1 引言
中等职业教育是职业教育的基础，教育强国建设需要其高质量发展(高德强 等, 2025)。但据教育部职业技术教育中心研究所(2020)数据显示，中等职业教育阶段学生(以下简称“中职生”)学习投入水平仅为58.30%。较低的学习投入不仅影响学业成绩(周昊昊, 张棉好, 2018)，也制约职业教育整体质量的提升(汤霓, 王梦醒, 2025)。因此，探索提升中职生学习投入的有效路径具有重要意义。
学习投入指个体在学习时表现出充实、稳定和持续的积极心理状态，包括活力、奉献和专注三个维度(Schaufeli et al., 2002)。社会文化情境整合发展模型(integrative development-in-sociocultural-context model)指出，个体的发展是情境与内部心理交互作用的结果，学习环境通过影响动机、自我认知等进而影响学习投入(Wang et al., 2019)。班级是学生最直接的外部学习环境，积极的班级氛围与学习投入有关。但现有研究对象多集中于普通教育群体，如初中生(张微 等, 2022)、高中生(魏秀超 等, 2025)或大学生(Derakhshan et al., 2024)，对中职生关注不足。职业教育与普通教育是两种不同的教育类型(耿孟茹, 2026)，职业教育更强调实践技能培养，其课程、教学及班级互动模式具有特殊性(罗琰文, 朱德全, 2025)，普通教育结论能否推广至中职教育尚需实证检验，且感知班级氛围与中职生学习投入的内在心理机制尚未厘清。基于此，本研究以社会文化情境整合发展模型为理论框架，考察感知班级氛围与中职生学习投入的关系及其心理机制，以期为理解中职生学习投入提供理论与实证依据。
班级氛围指班级环境的稳定性与积极程度，涵盖同伴关系、师生关系及班级组织等多个维度(陈奕荣, 吴忠良, 2022)。根据社会文化情境整合发展模型，班级是影响学生学习投入的重要环境系统(Wang et al., 2019)。学生感知到的班级氛围与学习投入水平存在关联。对于经历中考分流、身份认同脆弱的中职生，积极班级氛围有助于促进学习自我效能感(Wei & Tu, 2023)，并可能促进学习投入。尽管缺乏二者间的直接证据，但同伴、师生及组织层面的研究提供了间接支持。同伴关系方面，Elffers等人(2012)证实良好同伴关系与中职生高水平学习投入有关，是预防辍学的保护因素；王思怡等人(2023)发现良好同伴关系有助于降低学业倦怠水平，进而促进学习投入。师生关系方面，Lu等人(2022)发现与教师关系更亲密的中职生投入更多时间精力用于学习；教师的情感与学业支持能增强学业自我效能感，提高学习投入(Peng et al., 2022)。班级组织方面，马小婷(2024)发现支持性班级氛围能弥补中职生文化资本的不足，增强学习兴趣与投入。据此，提出假设1：感知班级氛围对中职生学习投入具有正向预测作用。
“情景−过程−结果”模型认为(Roeser et al., 1996)，外部环境影响行为结果需通过内在心理过程。专业认同作为内部心理资源，可能是感知班级氛围与学习投入关系的中介变量。专业认同指学习者在认知和了解所学学科基础上所产生的情感上的接受和认可，同时伴随着积极的外在行为和内心的适切感(秦攀博, 2009)。积极班级氛围与中职生专业认同密切相关。例如，马小婷(2025)发现，通过学习小组、互助小组等积极同伴互动，有助于增强中职生专业认同。Chen等人(2023)指出，消极师生互动易使中职生形成“失败学生”身份，削弱专业认同。相反，教师提供清晰的学科讲解、职业发展指导等支持，有助于增强专业认知，提高专业认同(黄好彬, 陈诗淇, 2025; Schaap et al., 2023)。此外，良好班级管理也是促进中职生专业认同的重要因素。张琰和匡瑛(2017)发现，通过设置标语口号、加强组织纪律规范，职业精神可以成为自觉约束，进而提高中职生的专业认同。基于社会认同理论，个体对群体的认同影响其态度与行为(Tajfel & Turner, 1986)。社会文化情境整合发展模型也指出，学生对专业的价值认同与学习投入密切相关(Wang et al., 2019)。专业认同较高的学生对专业的评价更为积极(Yu et al., 2021)，更愿意投入时间精力。中职生面临早期职业抉择与技能导向压力，较高的专业认同有助于积极展望职业前景，从而提升学习投入(Yan et al., 2024)。此外，专业认同还可通过提升学业自我效能感间接促进学习投入(赛丽克古丽•哈布力别克, 王兴华, 2024)。综上，提出假设2：专业认同在感知班级氛围和中职生学习投入之间起中介作用。
