周翠敏 陶 沙 劉紅云 王翠翠 齊 雪 董 奇,3

中國兒童青少年心理發(fā)育特征調查全國項目組

(1北京師范大學認知神經(jīng)科學與學習國家重點實驗室, 北京 100875)

(2北京師范大學心理學院, 北京 100875) (3中國基礎教育質量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心, 北京 100875)

1 引言

學校是除家庭以外對學生發(fā)展影響最大的微觀系統(tǒng)(Bronfenbrenner, 1979)。學校為學生營造了在安全與秩序、接納與支持、公平與公正、鼓勵自主與合作等多方面的心理環(huán)境體驗, 構成學校心理環(huán)境的主要成分(陶沙等, 2015; Thapa, Cohen,Guffey, & Higgins-D’Alessandro, 2013)。學校心理環(huán)境, 也稱學校氛圍, 可從學生個體獨特經(jīng)驗和學校群體共同經(jīng)驗兩個層次考察(陶沙等, 2015; van Horn, 2003)。在個體層次上, 每個學生自身對學校心理環(huán)境具有主觀的知覺, 構成影響每個學生發(fā)展的獨特環(huán)境, 是學生發(fā)展個體差異的重要來源; 在學校層次上, 學校心理環(huán)境反映了同一學校學生對其所在學校環(huán)境的共同知覺, 是影響不同學校學生發(fā)展的重要情境因素。

20世紀60年代以來, 學校心理環(huán)境日益受到研究者和教育實踐者的關注。近年來, 美國教育部和疾控中心、世界衛(wèi)生組織、經(jīng)濟合作與發(fā)展組織、聯(lián)合國教科文組織等機構都將學校心理環(huán)境的建設及其改善作為促進學生健康、增進學生與學校的聯(lián)結、防止輟學和改進學校質量的重要課題(Thapa et al., 2013)。已有大量的實證研究表明學生個體知覺到的學校心理環(huán)境對其情緒適應(任志洪, 江光榮, 葉一舵, 2011; 許有云, 周宵, 劉亞鵬, 鄧慧華,2014; Jia et al., 2009; Way, Reddy, & Rhodes, 2007)、學習動機(Eccles et al., 1993; Marsh, Martin, & Cheng,2008; Niederkofler, Herrmann, Seiler, & Gerlach, 2015)和學業(yè)成績(鮑振宙, 張衛(wèi), 李董平, 李丹黎, 王艷輝, 2013; 張光珍, 梁宗保, 鄧慧華, 陸祖宏, 2014;張平平, 李凌艷, 辛濤, 2011; Ali et al., 2014;Konishi, Hymel, Zumbo, & Li, 2010)等方面均具有重要影響作用。本研究旨在進一步探討學校總體心理環(huán)境對4～6年級小學生學業(yè)表現(xiàn)不同方面的影響及其作用途徑, 并擬基于全國代表性數(shù)據(jù), 探討學?；咎卣鲗ζ渥饔玫恼{節(jié)效應。

1.1 學校心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響：主要研究進展

以往研究多集中探討個體知覺到的學校心理環(huán)境對學生發(fā)展的影響。在Thapa等人(2013)綜述1970～2013年間206篇相關文獻中, 絕大多數(shù)研究都是從個體層面考察學生個體知覺到的學校心理環(huán)境對于其心理健康和學業(yè)發(fā)展的影響。當學生體驗到安全、支持、沒有歧視的學校心理環(huán)境時, 其學業(yè)成績更好, 學習動機積極、對學校的歸屬感和參與感更強, 同時抑郁等消極情緒和攻擊、違紀等問題行為也更少(Bao, Li, Zhang, & Wang, 2015;Thapa et al., 2013)。研究者多從自我決定理論(Deci& Ryan, 1985)出發(fā), 認為教師通過關注學生自己的想法, 支持和接納、鼓勵學生間的互動等途徑營造積極學校心理環(huán)境, 當學生個體知覺到其受到教師的關注和支持等積極的學校心理環(huán)境時, 其自主性、人際關系、能力發(fā)展等需求得到滿足(Roeser,Eccles, & Sameroff, 1998; Connell & Wellborn, 1991),因而其學習動機增強(Wentzel, 1997), 學習的信心、在學習過程中的參與程度(Patrick, Ryan, & Kaplan,2007; Skinner, Wellborn, & Connell, 1990)和學業(yè)成績也會提高(Roeser et al., 1998; Thapa et al., 2013)。反之, 當學生知覺到競爭、缺乏支持的學校心理環(huán)境時, 他們的學習動機下降, 容易產(chǎn)生焦慮、抑郁等消極情緒(Roeser et al., 1998; Thapa et al., 2013)。

學校心理環(huán)境對于學生學業(yè)表現(xiàn)的影響具有綜合性, 不僅對學生學習動機和態(tài)度具有重要的作用, 而且也影響到學生的學業(yè)成績。相對而言, 個體知覺到的學校心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度的影響作用要比其對學業(yè)成績的作用更強。例如,屈智勇、鄒泓和王英春(2004)通過對38個班級611名中小學生研究發(fā)現(xiàn), 學生知覺到的師生關系、同學關系、秩序紀律、競爭氣氛和學習負擔等班級環(huán)境對學生喜歡學校的解釋率達到40%, 對學生學業(yè)行為的直接解釋率僅為2%; Patrick等(2007)從教師支持、相互尊重、鼓勵參與和同伴支持的角度考察了602名美國5年級學生知覺到的班級環(huán)境對其學習動機和學業(yè)成績的影響, 結果顯示, 學生個體知覺到的班級環(huán)境對學生學習動機的平均解釋率為24.3%, 對學生學業(yè)成績的平均解釋率僅為 2.6%;Griffith (1997)從工具性支持和表達性支持的角度考察了美國同一校區(qū)117所學校25087名3～6年級學生知覺到的學校心理環(huán)境對其學業(yè)成績和學校滿意度的影響, 結果顯示, 學生個體知覺到的學校對于秩序和行為的工具性和表達性支持都顯著影響學生的學校滿意度, 只有學生個體知覺到的學校對于秩序的表達性支持顯著影響學生的學業(yè)成績。不過, 由于在個體層次上開展的研究中, 無論學校心理環(huán)境還是學生的學習動機和態(tài)度主要依賴學生自我報告, 這可能導致高估二者的相關。

