基于三元交互決定理論的大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響機(jī)制研究

中圖分類號：G64 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1009-5128（2025）08-0001-09

基金項(xiàng)目：陜西省教育科學(xué)“十四五”規(guī)劃課題：大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的現(xiàn)狀、影響機(jī)制與提升策略研究（SGH22Y1449）

2023年，我國高等教育毛人學(xué)率達(dá)到 60.2% ，各種形式的高等教育在學(xué)總規(guī)模達(dá)4763.19萬人[1]，表明我國高等教育已經(jīng)進(jìn)入普及化階段。然而，數(shù)量的增長并不能直接代表質(zhì)量的提升，平衡高等教育規(guī)模擴(kuò)張與質(zhì)量拔高的關(guān)系已經(jīng)成為建設(shè)教育強(qiáng)國的必然要求。近年來，關(guān)于高等教育質(zhì)量的評價視角，從注重學(xué)術(shù)價值向注重學(xué)生主體的范式轉(zhuǎn)變[2]，其中，基于大學(xué)生視角的專業(yè)學(xué)習(xí)投入情況評估是高等教育質(zhì)量監(jiān)測的一項(xiàng)重要指標(biāo)。相關(guān)實(shí)證研究結(jié)果表明，學(xué)習(xí)投人和學(xué)習(xí)結(jié)果呈顯著相關(guān)，是提高學(xué)業(yè)成就的必要前提[3]。然而，現(xiàn)有研究缺乏對大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投人影響因素及其發(fā)生機(jī)制的系統(tǒng)化歸納。鑒于此，本文以大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入為切人點(diǎn)，基于三元交互決定理論，系統(tǒng)探究影響大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的關(guān)鍵因素及其作用機(jī)制。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）學(xué)習(xí)投入的研究

關(guān)于學(xué)習(xí)投人，已有研究主要圍繞三個方面展開：一是對學(xué)習(xí)投人概念界定的研究。學(xué)界對學(xué)習(xí)投入的概念界定尚未統(tǒng)一，但傾向于從學(xué)習(xí)參與的角度來描述這一概念。 Astin^[4] 和 Kuh^[5] 認(rèn)為學(xué)習(xí)投人等同于學(xué)習(xí)參與，Philp和Duchesne[6]將學(xué)習(xí)投人定義為學(xué)習(xí)者高度注意和參與的狀態(tài)。國內(nèi)學(xué)者亦未對學(xué)習(xí)投人和學(xué)習(xí)參與兩者做嚴(yán)格意義上的區(qū)分[7]85-87。二是對學(xué)習(xí)投人維度劃分的研究。已有研究普遍認(rèn)為學(xué)習(xí)投入的內(nèi)涵具有多維性。Fredricks等[8]將學(xué)習(xí)投入解構(gòu)為行為投人、情感投人和認(rèn)知投人三個相互關(guān)聯(lián)的維度，國內(nèi)學(xué)者廖友國[9]亦遵循上述劃分方式。行為投人指學(xué)生參與學(xué)習(xí)活動的強(qiáng)度與持續(xù)性，如課堂互動頻率、課外學(xué)習(xí)時長等；情感投人涉及學(xué)生對學(xué)習(xí)任務(wù)的情感體驗(yàn)，包括興趣、歸屬感和價值觀認(rèn)同;認(rèn)知投入則強(qiáng)調(diào)學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中的心理努力和心理活動，如元認(rèn)知策略運(yùn)用、知識整合深度等。隨著研究的推進(jìn)，四維度、五維度等更多維度的劃分方式在三維框架基礎(chǔ)上逐步衍生。三是關(guān)于學(xué)習(xí)投入影響因素的研究，專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、教師支持、課程質(zhì)量、學(xué)習(xí)資源等都被認(rèn)為是影響學(xué)習(xí)投人的重要因素。宋曉禹等[10]在對特殊教育專業(yè)本科生的一項(xiàng)追蹤研究中發(fā)現(xiàn)，隨著專業(yè)認(rèn)同水平的不斷提高，特殊教育專業(yè)本科生的學(xué)習(xí)投人會不斷增加。陳鴻飛等[1]研究了職業(yè)使命感與免費(fèi)師范生學(xué)習(xí)投入的關(guān)系，結(jié)果表明具有職業(yè)使命感的大學(xué)生能夠認(rèn)識到當(dāng)前學(xué)習(xí)與未來職業(yè)的相關(guān)性，在專業(yè)學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出更高的投入水平。Wentzel12]的研究表明教師支持能夠滿足學(xué)生心理需求，能夠增強(qiáng)學(xué)習(xí)動機(jī)，增加學(xué)習(xí)投人。同時，課程質(zhì)量作為教育教學(xué)質(zhì)量的核心，較高的課程質(zhì)量有助于大學(xué)生對所學(xué)專業(yè)保持濃厚的興趣，有利于學(xué)術(shù)志趣的形成和學(xué)習(xí)參與度的提高[13-14]，而更多可利用的優(yōu)質(zhì)學(xué)習(xí)資源可以提升學(xué)生學(xué)習(xí)的主動性和積極性[15-16]。

