丁玉婷 張 暢 李冉冉 丁文宇 朱 靜 劉 偉 陳 寧

積極共同經(jīng)歷促進(jìn)師生關(guān)系的機(jī)制：情感聯(lián)結(jié)的中介作用*

丁玉婷1,2張 暢1李冉冉1丁文宇1朱 靜1劉 偉1陳 寧1

(1上海師范大學(xué)心理學(xué)系, 上海 200234) (2中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué)國(guó)際金融研究院, 合肥 230026)

基于問(wèn)卷調(diào)查、現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)和實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn), 考察積極共同經(jīng)歷對(duì)青少年師生關(guān)系的影響及其機(jī)制。結(jié)果表明：(1)積極共同經(jīng)歷正向影響師生關(guān)系, 且不同類(lèi)型經(jīng)歷(回憶、想象、樣例)均凸顯促進(jìn)作用; (2)積極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系中存在穩(wěn)定的中介作用。本研究初步提出“共同經(jīng)歷關(guān)系效應(yīng)模型”, 推進(jìn)了師生關(guān)系影響機(jī)制的研究, 具有良好的生態(tài)學(xué)效度和實(shí)際的教育價(jià)值。

師生關(guān)系, 積極共同經(jīng)歷, 經(jīng)歷類(lèi)型, 情感聯(lián)結(jié)

1 問(wèn)題提出

師生關(guān)系影響學(xué)生的課堂參與、學(xué)業(yè)成績(jī)和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)(Pianta et al., 2012), 高質(zhì)量的師生關(guān)系亦與師生心理健康水平密切相關(guān)(Veldman et al., 2013)。作為青少年在發(fā)展自我同一性時(shí)期的重要依戀關(guān)系, 師生關(guān)系對(duì)青少年成長(zhǎng)發(fā)展具有尤為重要的特殊意義(Verschueren & Koomen, 2012)。

揭示師生關(guān)系的影響機(jī)制是發(fā)揮師生關(guān)系的教學(xué)和育人價(jià)值的前提。近年來(lái), 研究者們主要從學(xué)生或教師的個(gè)人特征和行為(Sewell et al., 2013)、客觀外部環(huán)境(Liang et al., 2020)等角度探究了師生關(guān)系的影響因素, 而對(duì)師生之間的共同經(jīng)歷這一直接體現(xiàn)關(guān)系屬性的影響因素及其作用探討不足。共同經(jīng)歷(co-experience)在日常生活中常見(jiàn)又至關(guān)重要(Haj-Mohamadi et al., 2018)。研究表明, 師生關(guān)系來(lái)源于教師和學(xué)生的教學(xué)互動(dòng)和共同參與的校園活動(dòng)(Krane et al., 2017), 師生之間的這些積極共同經(jīng)歷在教育實(shí)踐中普遍存在且具普遍性?xún)r(jià)值。而從關(guān)系的內(nèi)涵看, 積極共同經(jīng)歷在影響師生關(guān)系的因素中可能更具有基礎(chǔ)性作用。關(guān)系通常被定義為個(gè)體之間的持久聯(lián)系, 體現(xiàn)為不同背景和活動(dòng)之間的連續(xù)性程度、共同的歷史和相互依賴(lài)(Collins & Repinski, 1994)。積極共同經(jīng)歷會(huì)促使“我”轉(zhuǎn)變成心理層面上的“我們”, 從而表現(xiàn)出更大的信任和互動(dòng)意愿(Hopkins et al., 2016)。從這個(gè)意義上看, 共同經(jīng)歷不僅是關(guān)系的體現(xiàn), 更是關(guān)系發(fā)展的基礎(chǔ)。以往研究已發(fā)現(xiàn)積極共同經(jīng)歷對(duì)同伴等人際關(guān)系發(fā)展的作用(Moon & Ke, 2020), 但在師生關(guān)系領(lǐng)域的研究尚不多見(jiàn), 對(duì)其作用機(jī)制的探討更是鮮見(jiàn)。

