堅毅與各種心理和心理健康結果有關，包括幸福感、心理幸福感和生活滿意度（Datu， 2021）。根據自我效能理論（Bandura， 1977），持有能力增長觀的個體將努力視為知識和技能的積極增長過程，塑造個體自我效能信念，進而堅持不懈地追求目標并克服困難，培養出更高的堅毅水平，從而提高其生活滿意度，并促進學生在學習過程中高度投入。相關研究發現，成長型思維能夠促進個體提升堅毅水平，而堅毅與生活滿意度呈顯著正相關，即高堅毅水平的個體對生活也更滿意（Hou et al.， 2021）。此外，一項元分析結果表明，堅毅顯著影響個體的生活滿意度，堅毅水平高的個體具有更高的生活滿意度（Credé et al.， 2017）。Jiang等（2020）分別在高中生和大學生中進行了兩項研究（即橫斷面調查和21天日記研究的經驗取樣法），發現更高的堅毅與更高的生活滿意度相關。因此，本研究進一步提出假設4：堅毅和生活滿意度在成長型思維與學習投入間起鏈式中介作用。

綜上所述，本研究擬構建一個鏈式中介模型（圖1）。首先，研究1擬使用實驗法用視頻啟動初中生的成長型思維探討成長型思維與學習投入的關系。其次，研究2基于某西南民族地區中職生群體使用問卷法探討堅毅與生活滿意度在成長型思維與學習投入間的鏈式中介作用。進一步，研究3基于2018年國際學生評估項目（Program for International Student Assessment，簡稱PISA）中國四個省市（北京、上海、江蘇、浙江）的大樣本數據考察中國文化背景下成長型思維對青少年學習投入的影響及其內部機制。

2 研究1：成長型思維影響學習投入的實驗研究

2.1 研究方法

采用單因素被試間設計，自變量為成長型思維，因變量為學習投入。

2.1.1 研究對象

采用G*power 3.1.9確定所需樣本量，選擇獨立樣本t檢驗，設定顯著性水平α= 0.05，統計檢驗力1-β = 0.90，達到中等效應量d= 0.50，得出所需總樣本量最少為172。我們共選取河南省某兩所初中院校202名學生參與本實驗，其中實驗組100人，對照組102人；男生112人（55.45%），女生90人（44.55%）；城市60人（29.70%），農村142人（70.30%）；獨生子女10人（4.95%），非獨生子女192人（95.05%）；少數民族1人（0.50%），漢族201人（99.95%）；平均年齡14.15歲（SD=0.57）。

2.1.2 實驗程序

通過啟動法操縱個體的成長型思維/固定型思維，會促使個體暫時采用所激活的思維模式（Chiu et al.， 1997）。因此，本研究使用視頻材料啟動成長型思維，并通過紙質問卷施測。被試首先隨機分為實驗組和對照組，實驗組觀看關于成長型思維的演講視頻，對照組則觀看冰淇淋工廠視頻，兩組視頻材料時長均為10分鐘；然后完成成長型思維操縱檢驗材料和學習投入材料；最后填寫性別、家庭來源地等人口統計學信息。

2.1.3 實驗材料

操縱成長型思維。本研究參照安妮等（2018）的書籍《成長型思維訓練》，實驗組觀看成長型思維提出者Dweck教授的演講視頻，主題為“相信你能進步的力量”，對照組則觀看冰淇淋工廠的視頻。

學習投入量表。采用方來壇等（2008）修訂的學習投入量表中文版，共17個條目，如“學習時，我覺得時間過得很快”等。采用Likert 5點計分（1 =“完全不同意”，5 =“完全同意”），得分越高表示學習投入程度越高。本研究中該量表的克隆巴赫α系數為0.91。

2.2 結果分析

2.2.1 操縱檢驗

采用Hong等（1999）編制的內隱能力理論量表評估實驗操縱的成長型思維水平，該量表共三個條目，比如“我的能力水平是一定的，我不太能改變它”。采用Likert 6點評分，1表示“完全不同意”，6表示“完全同意”，三個條目反向計分后計算總均分，得分越高表示成長型思維水平越高。本研究中該量表的克隆巴赫α系數為0.70。該量表已被證實在中國群體中具有良好的信效度（家曉余， 2018）。

獨立樣本t檢驗結果顯示，實驗組的得分（M =4.47， SD=1.00）顯著高于對照組得分（M=4.07， SD=1.06），t（201） = 2.74，p<0.01，95% CI =［0.11，0.66］，|Cohen’s d| = 0.39，證明該實驗操縱成長型思維有效。