綜上，已有研究對學(xué)習(xí)投入的概念界定、劃分維度、影響因素進(jìn)行了系統(tǒng)研究，但關(guān)于學(xué)習(xí)投入的界定都是建立在廣義“學(xué)習(xí)”的基礎(chǔ)上，屬于廣義的學(xué)習(xí)投入。廣義的學(xué)習(xí)投人不僅包括專業(yè)學(xué)習(xí)投入，也包括拓展性學(xué)習(xí)投入。17]此外，已有研究雖探討了影響學(xué)習(xí)投人的諸多因素，但對不同因素之間互動關(guān)系的挖掘與整合不足。高等教育階段是大學(xué)生進(jìn)行專業(yè)學(xué)習(xí)、樹立職業(yè)理想的關(guān)鍵時期，學(xué)生對院校教學(xué)環(huán)境的感知也會影響專業(yè)學(xué)習(xí)體驗(yàn)和職業(yè)生涯規(guī)劃。

（二）三元交互決定理論

三元交互決定理論是美國心理學(xué)家Bandura提出的，該理論認(rèn)為個體行為的發(fā)生源于個體、環(huán)境、行為三種因素之間的協(xié)同交互效應(yīng)。個體、環(huán)境和行為三者之間互為因果，每二者之間都具有雙向的互動和決定關(guān)系。[18]

圖1大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素作用機(jī)制理論模型

根據(jù)Bandura三元交互決定理論，大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的本質(zhì)可解構(gòu)為個體因素和環(huán)境因素在實(shí)踐層面持續(xù)互構(gòu)的結(jié)果。據(jù)此，解構(gòu)大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的生成邏輯，并初步建立了如圖1所示的理論模型。其中，個體因素主要包括性別、年級、專業(yè)類別、家庭所在地等先賦性因素以及專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃等表征個體內(nèi)在特質(zhì)的自致性因素。專業(yè)認(rèn)同是指學(xué)習(xí)者在認(rèn)識、了解所學(xué)專業(yè)的基礎(chǔ)上，對專業(yè)產(chǎn)生情感上的認(rèn)可，并能通過積極行為，將其作為終身從事的事業(yè)[19]。生涯規(guī)劃主要描述的是學(xué)生對未來職業(yè)方向是否明確以及在當(dāng)前是否有相應(yīng)規(guī)劃。對于環(huán)境因素而言，由于學(xué)生的學(xué)習(xí)和發(fā)展主要依托院校教學(xué)環(huán)境得以實(shí)現(xiàn)，因此研究聚焦于學(xué)生對院校教學(xué)環(huán)境的感知，主要包括對教師支持、課程質(zhì)量和學(xué)習(xí)資源的感知情況。對于專業(yè)學(xué)習(xí)投入這一因素，結(jié)合已有研究，將其定義為大學(xué)生在本專業(yè)學(xué)習(xí)過程中所表現(xiàn)出的努力程度和參與強(qiáng)度，由行為投入、認(rèn)知投入和情感投人三個維度構(gòu)成。

（三）研究假設(shè)與模型選定

基于大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素作用機(jī)制理論模型，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)分析結(jié)果，提出以下研究假設(shè)。并進(jìn)一步構(gòu)建大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素作用機(jī)制假設(shè)模型，如圖2所示。

H1：專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、院校教學(xué)環(huán)境感知正向影響專業(yè)學(xué)習(xí)投入；