迄今為止較少研究探討學校總體心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響作用。目前僅有的少量研究表明學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)發(fā)展的動機和態(tài)度具有促進作用。如 Niederkofler等(2015)從教師關愛、同伴合作和對教師教學的滿意度考察瑞士不同城市學校45個班級919名7年級學生的學習環(huán)境, 結果顯示, 班級水平對教師教學的滿意度能夠顯著影響學生的學習動機; Saab和 Klinger (2010)對9670名6～10年級加拿大學生和187名學校管理人員的研究發(fā)現(xiàn), 學?？傮w水平的學生攻擊氛圍對學生的自我概念、情緒健康具有顯著的負向作用;在我國學生中, 班級水平積極的教師、同伴支持可促進學生情緒適應, 有利于減少學生的問題行為和焦慮等消極情緒(江光榮, 林孟平, 2005; 盧家楣,王俊山, 劉偉, 2014)。有關學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)成績的影響則結論不一。如郭伯良、王燕和張雷(2005)通過對4650名7～9年級學生的多水平分析發(fā)現(xiàn), 班級水平的教師支持可以減弱退縮行為與學業(yè)成績間的負向關聯(lián); Konishi等(2010)對27217名加拿大15歲學生、1087名校長的研究發(fā)現(xiàn), 學校水平的欺凌與學生的學業(yè)成績顯著負相關; 但也有研究發(fā)現(xiàn)學校層的教師公平并不能預測學生的學業(yè)成績(Peter, Kloeckner, Dalbert, & Radant,2012)。上述研究大多從單一維度考察學校總體心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 且均未同時探討學?？傮w和個體心理環(huán)境間關系對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 難以全面系統(tǒng)揭示學校心理環(huán)境的作用, 限制了對學校心理環(huán)境影響學生學業(yè)發(fā)展機制的認識。不僅如此, 當前我國基礎教育改革面臨的重要任務之一是從根本上轉變以升學率論英雄的評價系統(tǒng), 急需升學率以外科學評價學校質量的依據(jù)。因此, 無論是從理論還是現(xiàn)實意義出發(fā), 學?？傮w的心理環(huán)境對深入理解學生學業(yè)表現(xiàn)的影響機制及促進學校改革都相當重要。

1.2 學校心理環(huán)境影響學生學業(yè)表現(xiàn)的條件

學校心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響既有普遍性, 同時也存在群體差異性。已有研究主要揭示出學生自身家庭社會經(jīng)濟地位在個體知覺到的學校心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)間具有顯著的調節(jié)作用。如Esposito (1999)對152名低收入少數(shù)民族家庭幼兒園學生3年的追蹤研究發(fā)現(xiàn), 學校心理環(huán)境尤其是師生關系對兒童的社會技能和學業(yè)成績均有顯著的促進作用; Gutman和Midgley (2000)通過對來自 62個非裔美國貧困家庭學生的研究發(fā)現(xiàn),除了父母卷入以外, 學校歸屬感和教師支持等積極學校心理環(huán)境特征也能顯著影響學生的學業(yè)成績;Way和Robinson (2003)對100名來自低收入家庭的高中生通過追蹤研究發(fā)現(xiàn), 積極的師生關系、同伴關系和良好的學校秩序能夠提升他們的自尊、減少抑郁癥狀。這些研究結果一致表明積極的學校心理環(huán)境對于家庭社會經(jīng)濟地位不利的學生具有更強的保護性作用。

個體家庭社會經(jīng)濟地位在兒童青少年身心發(fā)展中具有重要影響。另一方面, 群體社會經(jīng)濟地位(collective SES, Bradley & Corwyn, 2002)對于兒童青少年發(fā)展的影響日益受到重視(Bradley &Corwyn, 2002)。經(jīng)由成人榜樣示范、社區(qū)成員或同伴問題行為的相互影響、資源的競爭及與同伴進行比較等許多途徑, 群體社會經(jīng)濟地位都可能影響兒童青少年身心發(fā)展(Jencks & Mayer, 1990; Leventhal& Brooks-Gunn, 2000)。即使控制了兒童個體的家庭社會經(jīng)濟地位, 群體社會經(jīng)濟地位仍然與其健康、學業(yè)成績和問題行為顯著相關(Baum, Garofalo, &Yali, 1999; Leventhal & Brooks-Gunn, 2000; Wasserman,Shaw, Selvin, Gould, & Syme, 1998)。其中, 學生所在學校中同伴群體的社會經(jīng)濟地位對學生學業(yè)發(fā)展的影響尤為重要。低收入家庭的學生在大多數(shù)學生為中等收入家庭子女的學校中時, 其學業(yè)成就優(yōu)于在低收入家庭子女為主的學校(Coleman et al.,1966)。迄今很少研究考察包括學校總體的學生家庭社會經(jīng)濟地位(學?？傮w SES)等學校整體特點對于學校心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)關系的調節(jié)作用。僅有的幾項相關研究表明, 學?？傮w心理環(huán)境對低SES 學校學生的學業(yè)表現(xiàn)具有相對更強的促進作用。如Battistich, Solomon, Kim, Watson和Schaps(1995)通過對來自24所學校4515名3～6年級美國學生的研究發(fā)現(xiàn), 對于貧困學校的學生而言, 學校水平的關愛、支持和自主性知覺可以顯著解釋學生學習動機態(tài)度、學業(yè)成績以及社會行為的校間差異;Shouse (1996)在控制了學生個體家庭SES后, 通過對美國398所學校的7867名中學生研究發(fā)現(xiàn), 學校水平的學業(yè)、紀律氛圍與低SES學校學生的學業(yè)成績顯著相關。在我國, 最近的研究也發(fā)現(xiàn), 對于學校平均家長受教育水平較低的學校, 其安全與秩序、鼓勵自主與合作等特征對于學生認知能力的發(fā)展具有更強的促進作用(陶沙等, 2015)。這些研究提示積極的學校心理環(huán)境特征對低 SES學校學生的學業(yè)表現(xiàn)具有更強的保護性作用。但上述研究無論學校心理環(huán)境還是學生的學習動機和態(tài)度主要依賴同一學生樣本的自我報告, 這也有可能存在高估二者相關的問題。因此, 本研究在控制個體家庭SES的情況下, 使用不同學生樣本考察學?？傮w心理環(huán)境影響學生學業(yè)表現(xiàn)的條件。

