徐碧波 盧鈺 項耀明

一、問題提出

學生觀是指教師對學生的基本看法和態(tài)度。如何看待學生關系到教育工作的本質，教師對學生的態(tài)度更是一種思想觀念問題。傳統(tǒng)學生觀忽視學生的生命特性、生活特性、發(fā)展特性和差異特性（郭啟華，2006）[1]。把學生當做學習的奴隸和機器，用同質化和普遍化的觀點看待學生，認為教育可代替學生完成一切而未考慮到學生自身的主體特性（饒躍進，2010）[2]。傳統(tǒng)學生觀認為，學生是知識灌輸?shù)膶ο螅墙處熑我饧庸さ膶ο?，學生的學習完全是被動的，聽從老師安排的，考試成績優(yōu)異的、規(guī)規(guī)矩矩的學生才是老師心目中標準的“好學生”（郭元祥，2003；孫艷，2005）[3] [4]。反之，現(xiàn)代學生觀則認為學生是活在世界上的人，是具體的、生動的并且是未完成的；同樣也是文化中的人，是文化的繼承者（郭元祥，2003）[3]?，F(xiàn)代學生觀則要求教師從生命的角度動態(tài)地看待學生，把學生當做獨立、有個性的個體，主張建立師生之間的平等關系（孫偉，翟衛(wèi)星，2002）[5]。

隨著我國教育的一步步改革，特別是20世紀末我國提出了全面實施素質教育的要求，力主教育創(chuàng)新，1998年教育部頒發(fā)《國家基礎教育課程改革指導綱要》，2000年又頒布了《基礎教育課程改革綱要（試行）》，進一步加大改革的力度。2010年，中共中央、國務院印發(fā)《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010-2020年）》，從我國現(xiàn)代化建設的總體戰(zhàn)略出發(fā)，規(guī)劃描繪了我國未來10年教育改革發(fā)展的宏偉藍圖，科學制定了到2020年我國教育改革發(fā)展的戰(zhàn)略目標、工作方針、總體任務、改革思路和重大舉措。因此，教師樹立新型的正確的學生觀尤其重要。

學生觀不僅是教師的一種外顯的態(tài)度，更是一種內隱的態(tài)度。人類社會行為除了受意識支配外，還受無意識的影響。Greenwald 等人（1995）提出了內隱社會認知的概念[6]。它是指在社會認知過程中雖然行為者不能回憶某一過去的經驗（如用自我報告法或內省法），但這一經驗已潛在地對行為者的行為和判斷產生影響。它強調的是個體自身的無意識成分在一定程度上對他的有意識的社會認知加工產生影響，而這種影響又常常被人們所忽視。Wilson和Lindsey（2000）對此提出了雙重態(tài)度理論（Dual Attitudes Model），他們認為個體會對同一客體產生兩種不同的態(tài)度，一種是有意識的、為個體所承認的外顯態(tài)度（Explicit Attitude），另一種是無意識的、個體往往不愿意承認的內隱態(tài)度（Implicit Attitudes）[7]。對于這兩種態(tài)度，Wilson和Lindsey認為它們可以同時存在于個體的記憶體系中，只是外顯態(tài)度需要個體有意識地去檢索和提取，而內隱態(tài)度則可以在一定的情形下被自動激活。此外外顯態(tài)度相對于內隱態(tài)度更容易改變。因此，探討教師學生觀，除了直接測量教師對學生的外顯態(tài)度之外，間接測量教師內隱學生觀也能提高對教師學生觀的認識，了解與分析當前教師學生觀現(xiàn)狀提供新的視角與數(shù)據(jù)支持。本研究擬同時采用直接與間接測量方法，探討教師學生觀現(xiàn)狀并分析內隱學生觀與外顯學生觀之間的關系。