2.2.2 成長型思維影響學習投入的主效應檢驗

對兩種啟動條件下被試的學習投入進行獨立樣本t檢驗。結果表明，實驗組的學習投入（M =51.41， SD=12.10）顯著高于對照組（M=46.33， SD=11.67），t（201） = 3.04， p<0.01，|Cohen’s d| = 0.43。該結果說明，啟動的成長型思維影響學習投入的主效應顯著。

2.3 小結

研究1采用視頻啟動法操縱被試的成長型思維以檢驗成長型思維與學習投入的關系，結果發現啟動初中生的成長型思維可以提高其學習投入，證實了成長型思維與學習投入的因果關系。假設1得到了支持。然而，尚不清楚成長型思維影響學習投入的內部機制是什么。研究2將使用問卷法進一步探討成長型思維與學習投入之間的內部機制。此外，在中小學生學業表現上，民族地區中職生與發達地區學生的差距均接近或超過一倍（賈旭杰等， 2013）。以往對成長型思維與學習投入的研究較多集中在國內外中小學生群體（Lin-Siegler et al.， 2016; Schmidt et al.， 2017），該結論是否同樣適用于我國中等職業學校的學生有待檢驗（Zeng et al.， 2016）。因此，研究2選取西南民族地區中職生群體作為研究對象。

3 研究2：基于某西南民族地區中職生群體的相關研究

3.1 研究對象

本研究選取某西南民族地區中職生900人，有效問卷838份，有效率93.11%。其中男生495人（59.07%），女生343人（40.93%）；城鎮124人（14.80%），農村714人（85.20%）；漢族564人（67.30%），少數民族274人（32.70%）。平均年齡為15.93歲（SD=0.96）。

3.2 研究工具

3.2.1 成長型思維量表

采用Chen等（2023）編制的成長型思維量表中文版，如“努力學習可以提高智商和才能”等。該量表共18個條目，其中4個條目反向計分，采用5點計分法（1=非常不同意，5=非常同意），總數越高表明個體成長型思維水平越高。本研究中該量表的克隆巴赫α系數為 0.85。

3.2.2 堅毅量表

采用由Duckworth等（2007）編制，趙亞飛等（2022）修訂的堅毅量表中文版，共12個條目，如“只要我開始做的事情我就一定能夠完成它”等，采用Likert 5點計分（1=完全不同意，5=完全同意）。采用總均分，其中6個條目反向計分，分數越高表示堅毅水平越高。本研究中該量表的克隆巴赫α系數為0.85。

3.2.3 生活滿意度量表

采用Wang等（2009）修訂的生活滿意度量表中文版，共包含五個條目，如“我的生活大致符合我的理想”等，為Likert 7點計分 （1=完全不同意，7=完全同意）。采用總均分，得分越高表明對生活的滿意度越高。本研究中該量表的克隆巴赫α系數為0. 84。

3.2.4 學習投入量表

同研究1。本研究中該量表的克隆巴赫α系數為0.96。

3.3 數據處理與分析

數據采用SPSS27.0進行描述性統計和相關分析，采用PROCESS 4.1插件（Model 6）進行中介分析。

3.4 結果分析

3.4.1 共同方法偏差檢驗

本研究采用問卷法施測，可能存在共同方法偏差。為減少此類偏差，在前期數據收集中通過使用信效度較高的量表、部分題目反向計分，以及強調問卷的匿名性等進行事前程序控制?；厥諗祿?，采用Harman單因素檢驗法，結果共析出特征值大于1的因子8個，第一個因子解釋變異量為32.06% ，小于40%，因此本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.4.2 各變量間的描述性統計與相關分析

對成長型思維、堅毅、生活滿意度以及學習投入進行描述性統計與相關分析。數據結果如表1所示，成長型思維、堅毅、生活滿意度和學習投入間兩兩顯著正相關。

3.4.3 成長型思維與學習投入的關系：中介效應檢驗

為了檢驗堅毅和生活滿意度在成長型思維和學習投入之間的中介作用，采用Hayes開發的PROCESS程序里的模型6進行變量間的中介效應檢驗。結果顯示，成長型思維正向預測堅毅（β=0.29， p<0.001），成長型思維（β=0.07， p<0.05）和堅毅（β=0.16， p<0.001）可顯著預測生活滿意度，成長型思維（β=0.22， p<0.001）、堅毅（β=0.21， p<0.001）和生活滿意度（β=0.44， p<0.001）均可顯著預測學習投入。具體數據結果見表2。

采用偏差校正的百分位Bootstrap檢驗，重復抽樣5000次，計算95%的置信區間，對具體的中介效應進行檢驗，結果如表3所示。該模型的總效應為0.55（t=10.29， p<0. 001，LLCI=0. 45; ULCI=0.66），其中成長型思維對學習投入的直接效應為0.37（t=7.76， p<0. 001， LLCI=0.27; ULCI=0.46），占總效應量的67% ，總間接效應量為0.18，占總效應的33%。95%的置信區間均不包括0，總間接效應顯著，說明堅毅和生活滿意度分別在成長型思維和學習投入之間起中介作用，且堅毅與生活滿意度的鏈式中介效應顯著。綜上所述，假設1、假設2、假設3和假設4均得到了驗證。模型路徑系數如圖2所示。