學校所在地的城鄉(xiāng)屬性、師資水平也是重要的學校總體特征。在我國, 城鄉(xiāng)差距深刻、普遍存在,城鄉(xiāng)學校在教師、生源方面均存在巨大差異?？v向追蹤北京市2006年至2009年五、八年級學生在語文、數(shù)學和英語學科學業(yè)水平上的城鄉(xiāng)差異情況,研究結果顯示, 城市學校學生在3個學科上的合格率、優(yōu)秀率均要顯著高于農(nóng)村學校學生(王云峰, 田一, 2012); 王有智(2003)對西北地區(qū)1544名城鄉(xiāng)學生的學習動機研究表明城市小學生的學習動機顯著高于農(nóng)村小學生; 薛海平(2008)通過對甘肅省20個縣 1674名農(nóng)村中學生調查發(fā)現(xiàn), 具有大專和本科學歷教師的教育質量顯著高于具有中專學歷教師的教育質量。農(nóng)村學校在師資、生源等方面處于劣勢, 積極的學校心理環(huán)境是否對農(nóng)村學校學生具有更強的保護性作用, 其保護性作用如何受到師資、學生群體特點的影響等問題尚待研究。本研究擬使用具有良好全國代表性數(shù)據(jù)考察學校所在地、師資水平和學?？傮w SES對學校總體心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)關系的調節(jié)作用。

1.3 本研究問題提出

綜上所述, 已有大量研究表明積極學校心理環(huán)境對學生學業(yè)成績、學習動機和態(tài)度等方面具有促進作用。盡管研究者們在學校心理環(huán)境有助于學生學業(yè)發(fā)展上形成了共識, 但已有研究存在一些不足：第一, 在年級階段上, 已有研究多數(shù)針對中學生開展, 小學生的研究相對較少。從預防心理問題、促進學生健康適應的角度看, 小學中高年級是研究和改善學校心理環(huán)境的重要時間段(Fonagy et al.,2009; Thapa et al., 2013)。第二, 在研究層面上, 已有研究主要在學生個體層面而很少從學校層面探討心理環(huán)境及其影響。在學校水平上研究心理環(huán)境的作用既具有重要學術價值, 也對理解和促進學生學業(yè)發(fā)展及我國基礎教育改革具有重要的現(xiàn)實意義。第三, 在數(shù)據(jù)來源上, 以往研究多數(shù)依賴同一學生樣本的自我報告, 這可能導致高估學校心理環(huán)境和學生學業(yè)發(fā)展的關系。第四, 以往研究較少同時探討學?？傮w和個體心理環(huán)境間關系對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 難以全面系統(tǒng)揭示學校心理環(huán)境的作用。第五, 迄今很少研究考察學校整體特點對學?？傮w心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)關系的調節(jié)作用,難以厘清學校總體心理環(huán)境發(fā)揮作用的條件。

本研究主要考察以下3個研究問題：(1)學?？傮w心理環(huán)境與小學4～6年級學生學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績的關系; (2)學?？傮w心理環(huán)境和學生個體知覺到的學校心理環(huán)境間的關系如何影響學生的學業(yè)發(fā)展; (3)學校所在地(城鄉(xiāng))、師資水平、總體SES等特征是否調節(jié)學?？傮w心理環(huán)境與學生學業(yè)表現(xiàn)的關系。和已有研究相比, 本研究主要特點如下：首先, 研究對于學校心理環(huán)境的考察集中在學校水平, 同時考察了學生個體水平的知覺, 可進一步探討學校水平心理環(huán)境的獨特作用; 其次, 在考察學校學生總體家庭社會經(jīng)濟地位的調節(jié)作用時還同時考察了學校的地域和師資特點, 有助于系統(tǒng)認識學校心理環(huán)境發(fā)揮作用的條件; 第三, 學校心理環(huán)境數(shù)據(jù)和學生學業(yè)表現(xiàn)數(shù)據(jù)來自同一學校的不同樣本, 控制了已有研究中信息來源為同一樣本時可能存在高估相關的問題; 第四, 使用具有良好全國代表性的數(shù)據(jù)庫, 保證了研究結論的外展效度。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源和被試

數(shù)據(jù)來源于中國兒童青少年心理發(fā)育特征調查項目建立的數(shù)據(jù)庫(董奇, 林崇德, 2011a)。學校心理環(huán)境數(shù)據(jù)來自全國 100個區(qū)縣 421所學校12023名4～6年級學生的報告, 學業(yè)成就數(shù)據(jù)來自同校另外10826名學生。其中, 年級和性別由學生填寫; 是否為獨生子女、父母最高受教育水平和家庭年收入由家長填寫; 學校所在地、教師學歷由校長報告, 學校平均家長文化水平和學校平均家庭年收入兩個學校 SES指標分別為家長報告的父母最高受教育水平和家庭年收入合并到學校層后的變量。具體分布情況見表1。