基于社会文化情境整合发展模型，个体因素调节外部环境对学习投入的影响(Wang et al., 2019)。个人成长主动性作为个体在自我成长过程中，积极主动、有目的、有意识地提升与完善自我的倾向(Robitschek, 1999)，可能调节感知班级氛围与学习投入的关系。高个人成长主动性的学生能有效利用资源、制订计划，展现高专注与投入；反之，低者缺乏自主性与目标感，学习动机与投入较低(向祖强 等, 2022; Chang & Yang, 2016)。在中职生中，学业优异者具有较强的个人成长主动性，展现出强烈内在动机，愿付出更多时间精力投入学习(马小婷, 2024)。更重要的是，个人成长主动性还体现为面对不利环境时主动寻求改变的能力(许丹佳 等, 2019)。尽管中职生面临身份迷失与投资风险个体化，高个人成长主动性者仍为追求更高学历与就业竞争力而保持高学习投入(李媛, 2023)。综上，提出假设3：个人成长主动性在感知班级氛围与中职生学习投入之间起调节作用；假设4：个人成长主动性在专业认同与中职生学习投入之间起调节作用。
此外，个人成长主动性有助于个体适应生涯发展(Savickas, 2005)。在生涯发展初期，高个人成长主动性者更擅长获取专业信息并做出积极自我改变，以提升专业认同(孙灯勇 等, 2014; Weigold et al., 2013)。如蔡可可(2023)发现高个人成长主动性中职生拥有更高水平的专业认同。个人成长主动性还能激发个体主动创造机会、寻求有利条件以实现自我完善(Seibert et al., 1999)，从而缓冲外部环境影响(Bateman & Crant, 1993)。在高个人成长主动性驱动下，个体经历从“缺乏专业了解”到“专业自觉”的转变，说明在面对支持性不足的教育环境时，个人成长主动性作为内在心理资源有利于提高专业认同(黄好彬, 陈诗淇, 2025)。综上，提出假设5：个人成长主动性在感知班级氛围与中职生专业认同的关系间起调节作用。
为探讨感知班级氛围与中职生学习投入的关系，进一步揭示专业认同和个人成长主动性的作用，研究构建了一个有调节的中介模型(见图1)，以期为提高中职生学习投入提供理论和实证支持。
2 研究方法
2.1 被试
研究采取方便取样法，以北京市三所中职学校的1369名学生为对象。最终，删除无效问卷87份(缺失值大于总题目的三分之一、规律作答)，收回有效问卷1282份(有效率93.64%)。男生543人(42.36%)，女生739人(57.64%)；平均年龄为15.72±1.68岁；一年级525人，二年级374人，三年级383人。
2.2 研究工具
2.2.1 感知班级氛围
参照以往研究(李丹 等, 2013)，采用陈斌斌和李丹(2009)编制的学生感知的班级人际和谐问卷。该问卷共计26个题目，分为师生关系、同伴关系和班级组织三个维度。采用Likert 5点计分，1代表“从不”，5代表“总是”，分数越高代表学生感知到的班级氛围越积极。本研究中，其Cronbach’s α系数为0.94。
2.2.2 专业认同
采用秦攀博(2009)编制的专业认同问卷。该问卷共计23个题目，分为认知性、情感性、行为性和适切性四个维度。采用Likert 5点计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，分数越高代表学生专业认同水平越高。本研究中，其Cronbach’s α系数为0.97。
2.2.3 学习投入
