劉沙

〔摘要〕本研究采用問(wèn)卷法測(cè)查了山西省陽(yáng)泉市某所小學(xué)共544名小學(xué)兒童，旨在探討學(xué)生知覺(jué)教師期望、同伴接納對(duì)小學(xué)兒童人格的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)，消極反饋維度對(duì)小學(xué)兒童人格外傾性與親社會(huì)性維度具有預(yù)測(cè)作用；（2）學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)，消極反饋維度通過(guò)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(huì)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(jué)教師期望；同伴接納；人格

〔中圖分類號(hào)〕 G44 〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A 〔文章編號(hào)〕1671-2684（2017）26-0004-05

一、引言

人格作為個(gè)體心理的核心成分，多年來(lái)，已成為心理學(xué)研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn)。它是個(gè)體在生物基礎(chǔ)上受社會(huì)生活條件制約而形成的獨(dú)特而穩(wěn)定的具有調(diào)控能力的、具有傾向性和動(dòng)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(gè)體的生活、學(xué)習(xí)與健康狀況。相關(guān)研究表明，人格會(huì)對(duì)個(gè)體的學(xué)業(yè)成績(jī)[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(jī)制，對(duì)于完善兒童人格理論，促進(jìn)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(jué)教師期望是指學(xué)生與教師交往過(guò)程中所知覺(jué)到的教師期望[5]。早在1989年，Weinstein[6]在對(duì)學(xué)生知覺(jué)教師期望的研究中就已指出，兒童是可以知覺(jué)教師期望行為的，并能進(jìn)行描述。學(xué)生知覺(jué)教師期望會(huì)對(duì)個(gè)體的學(xué)業(yè)成績(jī)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(duì)自己較高的期望時(shí)，個(gè)體就會(huì)伴隨著較高的自我效能感，從而對(duì)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(jué)教師期望與小學(xué)兒童人格顯著相關(guān)，對(duì)其人格的發(fā)展具有預(yù)測(cè)作用[8]，但是前人并未對(duì)學(xué)生知覺(jué)教師期望對(duì)人格的影響進(jìn)行深層次的探討，因此，本研究將在前人研究基礎(chǔ)上，對(duì)學(xué)生知覺(jué)教師期望與人格的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的探討。

相關(guān)研究表明，學(xué)生知覺(jué)教師期望對(duì)人格具有預(yù)測(cè)作用的同時(shí)。也有研究表明，學(xué)生知覺(jué)教師期望與小學(xué)兒童的同伴接納水平顯著相關(guān)，對(duì)其具有較強(qiáng)的預(yù)測(cè)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(jìn)入小學(xué)，同伴交往頻繁成為同伴關(guān)系的一個(gè)最重要的特點(diǎn)，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(huì)支持的壓力緩沖理論認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體能夠獲得社會(huì)給予的支持時(shí)，個(gè)體就會(huì)產(chǎn)生壓力緩解的體驗(yàn)，從而更好地適應(yīng)社會(huì)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(duì)來(lái)自家長(zhǎng)、老師的壓力時(shí)，得到來(lái)自同伴的安慰與支持，緩解其壓力體驗(yàn)，從而降低了兒童產(chǎn)生內(nèi)化和外化問(wèn)題的可能性，這對(duì)促進(jìn)兒童個(gè)體人格健康發(fā)展無(wú)疑是有利的。

綜上所述，本研究構(gòu)建出一個(gè)中介作用模型，具體如圖1所示。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對(duì)象

本研究在山西省陽(yáng)泉市某所小學(xué)中，隨機(jī)選取一批小學(xué)生，請(qǐng)其填寫(xiě)學(xué)生知覺(jué)教師期望問(wèn)卷與同伴接納問(wèn)卷，請(qǐng)小學(xué)生所在班級(jí)的班主任教師填寫(xiě)小學(xué)生人格發(fā)展教師評(píng)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(duì)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(gè)年級(jí)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(jué)教師期望評(píng)定問(wèn)卷

