學(xué)生知覺教師期望、同伴接納對小學(xué)兒童人格的影響

劉沙

〔摘要〕本研究采用問卷法測查了山西省陽泉市某所小學(xué)共544名小學(xué)兒童，旨在探討學(xué)生知覺教師期望、同伴接納對小學(xué)兒童人格的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）學(xué)生知覺教師期望師生互動，消極反饋維度對小學(xué)兒童人格外傾性與親社會性維度具有預(yù)測作用；（2）學(xué)生知覺教師期望師生互動，消極反饋維度通過影響同伴接納水平，間接影響小學(xué)兒童人格外傾性與親社會性的發(fā)展，因此，同伴接納為中介變量。

〔關(guān)鍵詞〕發(fā)展與教育心理學(xué)；學(xué)生知覺教師期望；同伴接納；人格

〔中圖分類號〕 G44 〔文獻標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2017）26-0004-05

一、引言

人格作為個體心理的核心成分，多年來，已成為心理學(xué)研究的重點和熱點。它是個體在生物基礎(chǔ)上受社會生活條件制約而形成的獨特而穩(wěn)定的具有調(diào)控能力的、具有傾向性和動力性的各種心理特征的綜合系統(tǒng)[1]。人格發(fā)展的健全與否，直接影響著個體的生活、學(xué)習(xí)與健康狀況。相關(guān)研究表明，人格會對個體的學(xué)業(yè)成績[2]、網(wǎng)絡(luò)成癮不良行為[3]等產(chǎn)生影響，而小學(xué)階段又是兒童人格發(fā)展的關(guān)鍵期[4]，因此，研究小學(xué)階段兒童人格的影響因素及機制，對于完善兒童人格理論，促進兒童人格健全發(fā)展均具有不可替代的重要作用。

學(xué)生知覺教師期望是指學(xué)生與教師交往過程中所知覺到的教師期望[5]。早在1989年，Weinstein[6]在對學(xué)生知覺教師期望的研究中就已指出，兒童是可以知覺教師期望行為的，并能進行描述。學(xué)生知覺教師期望會對個體的學(xué)業(yè)成績和人格發(fā)展產(chǎn)生很重要的影響。Tyler和Boelter[7]提出，學(xué)生一旦感知到教師對自己較高的期望時，個體就會伴隨著較高的自我效能感，從而對自己的各方面都充滿信心。雖然，前人僅有的幾篇相關(guān)研究均表明，學(xué)生知覺教師期望與小學(xué)兒童人格顯著相關(guān)，對其人格的發(fā)展具有預(yù)測作用[8]，但是前人并未對學(xué)生知覺教師期望對人格的影響進行深層次的探討，因此，本研究將在前人研究基礎(chǔ)上，對學(xué)生知覺教師期望與人格的關(guān)系進行進一步的探討。

相關(guān)研究表明，學(xué)生知覺教師期望對人格具有預(yù)測作用的同時。也有研究表明，學(xué)生知覺教師期望與小學(xué)兒童的同伴接納水平顯著相關(guān)，對其具有較強的預(yù)測作用[9]，而同伴接納又是影響小學(xué)兒童人格發(fā)展的又一重要因素[10]。

同伴接納作為同伴關(guān)系的維度之一，是指兒童在同伴群體中，被同伴群體喜歡或接受的程度[11]。兒童進入小學(xué)，同伴交往頻繁成為同伴關(guān)系的一個最重要的特點，能否被同伴群體接納成為影響小學(xué)兒童人格健康發(fā)展的主要因素之一[12]。社會支持的壓力緩沖理論認為，當(dāng)個體能夠獲得社會給予的支持時，個體就會產(chǎn)生壓力緩解的體驗，從而更好地適應(yīng)社會與發(fā)展健康人格[13]。高水平的同伴接納，可以幫助小學(xué)兒童在面對來自家長、老師的壓力時，得到來自同伴的安慰與支持，緩解其壓力體驗，從而降低了兒童產(chǎn)生內(nèi)化和外化問題的可能性，這對促進兒童個體人格健康發(fā)展無疑是有利的。