迄今為止，有關教師學生觀的研究主要集中于探討教師本身性別、年齡對于教師學生觀的影響。程巍（2003）的研究表明不同教齡教師的學生觀存在顯著性差異[8]。辛濤和申繼亮（1999）研究表明，目前教師對學生心理發(fā)展的看法隨著教齡的增長而不斷變化，剛走上工作崗位的教師一般多持有“教育決定論”的觀點，隨著教齡的增長會出現(xiàn)變化[9]。徐碧波等人（2012）通過SEB研究教師的內隱學生觀的過程中得出教師的年齡和性別并無顯著性影響[10]。因此，在教師教齡這個維度上，不同的研究者得出了不同的結論。這些為數(shù)不多的研究中，部分研究屬于質性研究，如辛濤等人的研究結論并無實證數(shù)據(jù)佐證；不同的量化研究則測量的是學生觀的不同側面，程巍等人采用自陳式量表測量教師的外顯學生觀，而徐碧波等人采用SEB問卷測量教師內隱學生觀，并且所選擇的研究對象也有所不用，因而得到不同研究結論。本研究在上述研究基礎上，繼續(xù)探討教齡對教師學生觀的影響，采用針對相同的研究對象，分別測量教齡對教師學生觀的內隱及外顯態(tài)度的影響，以及兩者之間的關系。

二、方法

（一） 被試

實驗被試為武漢市4所中小學的110個中小學教師，所有被試視力正常，身體狀況良好，分別完成內隱測量和外顯問卷兩種實驗程序。實驗結束后，刪除內隱測量錯誤率超過20%的和作答不認真的被試數(shù)據(jù)，最終得到有效被試68人，其中男教師19人，女教師49人。

（二） 內隱學生觀的測量

采用內隱聯(lián)想測驗（IAT）測量教師內隱學生觀。采用2×3的實驗設計，兩個組間自變量分別為：性別（男教師、女教師）、教齡（10年以下、10-20年、20年以上）。因變量為IAT值，利用被試在相容任務和不相容任務中的反應時相減得出。

1. 材料選取

初選。IAT屬性詞定義為代表傳統(tǒng)學生觀和現(xiàn)代學生觀的形容詞，通過查閱有關學生觀的文獻，由心理系3名研究生初步篩選出傳統(tǒng)學生觀形容詞44個，現(xiàn)代學生觀形容詞41個。對于上述85個形容詞由30名中小學教師和3名高校教育專家進行5點評分后摘錄出最能準確反映傳統(tǒng)學生觀（例如：無差異的、被主導的）和現(xiàn)代學生觀（例如：平等的、獨特個性的）的形容詞各20個編入之后的評價問卷（具體詞匯樣例參見附錄A）。概念詞定義為代表優(yōu)生和差生的動詞或名詞，其中動詞概念詞的樣例來源于《動詞大辭典》，從該詞典中摘錄出可以代表優(yōu)生（例如：學習、創(chuàng)造）和差生（例如：應付、抱怨）的動詞各20個編入評價問卷。而其中的名詞樣例通過查閱相關文獻，將代表優(yōu)生（例如：尖子生、天才生）和差生（例如：問題生、學困生）的名詞各10個編入之后評價問卷。

評定。將上述篩選出的相關詞語編制成概念詞、屬性詞評價問卷，命名為《教師學生觀調查問卷》（具體詞類樣例參見附錄B），選取15名中小學教師和2名高校教育專家對這些詞語（例如：明主的、獨立思考的）的描述準確性進行五點評分，其中5分代表描述“最準確”，4分代表描述“較為準確”，3分代表描述“一般準確”，2分代表描述“較為不準確”，1分代表描述“不準確”。評定后確定8個傳統(tǒng)學生觀形容詞（例如：被管理的、聽從安排的）和8個現(xiàn)代學生觀形容詞（例如：自主的、自我意識的）作為屬性詞，分別確定8個動詞、8個名詞作為測驗概念詞。從而編寫形成屬性詞為傳統(tǒng)學生觀和現(xiàn)代學生觀、概念詞為動詞的動詞IAT程序，以及屬性詞為傳統(tǒng)學生觀和現(xiàn)代學生觀、概念詞為名詞的名詞IAT程序。