2.2.4 个人成长主动性
采用Robitschek等人(2012)编制的个人成长主动性量表。该量表共计16个题目，分为对改变的准备、改变的计划、资源的利用和主动的行为四个维度。采用Likert 6点计分，0代表“完全不赞成”，5代表“完全赞成”，分数越高代表学生的个人成长主动性水平越高。本研究中，其Cronbach’s α系数为0.96。
2.3 数据处理
采用SPSS24.0及PROCESS3.0统计软件进行整理和分析数据。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法对研究变量进行共同方法偏差检验(周浩, 龙立荣, 2004)。结果表明，共有7个因子的特征根值大于1，且第一个因子解释的变异量仅有18.27%，远低于平均临界值40%，说明研究不存在共同方法偏差问题。
3.2 描述性统计及相关分析
由表1可知，感知班级氛围、专业认同、学习投入及个人成长主动性之间两两呈正相关。此外，仅性别与学习投入具有显著负相关(r=−0.08, p<0.01)。独立样本t检验表明，女生学习投入水平显著高于男生(t=−3.04, p<0.01, M女生=4.31, M男生=4.10)。为此，在后续分析中将性别作为控制变量。
表1 各变量描述性统计及相关系数(n=1282) |
| 变量 | M(SD) | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
| 1.年级a | |||||||
| 2.性别b | |||||||
| 3.年龄 | 15.72(1.68) | ||||||
| 4.感知班级氛围 | 3.79(0.72) | 0.09 | −0.11** | 0.07 | |||
| 5.专业认同 | 4.04(0.89) | 0.03 | −0.07** | 0.02 | 0.42** | ||
| 6.学习投入 | 4.26(1.88) | 0.08 | −0.08** | 0.08 | 0.51** | 0.52** | |
| 7.个人成长主动性 | 4.37(1.08) | 0.02 | −0.08** | 0.01 | 0.45** | 0.44** | 0.47** |
注：a年级是虚拟变量：1=一年级，2=二年级，3=三年级；b性别是虚拟变量：0=女，1=男；**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 中介效应检验
表2 中介效应检验结果(n=1282) |
| 预测变量 | 方程1(专业认同) | 方程2(学习投入) | 方程3(学习投入) | |||||
| β | t | β | t | β | t | |||
| 性别 | −0.05 | −1.07 | −0.05 | −1.02 | −0.02 | −0.65 | ||
| 感知班级氛围 | 0.42 | 16.56*** | 0.50 | 20.95*** | 0.34 | 14.19*** | ||
| 专业认同 | 0.37 | 15.52*** | ||||||
| R2 | 0.18 | 0.26 | 0.37 | |||||
| F | 141.85*** | 141.85*** | 259.05*** | |||||
3.4 有调节的中介模型检验
控制性别后，采用PROCESS中Model 59进行有调节的中介效应检验(见表3)。方程1表明，感知班级氛围(β=0.23, t=8.43, p<0.001)与个人成长主动性(β=0.33, t=12.35, p<0.001)正向预测专业认同，二者交互项负向预测专业认同(β=−0.14, t=−7.14, p<0.001)。方程2表明，感知班级氛围(β=0.26, t=10.50, p<0.001)、专业认同(β=0.33, t=12.88, p<0.001)、个人成长主动性(β=0.21, t=8.30, p<0.001)正向预测学习投入；感知班级氛围×个人成长主动性负向预测学习投入(β=−0.12, t=−4.96, p<0.001)，专业认同×个人成长主动性正向预测学习投入(β=0.12, t=4.72, p<0.001)。表明个人成长主动性在中介模型的所有路径中均起到调节作用。