綜上所述，本研究構(gòu)建出一個中介作用模型，具體如圖1所示。

二、研究設(shè)計

（一）研究對象

本研究在山西省陽泉市某所小學(xué)中，隨機選取一批小學(xué)生，請其填寫學(xué)生知覺教師期望問卷與同伴接納問卷，請小學(xué)生所在班級的班主任教師填寫小學(xué)生人格發(fā)展教師評定量表。本研究中，被試人數(shù)為558人，存在缺失值的被試為14人，相對于整體而言，人數(shù)較少，因此采用直接刪除法。刪除后得到的有效被試544人，其中男生270人，女生274人；六個年級小學(xué)生人數(shù)分別為92人、90人、91人、91人、90人、90人。

（二）研究工具

1.學(xué)生知覺教師期望評定問卷

采用楊麗珠和張華[14]編制的學(xué)生知覺教師期望評定問卷，共23個題目，采用Likert5級計分，因素分析后確定問卷的5個維度分別為師生互動、態(tài)度知覺、消極反饋、關(guān)心支持和機會知覺。其中消極反饋維度為反向計分。各維度得分越高，知覺的教師期望越高。問卷的驗證性因素分析主要擬合指數(shù)為 χ2/df=1.62，GFI=0.86，SRMR=0.06，CFI=0.94，IFI=0.94，RMSEA=0.06，問卷的一致性信度為0.89，再測信度為0.96。各維度的內(nèi)部一致性信度分別為0.90、0.89、0.84、0.83、0.81，分半信度分別為0.88、0.90、0.79、0.83、0.75。

2.同伴提名問卷

采用同伴提名法，讓小學(xué)生在自己班級范圍內(nèi)，將最喜歡一起玩的，最不喜歡一起玩的同學(xué)的名字列舉出三個。經(jīng)累加得到小學(xué)生被同伴正負提名的次數(shù)，在班級內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)化，正負提名分數(shù)相減，計算出社會喜好分數(shù)。社會喜好分數(shù)越高，則同伴接納水平越高[15]。

3.小學(xué)生人格發(fā)展教師評定量表

采用楊麗珠、張金榮、劉紅云和孫巖[16]編制的小學(xué)生人格發(fā)展教師評定量表共62個題目，采用Likert5級計分，因素分析后確定量表的5個維度分別為智能特征、認真自控、外傾性、親社會性、情緒穩(wěn)定性。該量表五個維度的效標(biāo)效度分別為0.54、0.52、0.52、0.57、0.51，量表的驗證性因素分析主要擬合指數(shù)為：χ2/df=3.09，TLI=0.88，SRMR=0.05，CFI=0.89，IFI=0.89，RMSEA=0.04，問卷的一致性信度為0.97，再測信度為0.73。各維度的內(nèi)部一致性信度分別為0.95、0.94、0.90、0.93、0.80，分半信度分別為0.93、0.92、0.87、0.91、0.73。

（三）研究過程

在征得小學(xué)兒童父母與教師知情同意之后，對小學(xué)兒童發(fā)放學(xué)生知覺教師期望問卷與同伴接納問卷，向其所在班級的班主任發(fā)放小學(xué)生人格發(fā)展教師評定量表，統(tǒng)一收回問卷。每班均有兩名主試，主試為經(jīng)過培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)研究生。endprint

（四）數(shù)據(jù)收集與分析

采用SPSS16.0與Mplus7.0進行數(shù)據(jù)整理與分析。

三、結(jié)果分析

（一）共同方差分析

在統(tǒng)計控制中，采用哈曼單因素檢驗方法，這是共同方法偏差檢驗中的常用方法[17]。該方法認為，如果對量表的所有項目得分進行因素分析，結(jié)果只是提取出一個因子，或者一個因子就能解釋大部分的方差，則可能存在共同方法偏差，反之，則不存在共同方法偏差。如果得到多個因子，且第一個因子解釋的變異量沒有超過40%，則表明共同方法偏差問題并不嚴(yán)重[18]。在本研究中，對所有數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)特征值大于1 的公因子有3個，如表 1所示。

分析結(jié)果表明，在上述的 3個公因子中，第一個因子只解釋了方差的32.00%，由此可見，并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

（二）各變量相關(guān)分析

表2列出了相關(guān)變量的相關(guān)系數(shù)、平均數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)差。從表中可以看出，學(xué)生知覺教師期望師生互動維度與人格認真自控、外傾性、親社會性等維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺教師期望態(tài)度知覺維度與同伴接納、人格各維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺教師期望消極反饋維度與同伴接納、人格各維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺教師期望關(guān)心支持維度與人格外傾性、親社會性等維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺教師期望機會知覺維度與同伴接納、人格智能特征、外傾性、親社會性等維度均呈顯著相關(guān)；同伴接納與人格智能特征，認真自控，外傾性，親社會性等維度均呈顯著相關(guān)。