2.2 研究工具

2.2.1 學?？傮w心理環(huán)境問卷

采用中國兒童青少年心理發(fā)育特征調查全國項目組研制的學校積極心理環(huán)境問卷, 該問卷由學生報告, 分數(shù)合成到學校水平, 以考察學校層面的心理環(huán)境質量。問卷包括安全與秩序、接納與支持、公平與公正和鼓勵自主與合作4個領域共43道題目, 采用Likert式4點和5點計分。分數(shù)按照特定選項比例和平均分合成到學校水平, 分數(shù)越高表明學校積極心理環(huán)境質量越好。問卷具有良好的信效度, 其中學生報告的可信度(ICC2)在 0.71～0.84之間, 區(qū)分度在 0.42～0.87之間, 驗證性因素分析各維度擬合雙因子模型最優(yōu), 擬合系數(shù) CFI≥0.95、TLI≥0.94、RMSEA≤0.069, 因子平均載荷在0.58～0.76 之間(陶沙等, 2015)。

表1 學生背景變量和學?；咎卣髯兞糠植记闆r

2.2.2 個體知覺到的學校心理環(huán)境問卷

個體知覺到的學校心理環(huán)境問卷是中國兒童青少年心理發(fā)育特征調查全國項目組編制, 從學校安全與秩序、師生關系、公平公正和鼓勵自主等角度考察學生個體知覺到的學校心理環(huán)境。共包含7個項目, 例如, “學校不容許學生對他人惡意嘲弄”。采用 4點計分, 從“完全同意”到“完全不同意”分別計為1～4分。反向計分后, 計算所有項目均值的標準分, 得分越高表示個體知覺到的學校心理環(huán)境越好。問卷內部一致性系數(shù)(Cronbach’s α)為 0.73。驗證性因素分析表明, 全部項目的因子載荷顯著, 平均為0.53。χ2= 194.00,df= 14, CFI = 0.98, TLI =0.98, RMSEA = 0.035。

2.2.3 學習動機和態(tài)度問卷

語文、數(shù)學動機和態(tài)度問卷由中國兒童青少年心理發(fā)育特征調查全國項目組編制, 主要考察學生對相應學科價值、興趣、動機與自我效能的評價, 分別有10個項目, 共計20個題目, 例如, “我喜歡學語文” 、“數(shù)學對每個人的生活都很重要”。采用 4點計分, 從“完全同意”到“完全不同意”分別計為1～4分。反向計分后, 分別計算語文和數(shù)學所有項目均值的標準分, 分數(shù)越高表示學生學習的動機和態(tài)度越好。研究中的學習動機和態(tài)度分數(shù)為語文、數(shù)學動機和態(tài)度問卷合成分數(shù)的標準分。語文、數(shù)學學習動機和態(tài)度問卷信效度良好。問卷的內部一致性系數(shù)(Cronbach’s α)分別為 0.74 和 0.78。驗證性因素分析表明, 全部項目在潛變量上載荷顯著,在 0.51～0.70 之間, χ2= 1974.72、2414.40,df= 34,CFI = 0.92、0.92, TLI = 0.89、0.90, RMSEA = 0.073、0.081。

2.2.4 學業(yè)成績

采用中國兒童青少年心理發(fā)育特征調查全國項目組編制的中國兒童青少年語文和數(shù)學成就測驗(董奇, 林崇德, 2011b)。語文測驗包括四個學段測驗(2年級, 3～4年級, 5～6年級, 7～9年級), 數(shù)學測驗包括三個學段測驗(2～3年級, 4～6年級, 7～9年級)。測驗具有良好信效度, 各題本的內部一致性系數(shù)(Cronbach’s α)在 0.72～0.94 之間。本研究選用 4～6年級學生數(shù)據(jù), 由于語文測驗包括不同的學段, 因此研究中把語文成績分數(shù)以年級為單位進行了標準化。語文和數(shù)學學業(yè)成績與學校心理環(huán)境等主要變量的關系模式相似, 因此我們用兩科成績Z分數(shù)的均值作為被試的學業(yè)成績。

2.3 數(shù)據(jù)分析

2.3.1 學業(yè)表現(xiàn)變異的多層分解

由于本研究的數(shù)據(jù)具有嵌套結構, 且本研究主要關注學?；咎卣鲗W生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 旨在探討學校間的變異。因此根據(jù)多水平線性模型的統(tǒng)計原理, 將影響學生學業(yè)表現(xiàn)的變量分為學生和學校兩層, 第一層為學生變量, 第二層為學校變量。首先建立零模型, 分析在不加入任何預測變量的情況下, 學校間變異和學校內變異對學生學業(yè)表現(xiàn)總變異的貢獻。

根據(jù)表3零模型結果可以計算出, 學生學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績的校間變異占總變異的10.0%和 33.3%, 校間變異均達到顯著水平, 表明本研究的數(shù)據(jù)有必要使用兩水平分析的方法(Peugh, 2010)。

2.3.2 多層模型建構

模型 1: 考察學生基本情況對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 同時加入學生背景變量。

模型2: 考察學校基本情況對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 在模型1的基礎上同時加入學?；咎卣髯兞俊?/p>

模型3：考察學校總體心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的直接作用, 在模型2的基礎上加入學?？傮w心理環(huán)境變量。

模型4：考察學?？傮w和個體知覺到的心理環(huán)境變量對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響, 在控制學生個體和學?；咎卣髯兞康那闆r下, 同時加入學校總體和個體知覺到的心理環(huán)境變量。

模型5：考察個體知覺到的學校心理環(huán)境在學?？傮w心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)間的中介作用。

模型6：考察學校總體心理環(huán)境和學?；咎卣髯兞块g的交互作用, 在模型3的基礎上依次加入學?？傮w心理環(huán)境變量和學?；咎卣髯兞恐g的交互項建立模型6a; 在模型3的基礎上同時加入顯著交互項建立模型6b。

在上述模型中, X1=學生背景變量, X2=學?；咎卣髯兞? 具體見表1。X3=學校總體心理環(huán)境變量, M=個體知覺到的學校心理環(huán)境變量(中介變量)。如果三個回歸系數(shù) γaM01、γb20、γc02均達到顯著水平, 說明此時的中介效應一定存在。在此情景下, 當回歸系數(shù) γc′02沒有達到顯著水平, 則說明此時的中介效應是完全中介; 當回歸系數(shù)γc′02達到顯著水平, 但 γc′02< γc02, 則說明此時的中介效應是部分中介(方杰, 張敏強, 邱皓政, 2010)。