表3 有调节的中介模型检验结果(n=1282) |
| 预测变量 | 方程1(专业认同) | 方程2(学习投入) | |||
| β | t | β | t | ||
| 性别 | −0.03 | −0.71 | −0.20 | −0.50 | |
| 感知班级氛围 | 0.23 | 8.43*** | 0.26 | 10.50*** | |
| 专业认同 | 0.33 | 12.88*** | |||
| 个人成长主动性 | 0.33 | 12.35*** | 0.21 | 8.30*** | |
| 交互项1 | −0.14 | −7.14*** | −0.12 | −4.96*** | |
| 交互项2 | 0.12 | 4.72*** | |||
| R2 | 0.28 | 0.42 | |||
| F | 128.23*** | 154.82*** | |||
注：交互项1为感知班级氛围×个人成长主动性；交互项2为专业认同×个人成长主动性。 |
按平均数加减一个标准差对个人成长主动性进行高、低分组。低分组中，感知班级氛围经专业认同影响学习投入的间接效应为0.08(SE=0.01)，95%CI[0.08, 0.14]；高分组中，间接效应为0.04(SE=0.01)，95%CI[0.01, 0.05]。
简单斜率分析(图2)显示：低个人成长主动性组中，感知班级氛围对学习投入的正向预测作用更强(simple slope=0.41, t=10.81, p<0.001)；高个人成长主动性组中，该预测作用显著但较小(simple slope=0.12, t=6.60, p<0.01)。
简单斜率分析(图3)显示：低个人成长主动性组中，感知班级氛围对专业认同的正向预测作用更强(simple slope=0.47, t=12.56, p<0.001)；高个人成长主动性组中，该预测作用显著但较小(simple slope=0.19, t=8.43, p<0.001)。
简单斜率分析(图4)显示：低个人成长主动性组中，专业认同对学习投入的正向预测作用显著(simple slope=0.21, t=6.79, p<0.001)；高个人成长主动性组中，该预测作用显著且更强(simple slope=0.45, t=11.20, p<0.001)。
4 讨论
4.1 感知班级氛围与中职生学习投入
研究发现，感知班级氛围显著正向预测中职生学习投入，验证了假设1，与普通教育群体研究结论一致(Elffers et al., 2012; Lu et al., 2022)。班级氛围中的积极同伴关系、支持性师生互动与明确组织规范，为学习投入提供了环境资源。基于社会文化情境整合发展模型(Wang et al., 2019)，可从两方面解释：第一，班级氛围与学业投入的兴趣和精力相关(Reyes et al., 2012)。中职生因中考分流面临负向社会评价，易产生学习倦怠(董及美 等, 2020)，而支持性关系可以提供情感依托，缓冲外部压力，激发学习投入。第二，职业教育强调实践性(张和新 等, 2024)，学习过程依赖师生与同伴配合，使班级氛围的结构性特征(如规范、教师期望)通过影响教学实践与课堂管理，间接优化学习状态(Wang & Degol, 2016)，促进学习投入。因此，加强班级氛围建设是提升中职生学习投入的有效途径。
4.2 专业认同的中介作用