H2：專業(yè)認(rèn)同在院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投人關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)；

H3：生涯規(guī)劃在院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投人關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)；

H4：專業(yè)認(rèn)同和生涯規(guī)劃在院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投人關(guān)系中發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。

圖2大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素作用機(jī)制假設(shè)模型

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)獲取與樣本

研究采用問卷調(diào)查法，隨機(jī)選取陜西省屬高校大學(xué)生作為調(diào)查對象，共收集問卷1117份，剔除無效問卷后，獲得有效問卷1010份，有效回收率為 90.4% 。樣本的具體情況如表1所示。

表1樣本基本情況（ N=1 010）

（二）研究工具和程序

調(diào)查問卷分為三部分，第一部分是學(xué)習(xí)者的基本信息，包括性別、年級、專業(yè)類別、家庭所在地等。第二部分是大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入量表，采用廖友國9的研究方法，從行為投入、認(rèn)知投人、情感投入三個維度對大學(xué)生的專業(yè)學(xué)習(xí)投入情況進(jìn)行測量，本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度為0.825，進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析顯示，其結(jié)構(gòu)效度良好（ χ²/df=4.313 ，RMSEA _1=0.057 ， GFI=0.939 ， IFI=0.967 ，CFI=0.967，TLI=0.960）。第三部分是大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投人影響因素量表，從個體因素（專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃）和環(huán)境因素（教師支持、課程質(zhì)量、學(xué)習(xí)資源）兩方面進(jìn)行測量。問卷采用李克特（Likert）五分量表，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。

調(diào)查分為預(yù)調(diào)查和正式調(diào)查兩個階段。首先面向214名本科生開展預(yù)調(diào)查，結(jié)果顯示，大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素量表的KMO抽樣適切性系數(shù)達(dá)0.881，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 χ² （210）值為2156.643（ Plt; 0.001），說明總體相關(guān)矩陣有共同因子存在，滿足探索性因子分析的前提假設(shè)。通過主成分分析法提取5個特征值大于1的因子，5個影響因素分別被命名為專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、教師支持、課程質(zhì)量和學(xué)習(xí)資源，總方差解釋率為 65.922% ，表明提取的5個因子具有良好的結(jié)構(gòu)效度。進(jìn)一步進(jìn)行信度檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各變量Cronbach’salpha系數(shù)均大于0.800，表明量表信度理想，可以使用。在正式調(diào)查階段，研究共收集1010份有效問卷，各變量的Cronbach's alpha系數(shù)分別為0.875，0.823，0.814，0.810和0.812，大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投人影響因素整體量表的Cronbach'salpha系數(shù)為0.904，具有較高的信度水平。

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，共提取了8個特征值大于1的公因子，第一個公因子解釋了總方差的 38.79% ，小于 40% 的臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此研究數(shù)據(jù)的共同方法偏差現(xiàn)象在可接受的范圍內(nèi)。

（二）大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的現(xiàn)狀及相關(guān)性分析

采用SPSS27.0對大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投人情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和均值分析。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投人的均值為3.52（ SD=0.49 ），整體處于中等水平，其中行為投入（ M=3.62 ， SD=0.58 ）和認(rèn)知投入（ M=3.56 ， SD=0.55 ）水平較高，情感投入（ M=3.42 ， SD=0.58 ）水平較低。進(jìn)一步進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)和單因素方差分析（ANOVA），結(jié)果顯示，不同性別、不同家庭所在地、不同年級的大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入水平不存在顯著差異，但不同專業(yè)類別的大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入水平存在顯著差異（ Plt;0.05 ），表現(xiàn)為人文社科類的大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入水平高于自然理工類學(xué)生，且是體現(xiàn)在情感投人上的差異，在行為投人和認(rèn)知投入上的差異并不顯著。

表2各變量的相關(guān)分析

注：**表示在 P=0.01 的水平上顯著， *** 表示在 P=0.001 的水平上顯著；下同。

基于Person相關(guān)分析法分析各變量之間的相互關(guān)系，如表2所示。結(jié)果表明，院校教學(xué)環(huán)境感知、專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、專業(yè)學(xué)習(xí)投入之間皆為正相關(guān)關(guān)系（ Plt;0.01 ，專業(yè)學(xué)習(xí)投人變量下的行為投入、認(rèn)知投人和情感投入與院校教學(xué)環(huán)境感知變量下的教師支持、課程質(zhì)量、學(xué)習(xí)資源也存在正相關(guān)關(guān)系。可見，上述變量滿足結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)的基本要求。