1.1 積極共同經(jīng)歷及其關(guān)系效應(yīng)

共同經(jīng)歷指兩個(gè)或兩個(gè)以上的個(gè)體參與到同一活動(dòng)中(苗曉燕等, 2021)。從經(jīng)歷的屬性來(lái)看, 包括即時(shí)報(bào)告或回憶的真實(shí)經(jīng)歷(Barber, 2014)、想象的虛擬經(jīng)歷(Stathi et al., 2011)、觀察樣例時(shí)的替代經(jīng)歷(Denisenkova & Nisskaya, 2016)等多種類(lèi)型; 根據(jù)事件效價(jià), 可分為積極和消極共同經(jīng)歷(Berman et al., 2002), 其中積極共同經(jīng)歷得到更多關(guān)注, 其作用體現(xiàn)于關(guān)系建立、維持和恢復(fù)(establish-maintain-restore, EMR)各階段(Cook et al., 2018)。

首先, 積極共同經(jīng)歷是人際關(guān)系建立的基礎(chǔ)。Wolf等人(2015)對(duì)尚未建立關(guān)系的成對(duì)陌生被試研究發(fā)現(xiàn), 即使只是雙方一起盯著屏幕而無(wú)其他互動(dòng)的情況下, 參與者也報(bào)告“自己體驗(yàn)到與對(duì)方有著較為積極的關(guān)系”。其次, 積極共同經(jīng)歷強(qiáng)化關(guān)系的維持。以往研究發(fā)現(xiàn), 人們?cè)谝黄鹇糜魏? 人際關(guān)系質(zhì)量會(huì)得到提升(de Bloom et al., 2016)。Fredrickson (2016)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn), 即使是低頻次的共同經(jīng)歷積極情緒事件也被認(rèn)為是提升關(guān)系質(zhì)量的有效方法。最后, 當(dāng)發(fā)生人際矛盾時(shí), 積極接觸等共同經(jīng)歷有助于關(guān)系恢復(fù)。Webb等人(2017)的研究表明, 沖突雙方一起散步的同步性動(dòng)作有助于沖突者發(fā)掘更多的潛在解決方案?？梢?jiàn), 積極共同經(jīng)歷在關(guān)系發(fā)展的各個(gè)階段都體現(xiàn)出促進(jìn)作用。

根據(jù)發(fā)展資源模型, 關(guān)系是青少年的重要外部資源(Benson, 2003)。青少年與親人、同伴等的積極共同經(jīng)歷有助于良好關(guān)系圖式的建立(Wang et al., 2013), 師生關(guān)系質(zhì)量的提升更是離不開(kāi)積極共同經(jīng)歷的支持(Krane et al., 2017), 國(guó)外有關(guān)師生間積極共同經(jīng)歷的研究提供了這方面的證據(jù)。在一項(xiàng)師生分享彼此相似點(diǎn)的反饋實(shí)驗(yàn)中, 當(dāng)教師感知到學(xué)生和自己有多個(gè)相似點(diǎn)時(shí), 傾向于報(bào)告與該學(xué)生有更好的師生關(guān)系(Gehlbach et al., 2016)。嗣后, Aasheim等人(2018)對(duì)全校師生關(guān)系進(jìn)行了“教師課堂管理項(xiàng)目(IY-TCM)”項(xiàng)目干預(yù), 項(xiàng)目結(jié)束后再次調(diào)查師生關(guān)系, 發(fā)現(xiàn)共同參與該項(xiàng)目對(duì)師生親密度和沖突的變化有適度的正向影響。而新近的研究還發(fā)現(xiàn), 不僅限于傳統(tǒng)的面對(duì)面經(jīng)歷, 師生在社交網(wǎng)絡(luò)上的積極互動(dòng)經(jīng)歷同樣能促進(jìn)關(guān)系發(fā)展(Kasperski & Blau, 2020)。綜上, 有理由推測(cè)積極共同經(jīng)歷對(duì)我國(guó)青少年師生關(guān)系同樣具有積極影響。更進(jìn)一步, 根據(jù)社會(huì)信息泛化效應(yīng)(Generalization Effect of Social Information) (Kocsor & Bereczkei, 2017), 個(gè)體與參與者的經(jīng)歷影響對(duì)其所屬特定社會(huì)群體的期望和印象, 使得對(duì)群體內(nèi)特定個(gè)體的認(rèn)知被泛化為對(duì)群體的整體認(rèn)知。神經(jīng)科學(xué)也提供了證據(jù)(Moseley & Vlaeyen, 2015), 大腦對(duì)與具體個(gè)體關(guān)系的編碼精確性決定泛化的程度。因此, 我們推測(cè)積極共同經(jīng)歷可能不僅對(duì)經(jīng)歷中的學(xué)生和具體教師之間的關(guān)系產(chǎn)生影響, 甚至可以泛化到群體教師, 從而發(fā)揮“愛(ài)屋及烏”的遷移效應(yīng)。