本研究所探討的中介效應是學校總體心理環(huán)境變量通過個體知覺到的心理環(huán)境變量對學生學業(yè)表現(xiàn)影響的情況, 因此構建 2-1-1模型(方杰等,2010), 由于學生背景變量和學校所在地為啞變量,對此不再進行中心化處理。而對于學?？傮w心理環(huán)境、教師學歷和學校SES變量, 為了使其截距更有意義, 對其進行總體均值中心化處理, 同時將中介變量的組均值置于學校層截距方程中, 由于中介變量的組均值與學?？傮w心理環(huán)境變量之間存在較高相關(r= 0.76), 為避免多重共線性, 我們不再考慮中介變量組均值對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響作用。

2.3.3 效應值

本研究使用效應值來比較模型中自變量對因變量預測作用的大小。對于二分自變量, 效應值(ES)=β / δ學生層; 對于連續(xù)自變量, 效應值=(2β*SD)/ δ學生層。其中, β為自變量對因變量的預測系數(shù), δ學生層為學生層的變異,SD為連續(xù)變量的標準差(Melhuish et al.,2008)。根據(jù) Tymms, Merrell和 Henderson (1997)提供的計算方法, 此效應值與 Cohen’sd一致, 因此,根據(jù)Cohen (1988), 效應值0.2為小效應, 0.5為中等效應, 0.8為大效應。

本研究使用SPSS 19.0和Mplus 7.0對數(shù)據(jù)進行清理和多水平分析。

3 結果

3.1 各變量描述性統(tǒng)計結果及學生、學校背景變量對學生學業(yè)表現(xiàn)的作用

各變量的描述統(tǒng)計及相關分析結果見表2。結果顯示, 個體知覺到的學校心理環(huán)境和學校總體心理環(huán)境與學生的學習動機和態(tài)度、學業(yè)成績均存在顯著正相關。學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績之間也存在顯著正相關。

學生背景變量與學生學業(yè)表現(xiàn)關系的結果(表3模型1)顯示, 在學習動機和態(tài)度上, 年級、性別、獨生子女、父母受教育水平均具有顯著的效應。其中年級越低(γ= ?0.16,p< 0.001), 學生的學習動機和態(tài)度越積極; 女生(γ= ?0.08,p< 0.001)、獨生子女(γ= 0.10,p< 0.001)和父母受教育水平較高學生(γ=0.13,p< 0.001)的學習動機和態(tài)度更為積極; 在學業(yè)成績上, 年級、性別、獨生子女、父母受教育水平和家庭年收入均具有顯著效應, 其中女生(γ= ?0.05,p< 0.01)、獨生子女(γ= 0.13,p< 0.001)、父母受教育水平較高學生(γ= 0.28,p< 0.001)和家庭年收入較高的學生(γ= 0.09, 0.18,p< 0.001)學業(yè)成績較好。

表2 4～6年級學生各變量與學業(yè)表現(xiàn)變量的均值、標準差及相關系數(shù)矩陣

在學?；咎卣鞣矫? 模型 2結果顯示, 在學習動機和態(tài)度上, 學校所在地、教師學歷和學校平均家庭年收入具有顯著的效應, 其中縣鎮(zhèn)、城市學校學生的學習動機和態(tài)度均比農(nóng)村學校中的學生更積極(γ= 0.15, 0.15,p< 0.01), 教師學歷較高學校中學生的學習動機和態(tài)度更積極(γ= 0.04,p< 0.05),學生平均家庭年收入較高學校中學生的學習動機和態(tài)度更為積極(γ= 0.20,p< 0.01); 在學業(yè)成績上,平均家長文化水平較高學校(γ= 0.36,p< 0.001)、平均家庭年收入較高學校(γ= 0.48,p< 0.001)學生的學業(yè)成績更好。

3.2 學?？傮w心理環(huán)境與學生學業(yè)表現(xiàn)的關系：主效應分析

模型3考察學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的作用, 結果表明, 在控制學生和學校背景變量的情況下, 學?？傮w心理環(huán)境對于學生的學習動機和態(tài)度(γ= 0.24,p< 0.001)及學業(yè)成績(γ= 0.12,p<0.001)均具有顯著的影響。

為揭示學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)不同方面的影響作用, 本研究采用嵌套模型比較的方法(侯杰泰, 溫忠麟, 成子娟, 2004)設定學校總體心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績的回歸系數(shù)相等得到競爭模型, 與原模型相比差異顯著,Δχ2= 31.48 (p< 0.001), 說明學?？傮w心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度的作用顯著高于其對學生學業(yè)成績的作用。對個體知覺到的學校心理環(huán)境進行同樣分析得到了相似結果, 即個體知覺到的學校心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度的作用顯著大于其對學生學業(yè)成績的作用, Δχ2= 1220.22 (p< 0.001)。

表3 4～6年級學生學業(yè)表現(xiàn)影響因素的多層線性回歸分析結果

為了進一步比較學?？傮w心理環(huán)境和個體知覺到的學校心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)作用程度。我們在模型3的基礎上加入個體知覺到的學校心理環(huán)境變量建立模型 4, 結果表明, 學?？傮w和個體知覺到的學校心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度(γ=0.24, 0.45,p< 0.001)、學業(yè)成績(γ= 0.12, 0.06,p<0.001)均具有顯著的效應。使用效應值(Cohen, 1988;Tymms et al., 1997)進一步比較學?？傮w、個體知覺到的學校心理環(huán)境及學生、學校背景變量對學生學業(yè)表現(xiàn)的作用程度(見圖1和圖2), 結果表明, 學?？傮w心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度作用的效應值接近大效應(ES = 0.56), 對學生學業(yè)成績作用的效應值接近中等效應(ES = 0.35), 可見學?？傮w心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績都重要。與之相對, 個體知覺到的學校心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度作用的效應值為大效應(ES = 1.07), 對學生學業(yè)成績的作用微弱(ES = 0.18)。與學生和學校背景變量相比, 學校總體心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度的作用明顯較大; 其對學生學業(yè)成績的作用和父母受教育水平、家庭年收入、學校平均家長文化水平相似(ES = 0.21～0.36), 高于性別、獨生子女、學校所在地和教師學歷的作用(ES < 0.2)。