（三）模型擬合度檢驗(yàn)

采用SPSS27.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，并運(yùn)用AMOS28.0對大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素作用機(jī)制假設(shè)模型進(jìn)行路徑分析和擬合度檢驗(yàn)，具體擬合度指標(biāo)如表3所示。可見，絕對擬合優(yōu)度指標(biāo)、增值擬合優(yōu)度指標(biāo)和簡約擬合優(yōu)度指標(biāo)均達(dá)到吳明隆[20]39-53推薦的模型擬合度指標(biāo)參考值，說明理論模型與觀測數(shù)據(jù)的擬合指標(biāo)達(dá)到可接受水平，最終的影響因素模型及標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖3所示。

表3模型擬合度指標(biāo)及擬合結(jié)果

圖3大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入影響因素作用機(jī)制模型

（四）各變量對大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)分析

各變量間標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投入的路徑系數(shù)均為正值，CR值均大于1.96，各路徑通過顯著性檢驗(yàn)，表明專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、院校教學(xué)環(huán)境感知對專業(yè)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生直接的正向效應(yīng)，三者共同解釋了 74.8% 的專業(yè)學(xué)習(xí)投入方差，假設(shè)H1成立。

表4標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：單向箭頭由自變量指向因變量。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃、院校教學(xué)環(huán)境感知對學(xué)習(xí)投入3個不同維度的具體影響效應(yīng)，在此將其引入回歸模型進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，對情感投入預(yù)測力最強(qiáng)的是專業(yè)認(rèn)同（ β=0.276 ， Plt;0.001 ），其次是生涯規(guī)劃（ β=0.271 ， Plt;0.001 ），院校教學(xué)環(huán)境感知的預(yù)測力最低（ β=0.243 ， Plt;0.001 ）；對認(rèn)知投入預(yù)測力最強(qiáng)的是生涯規(guī)劃（ β=0.303 ， Plt;0.001 ），其次是院校教學(xué)環(huán)境感知（ β=0.275 ， Plt;0.001 ），專業(yè)認(rèn)同的預(yù)測力最低（ β=0.208 ， Plt;0.001 ）；對行為投人預(yù)測力最強(qiáng)的是院校教學(xué)環(huán)境感知（ β= 0.267， Plt;0.001 ），其次是專業(yè)認(rèn)同（ β=0.238 ， Plt;0.001 ），生涯規(guī)劃的預(yù)測力最低（ β=0.232 ， Plt;0.001 ）。

（五）中介效應(yīng)分析

為檢驗(yàn)專業(yè)認(rèn)同和生涯規(guī)劃在院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投入之間的中介效用，以院校教學(xué)環(huán)境感知為自變量，專業(yè)學(xué)習(xí)投人為因變量，以專業(yè)認(rèn)同和生涯規(guī)劃為中介變量構(gòu)建中介效應(yīng)模型，利用AMOS28.0的Bootstrap方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性（抽樣5000次， 95% 置信區(qū)間）。根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)觀點(diǎn)，若95% 置信度下檢驗(yàn)結(jié)果的偏差校正Bootstrap置信區(qū)間不包含0，則說明中介效應(yīng)顯著[21]。結(jié)果如表5所示，中介效應(yīng)總占比為 51.93% ，所有中介路徑的 95% 置信區(qū)間都不包括0，說明中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H2、H3、H4成立。

表5中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

四、分析與討論

（一）大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入總體狀況

描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果反映了大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的水平及特征，整體來看，大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的平均得分為3.52，略高于理論中值，3個子維度的投入水平從高到低依次為行為投入、認(rèn)知投人、情感投入，這表明盡管學(xué)生積極參與專業(yè)學(xué)習(xí)，但在此過程中可能由于任務(wù)難度等原因引發(fā)了一定的負(fù)性情感。此外，單因素方差分析結(jié)果表明，人文社科類學(xué)生在專業(yè)學(xué)習(xí)中的情感投入水平高于自然理工類學(xué)生，這一現(xiàn)象可能和學(xué)科特點(diǎn)有關(guān)，由于自然理工類專業(yè)多是對自然科學(xué)現(xiàn)象及其規(guī)律的認(rèn)識和探討，因而該專業(yè)學(xué)生更重視專業(yè)學(xué)習(xí)的知識性，而人文社科類專業(yè)的價值導(dǎo)向性更強(qiáng)，“要通過對人的精神文化層面的潛移默化之影響，形成對人的‘教化作用'\"[22]，因此可能需要學(xué)生更多的情感投入。