1.2 積極共同經(jīng)歷促進(jìn)關(guān)系發(fā)展的機(jī)制

積極共同經(jīng)歷何以促進(jìn)關(guān)系發(fā)展呢？作為情感紐帶的人際關(guān)系以情感的相互付出為基礎(chǔ)(邊燕杰, 繆曉雷, 2020), 它不僅僅取決于雙方之間的互動(dòng)質(zhì)量, 也由個(gè)人對(duì)他人的內(nèi)心感知和感受所決定, 如歸屬感、信任感和情感聯(lián)結(jié)(Sabol & Pianta, 2012), 這些因素在人際關(guān)系發(fā)展中的內(nèi)在作用日益引起廣泛關(guān)注(Slanbekova et al., 2019; Wood & Kinnunen, 2020)。其中, 情感聯(lián)結(jié)可能是積極共同經(jīng)歷促進(jìn)人際關(guān)系的核心機(jī)制之一。

情感聯(lián)結(jié)是指?jìng)€(gè)體雙向建立情感性人際關(guān)系過(guò)程中感知到的情感聯(lián)結(jié)強(qiáng)度(Toyoda, 2000), 其中積極情感聯(lián)結(jié)體現(xiàn)為期待、希望、幸福、驕傲等情感體驗(yàn)(Wood & Kenyon, 2018), 這些情感為堅(jiān)固的關(guān)系質(zhì)量提供了基礎(chǔ)(Wood & Kinnunen, 2020)。一方面, 人們一起參與活動(dòng)或協(xié)作完成任務(wù)等共同經(jīng)歷(Haj-Mohamadi et al., 2018; 苗曉燕等, 2021), 是形成情感性關(guān)系、建立情感聯(lián)結(jié)的基礎(chǔ)。研究表明, 相較于分享消極經(jīng)歷, 當(dāng)參與者們互相分享自己的積極經(jīng)歷時(shí), 傾聽(tīng)者們對(duì)彼此的積極情感會(huì)增加(Warchol, 2015); 相較于單獨(dú)觀看, 個(gè)體與朋友共同觀看愉快的照片時(shí)雙方體驗(yàn)到更深程度的積極情感聯(lián)結(jié)(Shteynberg et al., 2014)。根據(jù)群體共享情緒理論(Effect of Group-Shared Emotion Theory), 共同經(jīng)歷中產(chǎn)生的情感較單獨(dú)經(jīng)歷更為豐富(汪祚軍等, 2017), 人們?cè)诜e極共同經(jīng)歷中會(huì)對(duì)所處情境和情緒事件進(jìn)行評(píng)估, 當(dāng)個(gè)體情緒得到他人情緒證實(shí)時(shí)則會(huì)產(chǎn)生積極情緒放大效應(yīng)。另一方面, 積極情感聯(lián)結(jié)的建立又是進(jìn)一步促進(jìn)人際關(guān)系的基礎(chǔ)條件(Fredrickson, 2016)。根據(jù)依戀理論(Attachment Theory), 人們?cè)谇楦袪顟B(tài)上的趨同傾向是人際協(xié)調(diào)的一種原始形式, 這種形式產(chǎn)生了依戀關(guān)系(Keltner & Haidt, 1999)。通過(guò)共同經(jīng)歷產(chǎn)生的積極情感聯(lián)結(jié)使得雙方形成依戀, 進(jìn)而促進(jìn)人際關(guān)系發(fā)展(Noller & Feeney, 2000)。共同經(jīng)歷中積極情感聯(lián)結(jié)的累積, 也促進(jìn)了連接感、安全感、支持感等人際關(guān)系質(zhì)量相關(guān)的感知資源(Fredrickson, 2016), 從而發(fā)揮關(guān)系促進(jìn)作用。