采用楊麗珠和張華[14]編制的學(xué)生知覺(jué)教師期望評(píng)定問(wèn)卷，共23個(gè)題目，采用Likert5級(jí)計(jì)分，因素分析后確定問(wèn)卷的5個(gè)維度分別為師生互動(dòng)、態(tài)度知覺(jué)、消極反饋、關(guān)心支持和機(jī)會(huì)知覺(jué)。其中消極反饋維度為反向計(jì)分。各維度得分越高，知覺(jué)的教師期望越高。問(wèn)卷的驗(yàn)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(wèn)卷的一致性信度為0.89，再測(cè)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(wèn)卷

采用同伴提名法，讓小學(xué)生在自己班級(jí)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(gè)。經(jīng)累加得到小學(xué)生被同伴正負(fù)提名的次數(shù)，在班級(jí)內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)化，正負(fù)提名分?jǐn)?shù)相減，計(jì)算出社會(huì)喜好分?jǐn)?shù)。社會(huì)喜好分?jǐn)?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(píng)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(píng)定量表共62個(gè)題目，采用Likert5級(jí)計(jì)分，因素分析后確定量表的5個(gè)維度分別為智能特征、認(rèn)真自控、外傾性、親社會(huì)性、情緒穩(wěn)定性。該量表五個(gè)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(yàn)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(wèn)卷的一致性信度為0.97，再測(cè)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(guò)程

在征得小學(xué)兒童父母與教師知情同意之后，對(duì)小學(xué)兒童發(fā)放學(xué)生知覺(jué)教師期望問(wèn)卷與同伴接納問(wèn)卷，向其所在班級(jí)的班主任發(fā)放小學(xué)生人格發(fā)展教師評(píng)定量表，統(tǒng)一收回問(wèn)卷。每班均有兩名主試，主試為經(jīng)過(guò)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(jìn)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(jì)控制中，采用哈曼單因素檢驗(yàn)方法，這是共同方法偏差檢驗(yàn)中的常用方法[17]。該方法認(rèn)為，如果對(duì)量表的所有項(xiàng)目得分進(jìn)行因素分析，結(jié)果只是提取出一個(gè)因子，或者一個(gè)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(gè)因子，且第一個(gè)因子解釋的變異量沒(méi)有超過(guò)40%，則表明共同方法偏差問(wèn)題并不嚴(yán)重[18]。在本研究中，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)特征值大于1 的公因子有3個(gè)，如表 1所示。

分析結(jié)果表明，在上述的 3個(gè)公因子中，第一個(gè)因子只解釋了方差的32.00%，由此可見(jiàn)，并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)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(jué)教師期望師生互動(dòng)維度與人格認(rèn)真自控、外傾性、親社會(huì)性等維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺(jué)教師期望態(tài)度知覺(jué)維度與同伴接納、人格各維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺(jué)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(jué)教師期望關(guān)心支持維度與人格外傾性、親社會(huì)性等維度均呈顯著相關(guān)；學(xué)生知覺(jué)教師期望機(jī)會(huì)知覺(jué)維度與同伴接納、人格智能特征、外傾性、親社會(huì)性等維度均呈顯著相關(guān)；同伴接納與人格智能特征，認(rèn)真自控，外傾性，親社會(huì)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(dòng)為自變量預(yù)測(cè)人格外傾性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

從表3可以看出：學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)對(duì)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(jué)教師期望師生互動(dòng)維度對(duì)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(duì)人格外傾性維度回歸效應(yīng)顯著（β=0.07，t=4.96***），說(shuō)明中介效應(yīng)顯著，此時(shí)，學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)維度對(duì)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(shuō)明同伴接納在學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)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(cè)人格親社會(huì)性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

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

四、討論

（一）學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)、消極反饋維度對(duì)人格外傾性與親社會(huì)性的預(yù)測(cè)作用

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)維度對(duì)人格外傾性具有正向預(yù)測(cè)作用，學(xué)生知覺(jué)教師期望消極反饋維度對(duì)人格親社會(huì)性具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