（二）專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃和院校教學(xué)環(huán)境感知對專業(yè)學(xué)習(xí)投入的直接作用

相關(guān)分析結(jié)果證實(shí)了專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃和院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投人之間存在顯著的相關(guān)性，并且在結(jié)構(gòu)方程模型分析中進(jìn)一步驗(yàn)證了專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃和院校教學(xué)環(huán)境感知對專業(yè)學(xué)習(xí)投入的正向預(yù)測作用。專業(yè)認(rèn)同是學(xué)生學(xué)習(xí)動力的重要來源，積極的專業(yè)認(rèn)同能夠促使學(xué)生調(diào)整學(xué)習(xí)狀態(tài)，增加學(xué)習(xí)投入。生涯規(guī)劃是學(xué)生認(rèn)識自我、了解自我、開發(fā)自我，最終實(shí)現(xiàn)自我的重要途徑[23]，當(dāng)專業(yè)學(xué)習(xí)契合自身需求時，學(xué)生便會表現(xiàn)出更高水平的學(xué)習(xí)投人。院校教學(xué)環(huán)境感知對學(xué)習(xí)投人也具有顯著的正向影響，即學(xué)生對所處院校教學(xué)環(huán)境越滿意，所表現(xiàn)出的專業(yè)學(xué)習(xí)投人越多。這一結(jié)論符合生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)，該理論認(rèn)為對個體能力發(fā)展最具影響意義的是個體直接面對和自我知覺到的微觀系統(tǒng)[24]129-133。教師支持、課程質(zhì)量、學(xué)習(xí)資源即是學(xué)生在專業(yè)學(xué)習(xí)活動中直接感知到的微觀系統(tǒng)，對學(xué)生的專業(yè)學(xué)習(xí)起到重要作用。此外，專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃和院校教學(xué)環(huán)境感知在專業(yè)學(xué)習(xí)投入的不同維度上影響力大小存在差異，具體表現(xiàn)為專業(yè)認(rèn)同對情感投人的影響力較強(qiáng)，生涯規(guī)劃則對認(rèn)知投入的影響力較強(qiáng)，院校教學(xué)環(huán)境感知對行為投入的影響力較強(qiáng)。

（三）專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃分別在院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投入之間的中介效應(yīng)

中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，院校教學(xué)環(huán)境感知通過影響專業(yè)認(rèn)同進(jìn)而影響專業(yè)學(xué)習(xí)投入水平。研究主要從三方面測量了學(xué)生感知到的院校教學(xué)環(huán)境情況，涉及教師支持、課程質(zhì)量和學(xué)習(xí)資源。教師支持意味著教師能給學(xué)生提供學(xué)業(yè)指導(dǎo)和情感關(guān)懷，學(xué)生感知到的教師支持越多，其專業(yè)學(xué)習(xí)的愉悅感越強(qiáng)，從而能夠形成穩(wěn)定、積極的專業(yè)認(rèn)同，這種專業(yè)認(rèn)同感是學(xué)生積極投人專業(yè)學(xué)習(xí)的關(guān)鍵[25-27]。課程設(shè)置是大學(xué)學(xué)科專業(yè)建設(shè)和人才培養(yǎng)的重要手段，課程質(zhì)量高低直接影響學(xué)生培養(yǎng)結(jié)果的優(yōu)劣[28]，高質(zhì)量的課程體系能夠體現(xiàn)\"以生為本”[29]，提升學(xué)生的專業(yè)學(xué)習(xí)體驗(yàn)，喚起對所學(xué)專業(yè)的積極情感，從而提升專業(yè)學(xué)習(xí)投入。學(xué)習(xí)資源也是院校教學(xué)環(huán)境中非常重要的構(gòu)成因素，如果沒有充足的學(xué)習(xí)資源，學(xué)生的專業(yè)能力就得不到充分訓(xùn)練，專業(yè)認(rèn)同感會降低，學(xué)習(xí)的主動性和積極性會受到影響[30]。