教育是一種情感實(shí)踐的過(guò)程(Hargreaves, 2000)。在學(xué)校教育過(guò)程中, 師生日常的交流互動(dòng)、活動(dòng)參與等積極共同經(jīng)歷, 不但喚起教師和學(xué)生各自的情感體驗(yàn), 而且建立起的情感聯(lián)結(jié)成為師生依戀關(guān)系的核心(Cross & Hong, 2012)。研究表明, 師生情感聯(lián)結(jié)是雙向構(gòu)建的結(jié)果, 它是師生心理及行為相互作用并形成情感關(guān)系的過(guò)程(Frenzel et al., 2018)。一經(jīng)形成的情感聯(lián)結(jié)又在未來(lái)的共同經(jīng)歷中觸發(fā)雙方的認(rèn)知和情感狀態(tài)(Koenen, Vervoort et al., 2019), 從而產(chǎn)生關(guān)系發(fā)展的累積效應(yīng)。這種效應(yīng)可能還與性別、學(xué)生干部身份等影響師生情感實(shí)踐的變量有關(guān), 如以往研究發(fā)現(xiàn), 女生較男生與其授課教師的師生關(guān)系更加和諧(Kurdi et al., 2018), 而學(xué)生干部與教師的互動(dòng)頻率更高(Huang et al., 2021)。總之, 積極共同經(jīng)歷本質(zhì)上是積極情感聯(lián)結(jié)的過(guò)程, 而后者又是未來(lái)共同經(jīng)歷的情感基礎(chǔ), 由此不難推測(cè)情感聯(lián)結(jié)是積極共同經(jīng)歷促進(jìn)師生關(guān)系的重要機(jī)制。

如前文所述, 共同經(jīng)歷有不同類(lèi)型。研究表明, 回憶與他人真實(shí)的積極共同經(jīng)歷有助于促進(jìn)個(gè)體保持與共同經(jīng)歷者的積極情感(Brown et al., 2021; Puente & Cavazos, 2016)。想象的積極共同經(jīng)歷雖然是一種虛擬經(jīng)歷(Stathi et al., 2011), 但同樣能誘發(fā)類(lèi)似真實(shí)體驗(yàn)的情感, 使得情緒和行為反應(yīng)的表達(dá)得以增強(qiáng)(Garcia et al., 2002), 從而促進(jìn)關(guān)系的發(fā)展。關(guān)系是一個(gè)學(xué)習(xí)的過(guò)程(Yeadon-Lee, 2013), 根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論(Social Learning Theory), 樣例或榜樣能促進(jìn)社會(huì)性發(fā)展(Bandura, 1978)。在學(xué)校生活中, 青少年從他人經(jīng)歷(樣例觀察)那里也可能得到替代性強(qiáng)化和反饋, 進(jìn)而增強(qiáng)自己與老師的情感聯(lián)結(jié)并促進(jìn)師生關(guān)系?？傊? 我們推斷, 無(wú)論是回憶、想象, 抑或是觀察樣例的積極共同經(jīng)歷, 都因積極情感聯(lián)結(jié)的作用而具有師生關(guān)系促進(jìn)效應(yīng)。