3.5 小結

研究2驗證了成長型思維可以正向預測學習投入，堅毅和生活滿意度在成長型思維與學習投入之間起鏈式中介作用，假設1、假設2、假設3和假設4均得到驗證。然而，有研究發現成長型思維對不同學習能力群體的影響不同（Sisk et al.， 2018），研究2僅使用西南民族地區中職生樣本難以保證成長型思維影響學習投入的普遍性。因此，為了獲得更好的生態效度，研究3基于2018年國際學生評估項目（PISA 2018）的大數據庫進一步探討成長型思維對學習投入的影響，并再次驗證堅毅和生活滿意度在兩者間的中介作用。盡管PISA數據庫中部分變量僅使用單道題測量且缺乏嚴謹性，但仍有研究證明了單項測量的信效度，而且獲得了大量研究的認可（Lou & Li， 2023; Rammstedt et al.， 2022; Yeager & Dweck， 2020）。

4 研究3：基于國際學生評估項目（PISA）的相關研究

4.1 數據來源

PISA是由經濟合作與發展組織（OECD）從2000開始每三年進行一次的最具國際影響力的教育評估項目，采用嚴格的兩階段分層等比抽樣方法在全球進行測試。本研究使用PISA2018數據庫中國四個省市（北京、上海、江蘇、浙江）共361所學校12058名中學生的數據，刪除本研究所涉及變量的缺失數據，最終獲得的樣本量為11865，其中男生6176人（52.10%），女生5689人（47.90%），平均年齡為15.16歲（SD=0.50）。

4.2 測量工具

4.2.1 成長型思維

PISA2018通過問被試在多大程度上同意“你的智力是你難以大幅改變的”測量學生的成長型思維水平。采用4點計分法 （1=非常不同意，4=非常同意），反向計分后，分數越高表示成長型思維越高。該單項題已被證實具有良好的信效度（Lou & Li， 2023; Rammstedt et al.， 2022）。

4.2.2 堅毅

PISA2018通過問被試在多大程度上同意關于自己的說法“一旦開始工作，我就會堅持到底”來測量學生的堅毅。采用4點計分法（1=非常不同意，4=非常同意），得分越高表示堅毅水平越高。

4.2.3 生活滿意度

PISA2018通過讓被試從0到10分（1 =“一點都不滿意”，10 =“完全滿意”）評價“總的來說，你對自己最近生活的滿意度是多少”來測量學生的生活滿意度，評分越高表示生活滿意度越高。

4.2.4 學習投入

PISA2018在問卷中使用學生的閱讀時長“你通常愿意花多長時間來享受閱讀”測量學習投入程度，采用5點計分法（1 =“我從不花時間來享受閱讀”，5 =“每天超過2小時”），時長越長則分數越高，表示學習投入程度越高。

4.3 數據分析與處理

數據采用SPSS27.0進行描述性統計和相關分析，采用PROCESS 4.1插件（Model 6）進行中介分析。

4.4 結果分析

4.4.1 各變量間的描述性統計與相關分析

表4列出了各變量的平均數、標準差及其相關關系。數據顯示，成長型思維、堅毅、生活滿意度和學習投入間兩兩顯著正相關。

4.4.2 成長型思維與學習投入的關系：中介效應檢驗

采用Hayes編制的PROCESS插件中的模型6分析堅毅和生活滿意度在成長型思維與學習投入之間的中介作用。結果表明，成長型思維正向預測堅毅（β=0.13， p<0.001），成長型思維（β=0.15， p<0.001）和堅毅（β=0.22， p<0.001）可顯著預測生活滿意度，成長型思維（β=0.06， p<0.001）、堅毅（β=0.07， p<0.001）和生活滿意度（β=0.03， p<0.05）均可顯著預測學習投入。具體數據結果見表5。

采用偏差校正的百分位Bootstrap檢驗，重復抽樣5000次，計算95%的置信區間，結果如表6所示。中介效應分析結果顯示，該模型的總效應為0.070（t=7.71， p<0. 001， LLCI=0.05; ULCI=0.09），其中成長型思維對學習投入的直接效應為0.057（t=6.15， p<0. 001， LLCI=0.04; ULCI=0.08），占總效應量的81.43% ，總間接效應量為0.013，占總效應的18.57%。95%的置信區間均不包括0，總間接效應顯著，說明堅毅和生活滿意度分別在成長型思維和學習投入之間起中介作用，且堅毅與生活滿意度的鏈式中介效應顯著。