2. 程序

將所有被試平均分成兩組，匹配被試性別，其中一組完成動詞IAT，另一組完成名詞IAT。具體流程如下：要求被試對呈現(xiàn)在計算機屏幕中央的刺激詞語進行分類，一共有7個任務，具體流程參見圖1。

任務一：要求被試將屏幕中間出現(xiàn)的概念詞樣例歸為兩類——“現(xiàn)代學生觀”和“傳統(tǒng)學生觀”，并分別按不同的鍵進行反應（“E”鍵和“I”鍵）；

任務二：要求被試將屏幕中間出現(xiàn)的屬性詞樣例歸為兩類——“優(yōu)生”和“差生”，并分別按不同的鍵進行反應（“E”鍵和“I”鍵）；

任務三：要求被試完成概念詞和屬性詞相容分類任務，即把“優(yōu)生”樣例詞和“現(xiàn)代學生觀”樣例詞歸為一類，對它們按相同的鍵進行反應（“E”鍵），把“差生”樣例詞和“傳統(tǒng)學生觀”樣例詞歸為一類，對它們按相同的鍵進行反應（“I”鍵）；

任務四：任務與任務三相同，只是試驗次數(shù)為任務三的兩倍；

任務五：仍然要求被試將屏幕中間“優(yōu)生”和“差生”的樣例詞進行分類，但是按鍵要求與任務二相反；

任務六：要求被試完成概念詞和屬性詞不相容分類任務，即把“優(yōu)生”樣例詞和“傳統(tǒng)學生觀”樣例詞歸為一類，對它們按相同的鍵進行反應（“E”鍵），把“差生”樣例詞和“現(xiàn)代學生觀”樣例詞歸為一類，對它們按相同的鍵進行反應（“I”鍵）；

任務七：任務與任務六相同，只是試驗測試為任務六的兩倍。

本研究假設任務三、任務四中概念詞與屬性詞的匹配關系與個體的內隱學生觀相一致，稱之為“相容任務”，反應時應該較短。任務六、任務七中概念詞與屬性詞的匹配關系與個體的內隱學生觀不一致，稱之為“不相容任務”，反應時應該較長。

（三） 外顯學生觀的測量

外顯測量采用自編學生觀評價問卷，問卷使用與內隱測驗中完全相同的實驗材料，即經過評定的傳統(tǒng)學生觀形容詞和現(xiàn)代學生觀形容詞各8個。要求被試對詞類能夠在多大程度上體現(xiàn)“優(yōu)生（差生）”特點進行5點評分（問卷詳見附錄E）。相同被試在完成IAT測驗后完成問卷測驗。

三、結果

（一） 教師內隱學生觀測量結果

1. 數(shù)據(jù)預處理

依據(jù)Greenwald提出的方法，將300毫秒以下的反應時轉換為300毫秒，將3000毫秒以上的反應時轉換為3000毫秒[6]。此外，將反應的錯誤率超過20%的被試數(shù)據(jù)予以剔除。刪除每節(jié)正式實驗的前兩個判斷結果以及錯誤判斷的結果，最后分別計算相容和不相容任務[任務（4）和（7）]的平均反應時，兩者之差即為被試的內隱學生觀IAT效應。

2.相容任務和不相容任務反應時的配對樣本t檢驗

被試在相容任務（優(yōu)生詞匯和現(xiàn)代學生觀詞匯相聯(lián)合，差生詞匯和傳統(tǒng)學生觀詞匯相聯(lián)合）的平均反應時為1054.23毫秒，顯著短于不相容任務（優(yōu)生詞匯和傳統(tǒng)學生觀詞匯相聯(lián)合，差生詞匯和現(xiàn)代學生觀詞匯相聯(lián)合）的平均反應時1559.19毫秒（t= -10.36，p=0.00）。這一結果顯示被試更傾向于將優(yōu)生與現(xiàn)代學生觀的刺激詞聯(lián)結。