中介分析表明，专业认同在感知班级氛围与学习投入之间起部分中介作用，验证了假设2。社会文化情境整合发展模型指出，社会地位与外部评价是影响个体发展的重要情境因素(Wang et al., 2019)。职业教育社会认可度偏低(马君, 2023)，使中职生专业认同缺乏宏观资源支持。班级作为直接互动场域，通过师生支持、同伴互动与规范引导形成的氛围，为专业认同提供认知、情感与行为资源(马小婷, 2025; Schaap et al., 2023)。社会认同理论指出，群体认同会转化为积极行为(Tajfel & Turner, 1986)。当中职生在班级中持续获得积极反馈时，专业更易融入自我概念，形成较高专业认同，进而自发投入学习(Yan et al., 2024)。因此，教育者应在班级中营造安全、支持与合作的氛围，引导学生内化专业认同，以激发持久的学习投入。
4.3 个人成长主动性的调节作用
首先，个人成长主动性调节了感知班级氛围与学习投入的关系，支持了假设3。对低个人成长主动性的中职生，班级氛围的正向预测作用更强。根据社会文化情境整合发展模型(Wang et al., 2019)，自我调节能力是应对外部环境的重要资源。高个人成长主动性的中职生即便面临社会认可度低、学业基础薄弱等困境，仍能主动规划目标、调动资源(马小婷, 2024)，维持学习投入，对外部环境依赖较低；而低个人成长主动性的中职生自我调节能力较弱，学习投入更依赖班级氛围提供的情感支持与环境资源。其次，个人成长主动性调节了专业认同与中职生学习投入的关系，支持了假设4。相比低个人成长主动性的中职生，专业认同对高个人成长主动性中职生的学习投入正向预测作用更强。资源保存理论(Hobfoll, 1989)指出，促进积极应对的个人特质是激活学习投入的关键资源(鲍旭辉 等, 2022)。高个人成长主动性者目标导向性强，能将专业认同有效转化为持续投入(向祖强 等, 2022)。这也验证了“保护因子−保护因子模型”的“促进假说”(Cohen et al., 2013)，即不同保护因素间存在协同效应：高专业认同与高个人成长主动性兼具时，学习投入水平更高。最后，个人成长主动性调节了感知班级氛围与中职生专业认同的关系，支持了假设5。相比高个人成长主动性的中职生，班级氛围对低个人成长主动性的中职生专业认同正向预测作用更强。这与既有研究一致，即个人成长主动性有助于主动规划职业路径并建立专业认同(孙灯勇 等, 2014; Robitschek, 1999)。高个人成长主动性的中职生能主动突破职业教育低社会认同困境，维持高水平专业认同(黄好彬, 陈诗淇, 2025)；而低个人成长主动性的中职生自我效能感低、目标模糊，对未来职业前景悲观，缺乏主动探索动机(岑华锋, 2024)，其专业认同更依赖班级氛围的外部支持。因此，促进中职生学习投入时，既应通过优化教育内容、丰富职业体验等增强专业认同，也应通过家校协同、心理教育等方式提高个人成长主动性。
4.4 研究意义与不足
本研究具有一定的理论和现实意义。一方面，研究在中职生群体中验证了感知班级氛围与学习投入的关系，扩展了以往研究对象，呼吁中职院校重视班级环境建设，通过优化师生关系、促进同伴支持、完善班级管理制度等，提高中职生学习投入。另一方面，研究揭示了专业认同的中介作用和个人成长主动性的调节作用，为理解如何提高中职生学习投入提供了更丰富的依据。建议加强专业认同教育，如增设专业素养课程、组织职业规划活动，以提高中职生对专业的认知与情感认同，进而增强学习投入。同时，父母和教师应为中职生提供自主探索与自我规划的空间，激发个人成长主动性，从而促进其专业认同与学习投入的提高。
本研究还存在一定局限。首先，本研究采用横断面设计，无法得到确切的因果关系，未来研究可采用纵向设计或实验方法，以进一步明确变量之间的因果方向及作用机制。其次，采用主观自我报告法评估中职生的学习投入，可能会存在社会赞许效应，未来可采用客观指标(如学业成绩、教师评价)来评估学习投入，以更全面地探究感知班级氛围与学习投入的关系。最后，本研究仅选取了北京市三所中职学校的学生作为样本，结论的推广性可能存在局限，未来可扩展样本的选取范围，以检验结果的适用性。
5 结论
(1)感知班级氛围显著正向预测中职生学习投入；(2)专业认同在感知班级氛围与中职生学习投入的关系间起部分中介作用；(3)个人成长主动性在“感知班级氛围→专业认同→学习投入”这一中介模型的所有路径中均起调节作用。