5 討論

5.1 成長型思維與學習投入的關系

研究1通過實驗研究發現成長型思維顯著預測學生的學習投入，與以往的研究結果一致（Fang et al.， 2022），驗證了假設1。結果支持內隱理論，個體對智力可塑性的不同信念使得個體在不同的情境中表現出不同的認知與行為，進一步影響個體在相關任務上的投入（Dweck， 2006）。此外，數據結果發現，與大樣本研究（研究3，大都來自經濟發達地區）相比，小樣本研究（研究2，西南民族地區中職生）中直接效應占總效應的比值更高，這驗證了以往一項元分析研究的結果：社會經濟地位低或處境不利的青少年更可能從成長型思維中受益（Sisk et al.， 2018），成長型思維可以為弱勢群體帶來更大的收益。并且，成長型思維可以增加弱勢群體的入學率，例如，持有智力可塑信念的低階層學生相信努力學習可以提升能力且改變命運，會以更積極的視角看待學業困難和失敗，更容易從學業和學習任務的挫折中恢復，從而對學習有更高的投入度（Fang et al.， 2022）。Dweck和Yeager（2019）認為相信智力可以通過努力提高的學生會形成積極的信念，更重視自己的努力并對未來充滿希望，從而實現更高的學習投入。因此，成長型思維是影響學業表現的基本因素，相對于固定型思維的個體，成長型思維的個體更傾向于追求學習的目標，將成功歸因于努力和策略等可控因素，并相信投入努力會使學習成績提高。

5.2 堅毅、生活滿意度在成長型思維與學習投入之間的鏈式中介作用

研究2和研究3的結果一致表明，堅毅和生活滿意度分別在成長型思維與學習投入之間起中介作用，而且堅毅和生活滿意度的鏈式中介作用顯著，驗證了假設1、假設2、假設3和假設4。首先，自我效能理論強調個體對自己能力的信念對其認知與行為有重要影響，當個體持有智力/能力可塑性信念時，其更相信可以通過努力和持續學習取得進步，從而產生更高水平的堅毅行為，繼而在持續進步的過程中提升整體生活滿意度，形成積極的情感循環，并在學習過程中保持高度的投入（Bandura， 1977）。具體來說，思維既是決定個體成就水平重要因素，也是決定個體在生活中獲得幸福感的關鍵要素。具有成長型思維的個體更看重能力的增加，表現出更高水平的堅毅，而高堅毅水平的學生追求意義傾向的動機更強，其學習投入的程度也就更高（Jiang et al.， 2020）。不僅如此，高堅毅水平的個體能夠通過不懈努力去追求和實現目標，并獲得成就感，進而有效提升其生活滿意度（Hou et al.， 2021）。此外，兩項研究的結果中，研究2（西南民族地區中職生）的鏈式中介效應值遠遠大于研究3（經濟發達地區學生）中的效應值。可能的原因是，低社會經濟地位（vs. 高經濟地位）的學生更重視堅持不懈的努力所帶來的機會與改變，能夠積極看待挫折和壓力，提高生活滿意度，進而在相關任務上投入更多。綜上所述，堅毅和生活滿意度在成長型思維促進學習投入的關系中扮演著關鍵的鏈式中介作用，這一中介模型有力地解釋了成長型思維影響學習投入的內部機制。換句話說，具有成長型思維（vs. 固定型思維）的學生更加重視努力的作用，更加堅毅，從而對生活更滿意，因此學習投入的質量更高，在學校也表現得更好。

5.3 研究局限與展望

本研究仍存在一些不足：首先，僅采用橫斷研究，未來可以嘗試長期干預或縱向追蹤，進一步解釋成長型思維對學習投入的長期影響。其次，研究3中成長型思維預測學習投入的效應值較低，可能是測量學生的學習投入僅采用學習時長為指標，不夠全面。同時，堅毅的測量條目僅關注堅持層面，未來研究可以采用更全面更規范的測量方式驗證。最后，教師的教學行為及其思維模式可能會影響學生成長型思維的形成（Yeager et al.， 2022），因而未來可以納入教師、家長和學校環境等外部因素以探討成長型思維的傳遞作用。

6 結論

成長型思維顯著正向預測青少年學習投入，堅毅和生活滿意度在成長型思維和青少年學習投入之間起著獨立的中介作用，即成長型思維不僅能夠直接影響青少年的學習投入，也能夠分別通過堅毅和生活滿意度間接影響青少年學習投入。同時，堅毅和生活滿意度在成長型思維與青少年學習投入的關系中起鏈式中介作用，即成長型思維可以通過堅毅和生活滿意度的鏈式中介作用對青少年學習投入產生影響。

參考文獻

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