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

兒童進(jìn)入小學(xué)之后，與父母的相處時(shí)間在逐漸縮短，而與教師、同伴交往的時(shí)間則大大加長(zhǎng)。同時(shí)，小學(xué)兒童還處于自我意識(shí)與獨(dú)立意識(shí)發(fā)展的階段，因此來(lái)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(dòng)，是指小學(xué)兒童與教師之間言語(yǔ)或非言語(yǔ)的交流，這種交流的頻率、方式會(huì)被學(xué)生感知到，之后對(duì)教師給予的期望做出判斷。相關(guān)研究表明，學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)維度會(huì)影響其人格外傾性的發(fā)展。這是因?yàn)?，?dāng)教師與學(xué)生互動(dòng)較多時(shí)，學(xué)生能夠感知到來(lái)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(lè)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(duì)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(duì)學(xué)生的關(guān)注較少，更多的是給予批評(píng)、懲罰等負(fù)面反饋。這種消極反饋會(huì)被學(xué)生感知，他們認(rèn)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(huì)性大大下降，這對(duì)小學(xué)兒童人格的健全發(fā)展則會(huì)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(huì)根據(jù)學(xué)生的一些基本信息，形成對(duì)學(xué)生的不同認(rèn)知和期望，進(jìn)而影響教師對(duì)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(píng)價(jià)，從而對(duì)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(jué)教師期望師生互動(dòng)、消極反饋維度會(huì)通過(guò)影響同伴接納，間接影響小學(xué)兒童外傾性與親社會(huì)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(jìn)行討論。

一方面，中介作用的前半路徑，即學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)、消極反饋維度會(huì)影響小學(xué)兒童的同伴接納水平。教師與同伴是個(gè)體社會(huì)化關(guān)系中較為重要的兩個(gè)對(duì)象。在學(xué)校，當(dāng)教師與學(xué)生互動(dòng)頻繁，批評(píng)懲罰較少，多給予積極反饋，對(duì)小學(xué)兒童產(chǎn)生高期望值時(shí)，教師就會(huì)表現(xiàn)得更和藹，并且總是有意無(wú)意地在班級(jí)中對(duì)這些小學(xué)兒童進(jìn)行表?yè)P(yáng)，而小學(xué)生感知到教師對(duì)自己的期望時(shí)，也會(huì)更加努力學(xué)習(xí)，團(tuán)結(jié)同學(xué)，爭(zhēng)取不辜負(fù)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(huì)影響小學(xué)兒童人格外傾性和親社會(huì)性的發(fā)展。社會(huì)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(rèn)為個(gè)體若能與周圍的人保持良好的親密關(guān)系，就會(huì)感覺(jué)周圍的人友好親切、值得信賴，會(huì)愿意向他們傾訴、尋求支持與幫助。這種良好的社會(huì)聯(lián)結(jié)會(huì)促使個(gè)體健康發(fā)展，減少問(wèn)題行為的發(fā)生；而不良的社會(huì)聯(lián)結(jié)則會(huì)影響人際交往，從而導(dǎo)致問(wèn)題行為的發(fā)生[24]。這一結(jié)論也符合社會(huì)支持的壓力緩沖理論的觀點(diǎn)。因?yàn)橥榻蛹{水平高，能夠幫助小學(xué)兒童緩解其受到的來(lái)自父母、老師、學(xué)習(xí)的壓力體驗(yàn)，大大地降低了兒童產(chǎn)生內(nèi)化問(wèn)題和外化問(wèn)題的可能性，可以促進(jìn)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(jué)教師期望影響小學(xué)生人格發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制，對(duì)減少小學(xué)生行為問(wèn)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(wú)法做到探討同一批被試在不同時(shí)間段中，學(xué)生知覺(jué)教師期望對(duì)其人格發(fā)展的影響。因此，在將來(lái)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(yáng)泉市某所小學(xué)學(xué)校，樣本來(lái)源比較單一，可以擴(kuò)充樣本，進(jìn)行進(jìn)一步的探討不同地域間，學(xué)生知覺(jué)教師期望對(duì)小學(xué)生人格的影響異同，增強(qiáng)研究的說(shuō)服力。

再次，人格的影響因素比較多，影響機(jī)制也比較復(fù)雜。本研究只是選取了兩個(gè)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(jī)制，從而為小學(xué)生形成健康人格提出具有針對(duì)性的預(yù)防和干預(yù)措施。

六、結(jié)論

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

（1）學(xué)生知覺(jué)教師期望師生互動(dòng)，消極反饋維度對(duì)人格外傾性與親社會(huì)性維度具有預(yù)測(cè)作用。

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

（3）在學(xué)生知覺(jué)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。

參考文獻(xiàn)

[1]楊麗珠.幼兒個(gè)性發(fā)展與教育[M]. 北京：世界圖書(shū)出版公司，1993.