（三）中介效應(yīng)分析

1.以師生互動為自變量預(yù)測人格外傾性的中介效應(yīng)檢驗

從表3可以看出：學(xué)生知覺教師期望師生互動對人格外傾性維度回歸效應(yīng)顯著（β=0.10，t=4.51***）；學(xué)生知覺教師期望師生互動維度對同伴接納回歸效應(yīng)顯著（β=0.16，t=4.77***）；引入同伴接納后，同伴接納對人格外傾性維度回歸效應(yīng)顯著（β=0.07，t=4.96***），說明中介效應(yīng)顯著，此時，學(xué)生知覺教師期望師生互動維度對人格外傾性維度的回歸效應(yīng)顯著但有所下降（β=0.09，t=4.01***），說明同伴接納在學(xué)生知覺教師期望師生互動維度與人格外傾性維度之間起部分中介作用。

2.以消極反饋為自變量預(yù)測人格親社會性的中介效應(yīng)檢驗

從表4可以看出：學(xué)生知覺教師期望消極反饋維度對人格親社會性維度回歸效應(yīng)顯著（β=-0.08，t=-3.61***）；學(xué)生知覺教師期望消極反饋維度對同伴接納回歸效應(yīng)顯著（β=-0.23，t=-6.74***）；引入同伴接納后，同伴接納對人格親社會性維度回歸效應(yīng)顯著（β=0.13，t=9.34***），說明中介效應(yīng)顯著，此時，學(xué)生知覺教師期望消極反饋維度對人格親社會性維度的回歸效應(yīng)顯著但有所下降（β=-0.11，t=-4.91***），說明同伴接納在學(xué)生知覺教師期望消極反饋維度與人格親社會性維度之間起部分中介作用。

四、討論

（一）學(xué)生知覺教師期望師生互動、消極反饋維度對人格外傾性與親社會性的預(yù)測作用

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)生知覺教師期望師生互動維度對人格外傾性具有正向預(yù)測作用，學(xué)生知覺教師期望消極反饋維度對人格親社會性具有負向預(yù)測作用。

人格外傾性是表示小學(xué)生人際互動的數(shù)量和密度以及對刺激的需要和獲得愉悅的能力，這個維度包含了積極的態(tài)度、社會化和積極活動水平三個方面[19]。人格親社會性是指小學(xué)生在交往中所表現(xiàn)的被社會認可的態(tài)度和行為，這個維度包含了同情利他和合作盡責(zé)兩個方面[20]。

兒童進入小學(xué)之后，與父母的相處時間在逐漸縮短，而與教師、同伴交往的時間則大大加長。同時，小學(xué)兒童還處于自我意識與獨立意識發(fā)展的階段，因此來自教師的指導(dǎo)教育成為主導(dǎo)，教師成為孩子心中的權(quán)威。所謂師生互動，是指小學(xué)兒童與教師之間言語或非言語的交流，這種交流的頻率、方式會被學(xué)生感知到，之后對教師給予的期望做出判斷。相關(guān)研究表明，學(xué)生知覺教師期望師生互動維度會影響其人格外傾性的發(fā)展。這是因為，當(dāng)教師與學(xué)生互動較多時，學(xué)生能夠感知到來自老師的熱情態(tài)度、信念，而這種態(tài)度與信念恰恰可以使小學(xué)兒童更加自信、樂觀積極，這正是人格外傾性的重要方面。Marshall和Weinstein[21]的相關(guān)研究表明，教師的態(tài)度和信念可以對學(xué)生人格產(chǎn)生潛移默化的作用。所謂消極反饋是指教師對學(xué)生的關(guān)注較少，更多的是給予批評、懲罰等負面反饋。這種消極反饋會被學(xué)生感知，他們認為自己不被喜歡，內(nèi)心漸漸變得敏感、自卑、內(nèi)向，不愿與人交往，親社會性大大下降，這對小學(xué)兒童人格的健全發(fā)展則會產(chǎn)生彌散性的不利影響。