3.教師性別、教齡對IAT效應的方差分析

以IAT效應值為因變量，進行3（教齡：10年及以下/10～20年之間/20年以上）×2（性別：男/女）兩因素方差分析。由表2結果可以看出，教齡和被試性別對IAT值的主效應均不顯著，教齡與性別的交互作用顯著（F=3.47，p=0.04）。進一步進行簡單效應分析發(fā)現(xiàn)，教齡在男性教師水平上的效應顯著（F=3.99，p=0.02），但在女性教師水平上的效應不顯著（F=0.17，p=0.85）。

（二）教師外顯學生觀測量結果

1. 外顯測驗中相容和不相容任務得分的配對t檢驗

計算每個被試在相容任務和不相容任務的平均分。如表3所示，被試在相容任務的平均分為2.96，標準差為1.15；不相容任務的平均分為2.64，標準差為0.73。通過配對樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)在外顯態(tài)度測量中，相容任務的平均分與不相容任務的平均分無顯著差異（t=1.75，p=0.08）。

2. 被試性別、教齡對外顯態(tài)度影響分析

將性別、教齡作為自變量，以被試在問卷中的評定值為因變量，進行3（教齡：10年及以下/10～20年之間/20年以上）×2（性別：男/女）兩因素方差分析。表4結果顯示，教齡、被試性別對外顯學生觀測量得分的主效應和交互效應均不顯著。

（三）內隱測量結果與外顯測量結果的相關分析

內隱測量結果通過相容任務和不相容任務的平均反應時差值來表示；外顯測量結果通過相容任務和不相容任務所得平均分的差值來表示。將兩個差值進行相關性檢驗，表5說明內隱態(tài)度與外顯態(tài)度的相關不顯著（r=-0.12，p=0.37），這說明教師對學生的態(tài)度和看法具有內隱和外顯兩種不同的心理加工過程。

四、討論

（一）教師內隱學生觀存在顯著的IAT效應

關于教師學生觀的研究得出的主要結論是教師學生觀受教師教齡的影響，并隨教齡增加而不斷變化（程巍2003；辛濤，申繼亮1999）[8] [9]。本研究內隱學生觀態(tài)度測驗表明，被試在完成相容任務時的反應時顯著小于被試在完成不相容任務時的反應時，也就是說武漢市中小學教師的內隱學生觀傾向于用現(xiàn)代學生觀看待優(yōu)生，用傳統(tǒng)學生觀看待差生，亦即教師的學生觀會受到學生自身特點的影響。這對以往研究的結論是一種補充和完善。在本研究中，教師在自己的知識結構中已經有一種對學生類型和學生觀類型的聯(lián)結，通過IAT測驗讓被試提取出這種預存的概念聯(lián)結，從而反映出被試的內隱學生觀態(tài)度。在研究之前通過訪問教師所持有的學生觀，大多數(shù)教師否認自己持有傳統(tǒng)學生觀，認為自己完全是現(xiàn)代學生觀的支持者和擁護者。但在實際的內隱聯(lián)想測驗中得出，教師學生觀其實是現(xiàn)代學生觀和傳統(tǒng)學生觀并存，并傾向于將優(yōu)生與現(xiàn)代學生觀相聯(lián)結，將差生與傳統(tǒng)學生觀相聯(lián)結。此結果可以進一步表明教師的學生觀與學生自身特征存在較大聯(lián)系。例如Wilson和Scior（2014）的綜述結果顯示負性內隱態(tài)度更強烈地與身體存在障礙的學生聯(lián)系更為緊密[11]。