學(xué)生對院校教學(xué)環(huán)境的感知情況也會通過影響生涯規(guī)劃進(jìn)而影響專業(yè)學(xué)習(xí)投人水平。當(dāng)學(xué)生感受到的教師支持減少時，其職業(yè)探索、職業(yè)目標(biāo)以及職業(yè)決策滿意度也會降低[31];課程質(zhì)量與自身職業(yè)愿景的關(guān)聯(lián)性亦是影響學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投人的關(guān)鍵[32];而學(xué)習(xí)資源在學(xué)生的生涯規(guī)劃中同樣發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，能夠?yàn)閷W(xué)生進(jìn)行職業(yè)探索和職業(yè)決策提供條件支持。當(dāng)前不少大學(xué)生對未來的職業(yè)規(guī)劃并不十分清晰，導(dǎo)致大學(xué)階段專業(yè)學(xué)習(xí)的被動與迷茫，這與學(xué)習(xí)者所感知到的院校教學(xué)環(huán)境不無關(guān)系。

（四）專業(yè)認(rèn)同與生涯規(guī)劃在院校教學(xué)環(huán)境感知和專業(yè)學(xué)習(xí)投入之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

專業(yè)認(rèn)同和生涯規(guī)劃構(gòu)成的鏈?zhǔn)街薪橐彩窃盒＝虒W(xué)環(huán)境感知影響專業(yè)學(xué)習(xí)投人的重要途徑，這說明在了解學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入水平時，理解他們的個體因素和所處的院校教學(xué)環(huán)境因素是非常重要的，個體因素與環(huán)境因素的交織作用會對專業(yè)學(xué)習(xí)投人產(chǎn)生影響。個體感知到的教師支持、課程質(zhì)量和學(xué)習(xí)資源等院校教學(xué)環(huán)境因素，能夠提升其專業(yè)認(rèn)同感，專業(yè)認(rèn)同感的提升又促進(jìn)了生涯規(guī)劃能力的發(fā)展，帶來更為積極的就業(yè)行為[33]，并且最終提高了專業(yè)學(xué)習(xí)投人水平。對于大學(xué)生而言，院校教學(xué)環(huán)境是自身賴以成長發(fā)展的主要生活空間，在專業(yè)學(xué)習(xí)過程中，當(dāng)學(xué)生感知到來自院校教學(xué)環(huán)境的支持，會產(chǎn)生對所學(xué)專業(yè)的歸屬感和認(rèn)同感，增強(qiáng)未來向職業(yè)角色身份順利轉(zhuǎn)化的信心，這會促使其積極進(jìn)行生涯規(guī)劃，從而在專業(yè)學(xué)習(xí)中更具主動性和目標(biāo)性。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入視角，借鑒三元交互決定理論，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型考察大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的影響因素及其作用機(jī)制。結(jié)果顯示，專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃和院校教學(xué)環(huán)境感知對專業(yè)學(xué)習(xí)投入均有顯著的正向作用。專業(yè)認(rèn)同、生涯規(guī)劃分別在院校教學(xué)環(huán)境感知與專業(yè)學(xué)習(xí)投人之間起部分中介效應(yīng)，并共同產(chǎn)生鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。研究結(jié)果揭示了環(huán)境因素、個體因素對專業(yè)學(xué)習(xí)投入的影響路徑，證明了學(xué)生感知到的院校教學(xué)環(huán)境與自身因素對其專業(yè)學(xué)習(xí)投入的重要性，為高校教育工作者在培植專業(yè)認(rèn)同、引導(dǎo)生涯規(guī)劃和優(yōu)化教學(xué)環(huán)境等方面提供了實(shí)證依據(jù)。