1.3 研究構(gòu)想

基于上述文獻(xiàn)回溯與理論推導(dǎo), 本研究從教育導(dǎo)向的積極視角出發(fā), 探究積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的影響, 并提出兩個(gè)核心假設(shè)：不同類(lèi)型的積極共同經(jīng)歷均能正向預(yù)測(cè)師生關(guān)系(假設(shè)1); 情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷與師生關(guān)系間具有中介作用(假設(shè)2)。研究以青少年學(xué)生為被試, 通過(guò)3個(gè)研究檢驗(yàn)假設(shè)：研究1通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查從宏觀層面予以考察; 研究2和研究3分別基于現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)和實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn), 借鑒前人對(duì)人際關(guān)系的測(cè)量方法(Koenen, Bosmans et al., 2019)、以狀態(tài)性師生關(guān)系為因變量測(cè)量指標(biāo), 從微觀層面進(jìn)一步探究積極共同經(jīng)歷及不同類(lèi)型經(jīng)歷對(duì)狀態(tài)性師生關(guān)系的影響, 并揭示情感聯(lián)結(jié)的中介作用。

2 研究1：積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系的調(diào)查研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究對(duì)象

通過(guò)整群抽樣, 對(duì)安徽省兩所中學(xué)30個(gè)班級(jí)1420名被試進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查, 獲得有效被試1273人, 平均年齡為14.84 ± 1.58歲, 其中男生684人, 女生589人; 初一到高三年級(jí)依次為176、268、227、203、194、205人。

2.1.2 研究工具

自編積極共同經(jīng)歷問(wèn)卷。首先, 對(duì)上海市2所中學(xué)80名初高中生和20名教師進(jìn)行開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查, 搜集到32件師生積極共同經(jīng)歷事件。經(jīng)心理學(xué)2名教授和24名心理學(xué)研究生評(píng)定積極共同經(jīng)歷事件的典型程度, 選出大于3分(滿(mǎn)分4分)的24個(gè)題項(xiàng)形成初始問(wèn)卷, 采用從“從不”到“總是”的4級(jí)計(jì)分。其次, 邀請(qǐng)上海市另一所中學(xué)244名學(xué)生填寫(xiě)初測(cè)問(wèn)卷, 經(jīng)項(xiàng)目分析, 前27%和后27%兩組被試在各項(xiàng)目得分上均達(dá)到0.001的顯著性水平。又經(jīng)探索性因素分析, 保留16個(gè)項(xiàng)目、單一維度, 項(xiàng)目載荷值在0.51～0.77之間, 累計(jì)解釋方差總變異的37.76%, KMO值為0.90、球形檢驗(yàn)度1706.34。最后, 再請(qǐng)上海市另一所中學(xué)226名學(xué)生填寫(xiě)問(wèn)卷, Cronbach’s α系數(shù)為0.89, 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為：χ2= 2.61, NFI = 0.80, IFI = 0.86, CFI = 0.86, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.048。這表明問(wèn)卷信效度總體是可以接受的。

師生關(guān)系問(wèn)卷。采用鄒泓等(2007)修訂的師生關(guān)系問(wèn)卷, 由親密性、沖突性、支持性和滿(mǎn)意度等4個(gè)維度組成, 1～5級(jí)計(jì)分, 原4個(gè)維度Cronbach’s α系數(shù)為0.71～0.87。本研究中選取親密性、支持性和滿(mǎn)意度三個(gè)維度, 驗(yàn)證性因素分析指標(biāo)良好(= 250)：χ2= 2.27, NFI = 0.85, IFI = 0.91, CFI = 0.91, RMSEA = 0.07, SRMR = 0.065。Cronbach’s α系數(shù)為0.86。