圖1 各變量對學生學習動機和態(tài)度作用大小的比較

圖2 各變量對學生學業(yè)成績作用大小的比較

3.3 學校總體心理環(huán)境和學業(yè)表現(xiàn)的關系：個體知覺到的學校心理環(huán)境的中介作用

本研究進一步分析了個體知覺到的學校心理環(huán)境在學?？傮w心理環(huán)境與學生學業(yè)表現(xiàn)間的中介作用, 建立模型5。結果顯示, 學生個體知覺到的學校心理環(huán)境在學校總體心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)間存在部分中介作用(圖 3)。在學習動機和態(tài)度上, 當加入個體知覺到的學校心理環(huán)境這一中介變量后, 學?？傮w心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度的回歸系數(shù)雖仍顯著(γ= 0.12,p< 0.001), 但與模型3(γ= 0.24,p< 0.001)相比有了明顯的下降, 中介效應占總效應的比例(ab/c)達 54.2%, 表明個體知覺到的學校心理環(huán)境起到了較強中介作用。在學生的學業(yè)成績上, 當加入個體知覺到的學校心理環(huán)境這一中介變量后, 學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)成績的回歸系數(shù)也仍顯著(γ= 0.10,p< 0.001), 與模型3(γ= 0.12,p< 0.001)相比有所下降, 中介效應占總效應的比例為16.7%, 表明個體知覺到的學校心理環(huán)境起到了一定中介作用?？梢? 學?？傮w心理環(huán)境可通過個體知覺到的學校心理環(huán)境影響學生的學習動機和態(tài)度; 相對而言, 對于學生的學業(yè)成績, 個體知覺到的學校心理環(huán)境所起的中介作用相當有限。

為進一步檢驗上述中介效應, 我們參考 Krull和 MacKinnon (1999)以及 Reyes, Brackett, Rivers,White和 Salovey (2012)提出的方法, 進一步進行Sobel檢驗, 結果證實學?？傮w心理環(huán)境通過個體知覺到的學校心理環(huán)境顯著影響學生的學習動機和態(tài)度(Sobel’s z = 7.57,p< 0.001)、學業(yè)成績(Sobel’s z = 18.78,p< 0.001)。

3.4 學?？傮w心理環(huán)境與學生學業(yè)表現(xiàn)的關系：學校基本特征變量的調節(jié)作用

在模型3的基礎上依次考察學?？傮w心理環(huán)境和學?；咎卣髯兞块g的交互作用建立模型 6a,結果發(fā)現(xiàn), 學?？傮w心理環(huán)境和教師學歷(γ=?0.039,p< 0.01)、學校平均家長文化水平(γ= ?0.14,p< 0.01)、學校平均家庭年收入(γ= ?0.15,p< 0.001)的交互作用顯著影響學生的學習動機和態(tài)度; 學?？傮w心理環(huán)境和學校所在地(γ= ?0.13,p< 0.001)、教師學歷(γ= ?0.07,p< 0.001)、學校平均家長文化水平(γ= ?0.23,p< 0.001)、學校平均家庭年收入(γ=?0.12,p< 0.01)的交互作用顯著影響學生的學業(yè)成績。在模型 6a的基礎上同時考察學?？傮w心理環(huán)境和學校基本特征變量顯著交互項建立模型 6b,結果發(fā)現(xiàn), 學?？傮w心理環(huán)境和學校平均家庭年收入(γ= ?0.17,p< 0.001)的交互作用仍顯著影響學生的學習動機和態(tài)度; 學?？傮w心理環(huán)境和教師學歷(γ= ?0.05,p< 0.05)的交互作用仍顯著影響學生的學業(yè)成績。

進一步使用回歸系數(shù)差異檢驗方法分析在學校特征變量不同水平上學?？傮w心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度的作用, 結果發(fā)現(xiàn)高教師學歷和低教師學歷條件下、學校平均家庭年收入較高和較低條件下, 學?？傮w心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度回歸系數(shù)的差異均顯著(γ= 0.08, 0.08,p< 0.05), 結果見圖4、5?？梢? 學?？傮w心理環(huán)境對于師資水平較低、學校平均家庭年收入較低學校中的學生學習動機和態(tài)度具有更強的保護作用。

使用同樣的方法分析不同學校特征變量水平上學校總體心理環(huán)境對學生學業(yè)成績的作用, 結果發(fā)現(xiàn)在城市和農(nóng)村、高教師學歷和低教師學歷條件下、學校平均家長文化水平較高和較低條件下, 學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)成績回歸系數(shù)的差異均顯著(γ= 0.13, 0.12和0.14,p< 0.05), 結果見圖6～8?？梢? 學?？傮w心理環(huán)境對于農(nóng)村、師資水平較低、學校平均家長文化水平較低學校中學生的學業(yè)成績具有更強的保護作用。