（二）對外顯和內隱態(tài)度測量結果比較

本研究中內隱測量和外顯測量之間的相關不顯著，這種內隱與外顯結果的低相關性在前人的研究中也出現(xiàn)多次（張洪，王登峰，楊燁，2006；Kitayama & Uchida， 2003；Karpinski & Hilton， 2001）[12] [13] [14]。這一現(xiàn)象可用雙重態(tài)度理論解釋，即人的心理是從內隱到外顯變化的連續(xù)統(tǒng)一體，具有模糊性，幾乎一切能夠觀察的人類反應都可能是內隱和外顯雙重過程共同作用的結果。內隱建構與外顯建構不同，兩者擁有彼此不同的內在心理結構，具有不同的心理加工機制。另一項元分析結果也考察了造成內隱與外顯態(tài)度分離的原因，認為高層認知系統(tǒng)的參與以及概念的不一致性是最關鍵的兩個因素（Hofmann， Gawronski， & Gschwendner， 2005）[15]。有學者強調IAT效應對于被試的個體特征十分敏感，這一效應卻不是由有意識的認知過程所帶來，因此在一定程度上可以說明個體的外顯態(tài)度和內隱態(tài)度的認知加工通道相互獨立（Benjamin， 2014）[16]。在本研究中，內隱學生觀測量結果顯示被試相容任務反應時顯著快于不相容任務的反應時，但外顯學生觀測量結果顯示被試在相容任務評分結果和不相容任務評分結果上沒有顯著性差異，這說明教師對學生的內隱態(tài)度和外顯態(tài)度是不同的，兩者之間并非同一心理加工過程。

（三） 被試性別和教齡對IAT效應的影響

在本研究中教師的性別和教齡對IAT效應值的主效應不顯著，這表明不同性別和教齡的中小學教師的學生觀沒有顯著性差異，教師總體的學生觀具有同質性。該結論與前人研究一致，如徐碧波等人（2012）采用SEB調查的教師內隱學生觀中得出不同教齡和性別教師的內隱學生觀無顯著性差異；[10]于剛發(fā)現(xiàn)男女教師均認為女學生更有助于教師完成教學任務，但她們的思考沒有深度，男學生雖然思考有深度，但是在有助于教學任務完成上得到的評價卻不高；另外許思安（2007）也提及到男女教師有關理想女生和理想男生的主要特質方面并不存在顯著性差異[17]。但教師的性別和教齡的交互作用顯著，即相對于女性教師，男性教師隨教齡增加，更多地用現(xiàn)代學生觀看待優(yōu)生，用傳統(tǒng)學生觀看待差生。Chen， Ma，& Zhang（2011）研究結果表明相比較于男性，女性更傾向于采取積極的內隱態(tài)度；[18]也有有關外顯態(tài)度的研究表明，相比較于男性，女性對于有殘疾的個體更傾向于積極的態(tài)度（Antonak & Livneh， 1988； Hergenrather， 2007）[19] [20]。

五、本研究不足與展望

本研究在IAT屬性詞的選取上，沒能很好地避免情感效價的問題，現(xiàn)代學生觀的詞語樣例傾向于積極屬性，而傳統(tǒng)學生觀樣例詞傾向于消極屬性。這樣被試可能會因為優(yōu)生具有積極屬性而將其與現(xiàn)代學生觀相聯(lián)結，差生因具有消極屬性而與傳統(tǒng)學生觀相聯(lián)結。所以在后續(xù)的研究中，需注意樣例詞語選擇的情感消極問題。

在外顯態(tài)度測量方面，采用統(tǒng)一公認的量表更能夠保證研究結果的準確性，但鑒于前人未研究出合適的教師學生觀量表，所以本研究只能采取自編問卷形式。雖然本研究中的自編問卷的信度和效度尚未得到足夠多研究結果的證明，但該問卷以大量文獻研究為基礎，在實施過程中嚴格遵循心理測量的相關要求，還有前期的預實驗對其可適用性進行了檢測，所以該問卷具有一定的可行性。