積極情感聯(lián)結(jié)問(wèn)卷。改編自親密性誘導(dǎo)檢驗(yàn)問(wèn)卷(Sedikides et al., 1999)和情感聯(lián)結(jié)測(cè)量(Bastian et al., 2014), 含5道題目(如“你覺(jué)得你有多信任老師？”), 1～5級(jí)計(jì)分(從“一點(diǎn)不信任”計(jì)1分到“十分信任”計(jì)5分)。驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)良好(= 250): χ2= 2.63, NFI = 0.97, IFI = 0.98, CFI = 0.98, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.033。Cronbach’s α系數(shù)為0.83。

學(xué)業(yè)成績(jī)等級(jí)自評(píng)。參考盧家楣等人(2009)的做法, 請(qǐng)被試回顧近幾次考試, 并對(duì)自己在班級(jí)內(nèi)整體的學(xué)習(xí)等級(jí)區(qū)間進(jìn)行自我評(píng)價(jià), 分中上、中等、中下三個(gè)等級(jí)水平。

2.2 研究結(jié)果

2.2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

為控制共同方法偏差, 調(diào)查時(shí)匿名發(fā)放問(wèn)卷, 采用Harman單因素分析檢驗(yàn)本研究數(shù)據(jù)同源誤差的嚴(yán)重程度, 未進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)前, 第一個(gè)因子解釋了24.41%的變異(小于40%的臨界點(diǎn)) (周浩, 龍立榮, 2004)。說(shuō)明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

對(duì)性別、學(xué)生干部身份、自評(píng)成績(jī)等級(jí)、積極共同經(jīng)歷、積極情感聯(lián)結(jié)、師生關(guān)系做相關(guān)分析, 結(jié)果表明除性別變量外, 其余變量?jī)蓛芍g呈顯著相關(guān)(見(jiàn)表1)。

將學(xué)生干部身份作為控制變量, 積極共同經(jīng)歷作為自變量, 師生關(guān)系作為因變量, 積極情感聯(lián)結(jié)作為中介變量, 使用Hayes (2013)編制的SPSS宏程序PROCESS模型4檢驗(yàn)積極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷與師生關(guān)系之間的中介作用, 結(jié)果顯示(見(jiàn)表2), 積極共同經(jīng)歷顯著預(yù)測(cè)積極情感聯(lián)結(jié),= 0.51,= 0.04,< 0.001; 積極共同經(jīng)歷、積極情感聯(lián)結(jié)同時(shí)進(jìn)入回歸方程, 積極共同經(jīng)歷顯著預(yù)測(cè)師生關(guān)系,= 0.26,= 0.03,< 0.001, 積極情感聯(lián)結(jié)顯著預(yù)測(cè)師生關(guān)系,= 0.34,= 0.02,< 0.001。偏差校正的百分位Bootstrap方法檢驗(yàn)表明, 積極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷與師生關(guān)系之間的中介作用顯著,= 0.17,= 0.02, 95%的置信區(qū)間為[0.15, 0.21]。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例/(+) = 39.53%。

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)矩陣(N = 1273)

注：性別和學(xué)生干部為虛擬變量, 男生 = 0, 女生 = 1; 學(xué)生干部 = 0, 非學(xué)生干部 = 1;*< 0.05,**< 0.01,***< 0.001, 下同。

使用PROCESS模型5檢驗(yàn)自評(píng)成績(jī)等級(jí)的調(diào)節(jié)作用, 結(jié)果顯示(表2、圖1)：積極共同經(jīng)歷預(yù)測(cè)師生關(guān)系的正向作用不顯著(β = 0.07,= 0.34), 積極共同經(jīng)歷與自評(píng)成績(jī)等級(jí)的交互項(xiàng)顯著正向預(yù)測(cè)師生關(guān)系(β = 0.08,= 0.01), 說(shuō)明自評(píng)成績(jī)等級(jí)存在調(diào)節(jié)作用。簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的正向預(yù)測(cè)作用隨自評(píng)成績(jī)等級(jí)的提高而增加：對(duì)于自評(píng)成績(jī)等級(jí)為中下等的被試, 積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的正向預(yù)測(cè)作用不顯著(= 0.08,= 1.56,0.12, 95% CI [?0.02, 0.18]); 對(duì)于自評(píng)成績(jī)等級(jí)為中等的被試, 積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(= 0.28,= 7.70,< 0.001, 95% CI [0.21, 0.35]); 對(duì)于自評(píng)成績(jī)等級(jí)為中上等的被試, 積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系同樣具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(= 0.27,= 6.99,< 0.001, 95% CI [0.19, 0.35])。