布萊恩的循環(huán)模型很好地為本研究提供了理論依據(jù)。布萊恩提出循環(huán)模型，在這一模型中，教師會根據(jù)學(xué)生的一些基本信息，形成對學(xué)生的不同認知和期望，進而影響教師對待學(xué)生的行為，而這些行為被學(xué)生感知后影響了自我評價，從而對學(xué)生的行為、人格等的發(fā)展產(chǎn)生影響[22]。

（二）同伴接納的中介作用

本研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，學(xué)生知覺教師期望師生互動、消極反饋維度會通過影響同伴接納，間接影響小學(xué)兒童外傾性與親社會性的發(fā)展。本研究將從中介作用的前半路徑與后半路徑進行討論。

一方面，中介作用的前半路徑，即學(xué)生知覺教師期望師生互動、消極反饋維度會影響小學(xué)兒童的同伴接納水平。教師與同伴是個體社會化關(guān)系中較為重要的兩個對象。在學(xué)校，當(dāng)教師與學(xué)生互動頻繁，批評懲罰較少，多給予積極反饋，對小學(xué)兒童產(chǎn)生高期望值時，教師就會表現(xiàn)得更和藹，并且總是有意無意地在班級中對這些小學(xué)兒童進行表揚，而小學(xué)生感知到教師對自己的期望時，也會更加努力學(xué)習(xí)，團結(jié)同學(xué)，爭取不辜負老師的期望，如此良性循環(huán)，使這些小學(xué)兒童在同伴群體中的地位得到提升，獲得更高水平的同伴接納[23]。

另一方面，中介作用的后半路徑，即同伴接納會影響小學(xué)兒童人格外傾性和親社會性的發(fā)展。社會聯(lián)結(jié)理論為本研究的這一結(jié)論提供了理論支持，其認為個體若能與周圍的人保持良好的親密關(guān)系，就會感覺周圍的人友好親切、值得信賴，會愿意向他們傾訴、尋求支持與幫助。這種良好的社會聯(lián)結(jié)會促使個體健康發(fā)展，減少問題行為的發(fā)生；而不良的社會聯(lián)結(jié)則會影響人際交往，從而導(dǎo)致問題行為的發(fā)生[24]。這一結(jié)論也符合社會支持的壓力緩沖理論的觀點。因為同伴接納水平高，能夠幫助小學(xué)兒童緩解其受到的來自父母、老師、學(xué)習(xí)的壓力體驗，大大地降低了兒童產(chǎn)生內(nèi)化問題和外化問題的可能性，可以促進小學(xué)兒童向著身心健康的方向發(fā)展。endprint

五、本研究的不足與展望

本研究揭示了學(xué)生知覺教師期望影響小學(xué)生人格發(fā)展的內(nèi)在機制，對減少小學(xué)生行為問題的出現(xiàn)、干預(yù)小學(xué)生人格的健康發(fā)展具有重要的啟示作用。但是本研究也存在一定缺陷，具體如下。

首先，本研究屬于橫斷研究，無法做到探討同一批被試在不同時間段中，學(xué)生知覺教師期望對其人格發(fā)展的影響。因此，在將來的研究中，可以采用縱向研究，從而更好地探討其因果關(guān)系。

其次，本研究選取的被試樣本主要是集中在山西省陽泉市某所小學(xué)學(xué)校，樣本來源比較單一，可以擴充樣本，進行進一步的探討不同地域間，學(xué)生知覺教師期望對小學(xué)生人格的影響異同，增強研究的說服力。

再次，人格的影響因素比較多，影響機制也比較復(fù)雜。本研究只是選取了兩個影響因素，相比較而言，略顯單薄。在今后的相關(guān)研究中，可以將更多的因素加入，探討更復(fù)雜的影響機制，從而為小學(xué)生形成健康人格提出具有針對性的預(yù)防和干預(yù)措施。

六、結(jié)論

本研究通過對相關(guān)數(shù)據(jù)的分析，得出如下結(jié)論：

（1）學(xué)生知覺教師期望師生互動，消極反饋維度對人格外傾性與親社會性維度具有預(yù)測作用。

（2）學(xué)生知覺教師期望師生互動，消極反饋維度通過影響同伴接納水平，間接影響人格外傾性與親社會性的發(fā)展。

（3）在學(xué)生知覺教師期望影響小學(xué)生人格的路徑中，同伴接納為中介變量。

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（作者單位：北京戈駱科技有限公司中小學(xué)心理健康研究中心，北京，100195）

編輯/劉 揚 終校/于 洪endprint