（二）建議

一是重視情感激勵，提升學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)情感投入水平。馬斯洛的需求層次理論指出，歸屬與愛的需要是個體的一項(xiàng)基本需要，也是個體自我實(shí)現(xiàn)的前提和基礎(chǔ)。對于學(xué)生而言，教師作為自己學(xué)習(xí)和成長中的“重要他人”，其態(tài)度在增強(qiáng)和維持學(xué)生學(xué)業(yè)情感中發(fā)揮著十分重要的作用，教師要認(rèn)識到大學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入的可塑性，在教育教學(xué)過程中主動關(guān)心學(xué)生需求并為其提供足夠的學(xué)業(yè)指導(dǎo)和情感關(guān)懷，促使學(xué)生更積極地投人專業(yè)學(xué)習(xí)。二是增強(qiáng)學(xué)生專業(yè)認(rèn)同感。專業(yè)認(rèn)知教育是引導(dǎo)學(xué)生端正學(xué)習(xí)態(tài)度、增強(qiáng)專業(yè)認(rèn)同并積極投入專業(yè)學(xué)習(xí)的有效手段。為了讓學(xué)生全面了解所學(xué)專業(yè)，一方面，專業(yè)認(rèn)知教育的內(nèi)容應(yīng)涉及專業(yè)課程體系、專業(yè)技能與實(shí)踐、專業(yè)倫理與價值觀、專業(yè)發(fā)展趨勢與前景等多個方面;另一方面，專業(yè)認(rèn)知教育應(yīng)貫穿整個學(xué)習(xí)過程，構(gòu)建覆蓋全學(xué)程的專業(yè)認(rèn)知教育體系。三是實(shí)施分層遞進(jìn)的職業(yè)教育。高等教育階段是學(xué)生進(jìn)行專業(yè)學(xué)習(xí)、樹立職業(yè)理想的關(guān)鍵時期，學(xué)校可根據(jù)不同年級學(xué)生的特點(diǎn)實(shí)施分層遞進(jìn)的職業(yè)教育。將職業(yè)教育與專業(yè)教育相結(jié)合，引導(dǎo)學(xué)生將職業(yè)目標(biāo)、職業(yè)規(guī)劃與行業(yè)的實(shí)際發(fā)展相聯(lián)系，既要保持適度的職業(yè)期待，又要避免產(chǎn)生過高的就業(yè)壓力。四是完善教學(xué)質(zhì)量保障體系。首先，強(qiáng)化教師支持。作為提供教師支持的主體，教師自身的成長和發(fā)展對學(xué)生是一種無形的感召力，高校應(yīng)通過政策引導(dǎo)和優(yōu)化資源配置等措施，全力支持教師專業(yè)成長與發(fā)展。其次，課程質(zhì)量是高等教育質(zhì)量的核心組成，各專業(yè)應(yīng)建立靈活的課程內(nèi)容以適切學(xué)生需要，并依托恰切的教學(xué)方法以實(shí)現(xiàn)有效傳遞。最后，學(xué)習(xí)資源是學(xué)生學(xué)業(yè)體驗(yàn)的物質(zhì)依托，創(chuàng)設(shè)更多可利用的優(yōu)質(zhì)學(xué)習(xí)資源是提升學(xué)生專業(yè)學(xué)習(xí)投入水平的基礎(chǔ)與前提。

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Abstract：Basedontriadicreciprocaldeterminism，atheoreticalmodelforthe influence mechanismoncolege students' majorlearningengagementis constructed.Furthermore，theeffectsand paths of each factoron major learning engagement areexamined through structural equation modeling with a sample of 1，010 participants.The results show that the level of collegestudents’majorlearningengagement isnothigh，witharelativelylowlevelofemotionalengagement；Individual factorsandenvironmental factors both influencemajor learning engagement directlywith theextentof their impactdifered across the three dimensions in behavioral，cognitive，and emotional engagement；Majoridentificationandcarerplanning playa partial mediating effecton therelationsbetweeneducational environment perceptionand major learning engagement；Meanwhile，the chained mediation formed bymajor identificationandcareer planing isalsoanimportant pathway by whichtheeducational environment perceptionaffects major learning engagement.Therefore，to enhance the levelof majorlearningengagementamongcollegestudents，itisnecessrynotonlytofocusonemotionalincentivesandstrengthenstudents’majoridentification，butalsoimplementtieredand progresivevocationaleducation toguidestudentsinmaintainingmoderate career expectations.Additionally，collgesanduniversities need tooptimize theeducational environmentand improve the teaching quality assurance system to meet students’ academic needs.

Keywords：major learning engagement；major identification；career planning；educational environment perception； triadicreciprocal determinism