在被試方面，一方面被試人數(shù)較少，而且由于男女比例失衡，導致女性教師數(shù)目明顯大于男性教師，所以在后續(xù)的研究中可以擴大樣本容量并平衡男女教師數(shù)量；另一方面，被試均取自武漢市中小學，對于研究結論的推廣具有一定的限制，后續(xù)研究可以增加不同地區(qū)的樣本，提高結論的普適性。

六、結論

本研究表明中小學教師傾向于用現(xiàn)代學生觀看待優(yōu)生，用傳統(tǒng)學生觀看待差生。教師性別和教齡對其內隱學生觀IAT效應的主效應均不顯著，但存在交互效應，教齡因素能夠影響男性教師的內隱學生，而對女性教師則無顯著影響；中小學教師的內隱學生觀和外顯學生觀相互獨立，屬于不同的心理認知過程。

[參考文獻]

[1]郭啟華.新課程理念下學生觀的重塑[J].通化師范學院學報， 2006，（3）.

[2]饒躍進.近年來我國學生觀研究的述評[J]. 江西教育學院學報（社會科學）， 2010，（5）.

[3]郭元祥.新課程背景下學生觀的重建[J].天津師范大學學報（基礎教育版），2003，（3）.

[4]孫 艷.新中國三代基礎教育課程改革的教學目的及其學生觀審視[J]. 內蒙古師范大學學報（教育科學版）， 2005，（8）.

[5]孫 偉， 翟衛(wèi)星.創(chuàng)新教育視界中的學生觀的轉換[J]. 教育探索，2002，（129）.

[6]蔡華儉.Greenwald提出的內隱聯(lián)想測驗介紹[J]. 心理科學進展，2003，（3）.

[7]Wilson， T. D.， S. Lindsey， & T.Y. Schooler.A model of dual attitudes. Psychological Review，2000，（1）.

[8]程 巍.關于中學教師學生觀特征的研究. 教育探索， 2003，（4）.

[9]辛 濤，申繼亮.論教師的教育觀念[J]. 北京師范大學學報（哲學社會科學版），1999，（1）.

[10]徐碧波，張 玉，張裕鼎.熟手教師和準教師內隱學生觀的實證研究[J]. 教育科學， 2012，（5）.

[11]MCWilson.， & K. Scior.Attitudes

towards individuals with disabilities as measured by the Implicit Association Test： A literature review. Research in developmental disabilities， 2014.

[12]張洪，王登峰，楊燁.親密關系的外顯與內隱測量及其相互關系[J]. 心理學報， 2006，（6）.

[13]Kitayama， S.， & Uchida， Y. Explicit self-criticism and implicit

self-regard： evaluating self and

friend in two cultures. Journal of Experimental Social Psychology，2003，（5）.

[14]Karpinski， A.， Hilton， J. L. Attitudes and the Implicit Association Test. Journal of Personality and Social Psychology，2001，（5）.

[15]Hofmann， W.， Gawronski， B.， & Gschwendner， T.A meta-analysis on the correlation between the implicit association test and explicit self-report measures. Personality and Social Psychology Bulletin，2005，（10）.

[16]Benjamin A. Berry. Experimenter characteristics， social desirability， and the implicit association test. John Carroll University Carroll Collected，2014.

[17]許思安.教師的性別角色觀： “陰盛陽衰”現(xiàn)象的重要成因[J]. 華南師范大學學報（社會科學版），2007，（1）.

[18]Chen.， Ma.， & Zhang. Chinese undergraduates explicit and implicit attitudes toward persons with disabilities. Rehabilitation Counseling Bulletin，2011（1）.

[19]Antonak， R. F.， & Livneh， H. The measurement of attitudes toward people with disabilities： Methods， psychometrics， and scales. Springfield， IL，1988： Charles C Thomas.1988.

[20]Hergenrather， Rhodes. Exploring undergraduate student attitudes toward persons with disabilities： Application of the disability social relationship scale. Rehabilitation

Counseling Bulletin， 2007，（2）.

[責任編輯：肖偲偲，王 瀚]