圖3 個體知覺到的學校心理環(huán)境在學?？傮w心理環(huán)境和學業(yè)表現(xiàn)間的中介作用

圖4 教師學歷和學校心理環(huán)境之間的交互作用

圖 5 學校平均家庭年收入和學校心理環(huán)境之間的交互作用

圖6 學校所在地和學業(yè)成績之間的交互作用

圖7 教師學歷和學業(yè)成績之間的交互作用

圖8 學校平均家長文化水平和學業(yè)成績之間的交互作用

4 討論

本研究應用多水平分析, 使用具有全國代表性的數(shù)據(jù)考察學校心理環(huán)境和學生學業(yè)發(fā)展的關系,第一次揭示出學?？傮w心理環(huán)境既可以直接影響4～6年級小學生的學業(yè)發(fā)展, 也可通過個體知覺到的心理環(huán)境對其產(chǎn)生間接影響; 學校總體心理環(huán)境對農(nóng)村、師資和生源較差學校學生的學業(yè)表現(xiàn)具有相對更強的保護性作用。我們采用兩個樣本分別收集學?？傮w心理環(huán)境特征的數(shù)據(jù)和學生學業(yè)表現(xiàn)的數(shù)據(jù), 有效控制了已有多數(shù)研究使用同一學生樣本作為單一數(shù)據(jù)來源可能帶來的高估學校總體心理環(huán)境和學生學業(yè)表現(xiàn)相關性的偏差(Reyes et al.,2012)。本研究從學生個體知覺到的學校心理環(huán)境和學?？傮w心理環(huán)境兩個層次進行研究, 擴展了學校心理環(huán)境研究的角度, 并為在基礎教育質量評價中開展學校層面的心理環(huán)境評估提供了直接的實證依據(jù)。

國內外已有研究一致表明學生個體知覺到的學校心理環(huán)境和學生良好的學習動機、態(tài)度以及學業(yè)成績有密切聯(lián)系(如江光榮, 林孟平, 2005; 盧家楣等, 2014; 張光珍等, 2014; Jia et al., 2009; Thapa et al., 2013)。本研究進一步揭示出在控制學生和學?；颈尘疤卣骱? 學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)不同方面均仍具有顯著貢獻。與其對學生學業(yè)成績的作用相比, 學?？傮w心理環(huán)境和個體知覺到的心理環(huán)境均對學生學習動機和態(tài)度具有更強的作用。這和已有研究發(fā)現(xiàn)的學生知覺到的學校心理環(huán)境對學生學習動機、態(tài)度的作用大于其對學生學業(yè)成績的作用一致(Patrick et al., 2007; Griffith,1997)。從自我決定理論的角度來說(Deci & Ryan,1985), 當學生處于安全有秩序、接納支持、公平公正和受到鼓勵的環(huán)境中時, 其自主性、人際需求和能力發(fā)展能夠得到很好地滿足, 那么就會增強學生學習的信心, 形成積極的學習態(tài)度, 因此有著更為積極的學習動機和態(tài)度, 從而有著更好的學業(yè)成績。

通過系統(tǒng)分析學校總體心理環(huán)境的作用途徑,本研究第一次揭示學?？傮w心理環(huán)境既通過個體知覺到的心理環(huán)境間接影響學生的學業(yè)表現(xiàn), 同時還具有顯著的直接影響?？梢? 除了個體知覺的學校心理環(huán)境以外, 學校總體心理環(huán)境本身對學生學業(yè)表現(xiàn)也具有重要作用。值得注意的是, 學?？傮w心理環(huán)境對于學生的學習動機和態(tài)度更多的是通過個體知覺到的學校心理環(huán)境間接發(fā)生作用, 對學生學業(yè)成績的影響更多的是直接作用。對于學生的學習動機和態(tài)度, 從自我決定的角度, 我們不難理解個體知覺到的心理環(huán)境對學生學習動機和態(tài)度具有相對更強的作用, 也就是說當學生個體知覺到自己處在一個安全有序、關愛和支持的學校環(huán)境中時, 其學習態(tài)度更積極, 學習的信心也更強, 因此有著更為積極的學習動機和態(tài)度。然而, 本研究結果還顯示, 個體知覺到的心理環(huán)境只起到部分中介作用, 學?？傮w心理環(huán)境還會直接影響學生的學業(yè)表現(xiàn)。因此, 僅僅依賴自我決定理論不能很好解釋。對此, 從社會感染理論的角度, 我們可以進行一定的解釋。社會感染理論認為, 在一個群體中, 個體會相互影響對方的情緒和行為(Atkinson, 2000;Radel, Sarrazin, Legrain, & Wild, 2010)。在學校中,教師和同伴的行為、動機、態(tài)度等會形成一定的社會模式或規(guī)范(Leventhal & Brooks-Gunn, 2000), 相似的行為、動機、態(tài)度還可在學生同伴群體之間傳播(Saab & Klinger, 2010)。例如, 當學生的攻擊、欺負等問題行為出現(xiàn)在同一所學校時, 其彼此的反社會行為也往往會得到強化(LeBlanc, Swisher, Vitaro,& Tremblay, 2008)。本研究結果和已有研究的相關結果提示, 對于學校心理環(huán)境影響學生發(fā)展的機制需要從多個角度進行研究, 其中社會感染角度值得進一步深入探討。