[2]Greiff S，Muller J C. On the relation of complex problem solving，personality，fluid intelligence，and academic achievement[J]. Learning and Individual Differences，2014，36：1-12.

[3]雷靂，楊洋，柳銘心. 青少年神經(jīng)質(zhì)人格，互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)偏好與網(wǎng)絡(luò)成癮的關(guān)系[J]. 心理學(xué)報(bào)，2006，38（3）：375-381.

[4]楊麗珠.兒童青少年人格發(fā)展與教育[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2014.

[5]滿晶，沈悅，楊麗珠.幼兒知覺(jué)到的教師期望結(jié)構(gòu)及其發(fā)展特點(diǎn)[J].遼寧師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）2013，36（6）：823-829.

[6]Weinstein R S. Perceptions of classroom processes and student motivation： Childrens views of self-fulfill-ing prophecies[J]. Goals and Cognitions，1989，3：187–211.

[7]Tyler K M，Boelter C M. Linking Black Middle School StudentsPerceptions of Teachers Expectations to Academic Engagement and Efficacy[J]. Negro Education Review，2008，59：27-44.

[8]張華.教師期望對(duì)小學(xué)生人格的影響研究[D].遼寧師范大學(xué)碩士畢業(yè)論文，2010.

[9]張華，楊麗珠.小學(xué)教師期望對(duì)學(xué)生人格的影響：學(xué)生知覺(jué)的中介作用[J].心理與行為研究，2012，10（6）：161-166.

[10]楊麗珠，徐敏，馬世超.小學(xué)生同伴接納對(duì)其人格發(fā)展的影響：友誼質(zhì)量的多層中介效應(yīng)[J].心理科學(xué)，2012，35（1）：93–99.

[11]Asher S R，Parker J G，Walker D L. Distinguishing friendship from acceptance：Implications for intervention and assessment[A]. In W. M. Bukowski，A. F. Newcom，& W. W. Hartup（ Eds. ）[C].The company they keep： Friendship in childhood and adole-scence（pp：367–370）. New York：Cambridge University Press，1996.

[12]桑標(biāo).當(dāng)代兒童發(fā)展心理學(xué)[M].上海：上海教育出版社，2005.

[13]Cohen S，Wills T. A. Stress，social support，and the buffering hypothesis[J]. Psychological Bulletin，1985，98（2）：310–357.

[14]楊麗珠，張華.小學(xué)教師期望對(duì)人格的影響：學(xué)生知覺(jué)的中介作用[J].心理與行為研究，2012，10（3），161-166.

[15]楊麗珠，王江洋.兒童4歲時(shí)自我延遲滿足能力對(duì)其9歲學(xué)校社會(huì)交往能力預(yù)測(cè)的追蹤[J].心理學(xué)報(bào)，2007，39（4）：668-678.

[16]楊麗珠，張金榮，劉紅云，孫巖. 3-6歲兒童人格發(fā)展的群組序列追蹤研究[J]. 心理科學(xué)，2015，3.

[17]Aulakh P S，Gencturk E F. International principal-agent relationships-control，governance and performance[J]. Industrial Marketing Management.2000，29，521-538.

[18]Ashford S J，Tsui A S. Self-regulation for managerial effectiveness：The role of active feedback seeking[J]. Academy of Management Journal. 1991，34（2），251-280.

[19]Shiner R L，DeYoung C G. The structure of tempera-ment and personality traits： A developmental perspective[J]. The Oxford Handbook of Development Psychology，2013，2：113.

[20]楊麗珠，劉文.畢生發(fā)展心理學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2006.

[21]Marshall H H，Weinstein R S. Culture and achievement motivation： A second look [A].In N.Warren（Ed.），Studies in cross-cultual psychology（Vol.3，pp.221-267）[C].New York：Academic Press，1984.

[22]張日昇，王琨.國(guó)外關(guān)于教師期望與差別行為的研究[J].河北大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2003，28（2）：12-13.

[23]張曉，陳會(huì)昌.兒童早期師生關(guān)系的研究概述[J].心理發(fā)展與教育，2006（2）：120–124.

[24]Hirschi T. Causes of delinquency[M]. University of California Press，2002.

（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(yáng) 終校/于 洪endprint