本研究基于具有良好全國代表性的數(shù)據(jù), 通過系統(tǒng)分析學?；咎卣鞯恼{節(jié)作用揭示出學?？傮w心理環(huán)境影響學生學業(yè)表現(xiàn)的作用具有學校間的差異, 擴展了對于學校心理環(huán)境影響學生學業(yè)發(fā)展的環(huán)境條件的理解。本研究對學校不同特征調節(jié)作用的分析一致性地支持積極的學校心理環(huán)境對于存在不利因素學校中學生的學業(yè)發(fā)展具有更強的保護性作用。首先, 本研究第一次揭示了學校所在地和教師學歷的顯著調節(jié)作用。在控制了個體和學校背景變量以后, 學校總體心理環(huán)境對農(nóng)村、師資水平較低學校學生的學業(yè)成績具有相對更強的保護性作用。以往研究更多的是描述城鄉(xiāng)之間存在差距, 但很少實證地揭示城鄉(xiāng)差異的發(fā)生機制。本研究這一結果為理解城鄉(xiāng)學生學業(yè)發(fā)展差異的機制提供了新的證據(jù), 并提示改善學校總體心理環(huán)境特征是縮小城鄉(xiāng)差距的有效途徑。地處農(nóng)村的學校往往存在師資隊伍薄弱、教師教授知識的水平有限等問題;若能營造積極的學校心理環(huán)境, 則有助于推動學生克服客觀條件不足的困難, 更主動、投入地學習, 因而在一定程度上有助于彌補硬件設施簡陋、教師學歷低帶來的不利影響。這一研究結果也為理解當前我國基礎教育中涌現(xiàn)出的一些薄弱學校改進范例提供了科學證據(jù)。在學校存在地域、教師知識水平和教學水平限制的情況下, 安全有序、接納支持、公平、公正, 并鼓勵學生自主與合作探索的學校心理環(huán)境對學生學業(yè)成績的幫助就顯得尤為重要。第二, 本研究第一次揭示出在控制了個體家庭社會經(jīng)濟地位和學校所在地、師資等背景變量以后, 學?？傮w心理環(huán)境對平均家長文化水平較低學校學生的學業(yè)成績具有更強的保護性作用, 而對平均家庭年收入較低學校學生的學習動機和態(tài)度具有更強的保護性作用。由于在模型中控制了學生個體水平的家庭背景特征, 因此學校SES的調節(jié)作用實際上反映的是學生同伴群體的影響, 顯示出同伴群體的重要性。這為Coleman等(1966)報告的同伴對學生學業(yè)發(fā)展具有重要影響提供了一個內部機制解釋。低SES學校學生往往從家庭獲得的發(fā)展支持和資源少, 學生群體的發(fā)展處于相對較低的水平, 同伴給予學生學業(yè)支持的促進作用就會很有限。在這種情況下, 學校心理環(huán)境的積極特征對學生學業(yè)表現(xiàn)的促進就尤其重要。這和已有研究獲得的學校學生貧困程度對學校關愛、安全、自主性特征和學生學習態(tài)度關系的調節(jié)作用一致(Battistich et al., 1995), 提示積極的學校心理環(huán)境特點對低SES學校學生學業(yè)能力的發(fā)展具有特別重要的意義。第三, 當學?？傮w心理環(huán)境和學校所在地、教師學歷、學校 SES的交互作用同時進入模型以后,僅學校平均家庭年收入顯著調節(jié)學?？傮w心理環(huán)境與學生學習動機和態(tài)度間的關系, 僅教師學歷顯著調節(jié)學校總體心理環(huán)境和學生學業(yè)成績間的關系。根據(jù)家庭壓力模型(Conger & Conger, 2002), 家庭經(jīng)濟上的貧困與父母的消極情緒和不良行為密切相關, 從而進一步影響父母對子女的教育方式,最終不利于兒童情緒態(tài)度的發(fā)展。也就是說, 處于貧困家庭的學生容易受到父母消極情緒、行為的影響, 對他們而言, 積極的學校心理環(huán)境對其動機和態(tài)度的保護性作用就尤為重要。本研究同時也提示,學?？傮w心理環(huán)境對于農(nóng)村學校學生學業(yè)成績的保護性作用實質上體現(xiàn)的是對師資水平較低學校學生的保護性作用, 也就是說, 師資水平相對薄弱學校教師教授知識的水平有限, 但積極的學校心理環(huán)境有助于推動學生更主動地自我探索, 因而在一定程度上可彌補教師學歷低帶來的不利影響。

本研究存在的局限和未來研究方向主要有三個方面。第一, 研究數(shù)據(jù)雖具有良好全國代表性,但僅為一次橫斷相關數(shù)據(jù)。因此, 有關研究結論還需要借助于追蹤或實驗研究予以進一步檢驗。第二,本研究使用的學生家庭和學校背景變量可能存在一定共變性?；诖? 我們在數(shù)據(jù)分析中將個體層父母受教育水平、家庭年收入以及學校平均家長文化水平、學校平均家庭年收入這些變量進行了控制,研究結果均是在控制了這些背景變量的基礎上得出的, 因此本研究主要考慮的是統(tǒng)計控制相關背景變量之后學校心理環(huán)境與學生學業(yè)表現(xiàn)的關系。在后續(xù)研究中進一步深入考慮不同變量內部的關系及其影響將有助于深入理解相關問題。第三, 本研究為在學校層面開展心理環(huán)境評估、將學校心理環(huán)境作為基礎教育質量監(jiān)測新角度提供了直接實證依據(jù), 未來應重視借助干預的手段, 深入研究評估和改進學校心理環(huán)境對于促進改善學校教育質量的作用和途徑。

5 結論

(1)小學 4～6年級學生學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績分別有10.0%和33.3%的變異來自學生個體以外的學校因素, 因此應重視學業(yè)表現(xiàn)發(fā)展的多水平分析。

(2)學?？傮w心理環(huán)境對小學 4～6 年級學生學習動機和態(tài)度及學業(yè)成績具有獨立、直接的作用。在控制學生年級、性別、家庭背景和學校所在地、師資、學校學生總體家庭社會經(jīng)濟地位以及學生自身對學校心理環(huán)境的感知后, 學?？傮w心理環(huán)境對小學 4～6 年級學生學業(yè)表現(xiàn)的不同方面均仍具有顯著的獨特作用。對于學生的學習動機和態(tài)度, 學?？傮w心理環(huán)境的間接作用相對更大; 而對于學生的學業(yè)成績, 學?？傮w心理環(huán)境的直接作用相對更大。

(3)學?？傮w心理環(huán)境對學生學業(yè)表現(xiàn)的影響作用強度受到學校所在地、師資水平、學校學生總體家庭社會經(jīng)濟地位的顯著調節(jié)。學校總體心理環(huán)境對處于師資水平低、平均家庭年收入較低學校中學生的學習動機和態(tài)度具有相對更強的保護作用;對處于農(nóng)村、師資水平低、平均家長文化水平較低學校中學生的學業(yè)成績具有相對更強的保護作用。

致謝：中國兒童青少年心理發(fā)育特征數(shù)據(jù)庫得到了國家科技部重點基礎專項和認知神經(jīng)科學與學習國家重點實驗室自主課題的資助。全國 52所高校300多位專家和 1600多名研究生參與了數(shù)據(jù)庫的建立(http://www.cddata-china.org)。全國100個區(qū)縣600多所學校近10萬學生及其家長、教師、校長積極參與了研究。

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