表2 有調(diào)節(jié)的中介模型(N = 1273)

圖1 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)圖

研究1還發(fā)現(xiàn)班級(jí)師生關(guān)系間存在顯著差異(= 16.86,< 0.001), 為此取每個(gè)班級(jí)的積極情感聯(lián)結(jié)平均值為二層變量進(jìn)一步做多層線性分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)班級(jí)積極情感聯(lián)結(jié)對(duì)師生關(guān)系無(wú)顯著影響(β = 0.01,0.98), 班級(jí)積極情感聯(lián)結(jié)對(duì)積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著(β = 0.10,0.65)。

2.3 小結(jié)

研究1從整體的宏觀層面驗(yàn)證了假設(shè)：積極共同經(jīng)歷直接正向預(yù)測(cè)師生關(guān)系, 積極情感聯(lián)結(jié)在其間起部分中介作用, 并受到自評(píng)成績(jī)等級(jí)的調(diào)節(jié)。然而, 研究1的調(diào)查還不能揭示積極共同經(jīng)歷與師生關(guān)系的因果關(guān)系, 且積極共同經(jīng)歷均為被試的自我報(bào)告, 為此, 研究2、研究3采取實(shí)驗(yàn)研究直接操縱積極共同經(jīng)歷, 控制被試自評(píng)成績(jī)等級(jí)(測(cè)量同研究1), 進(jìn)一步從微觀層面探究積極共同經(jīng)歷和狀態(tài)性師生關(guān)系的因果關(guān)系以及情感聯(lián)結(jié)的作用機(jī)制。

3 研究2：積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)

3.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2 (時(shí)間：前測(cè)/后測(cè)) × 3 (積極共同經(jīng)歷分組：回憶分享組/單純回憶組/無(wú)回憶組)的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 后者為被試間變量。根據(jù)G*Power 3.1的計(jì)算, 設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 ? β = 0.80、雙側(cè)檢驗(yàn)α = 0.05、效應(yīng)量= 0.80的前提下, 進(jìn)行方差分析需要的最低被試量為81人。運(yùn)用基于學(xué)校的研究范式(張暢等, 2022)以上海市某中學(xué)全體在讀初中生6～9年級(jí)369人為前測(cè)樣本, 后測(cè)匹配到有效被試305人, 平均年齡為12.71 ± 1.30歲, 其中男生153人, 女生152人, 4個(gè)年級(jí)分別為99、77、82和47人。各年級(jí)隨機(jī)選1～2個(gè)班作為積極共同經(jīng)歷一個(gè)組別, 經(jīng)檢驗(yàn), 3組被試在自評(píng)成績(jī)等級(jí)上無(wú)顯著差異(= 0.50,0.60)。

3.2 研究工具

師生關(guān)系問(wèn)卷。同研究1, 本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α系數(shù)為0.73。

狀態(tài)性師生關(guān)系測(cè)量。為保證結(jié)果的穩(wěn)定性, 因變量采用兩種測(cè)量工具。第一, 心理距離量表。采用人際關(guān)系量表(Aron et al., 1992), 以反映心理距離的圓圈重疊程度測(cè)量狀態(tài)性師生關(guān)系, 7點(diǎn)計(jì)分。第二, 借鑒Koenen和Bosmans等人(2019)測(cè)量師生關(guān)系的方法, 采用Brophy和McCaslin (1992)對(duì)教師近百次采訪后設(shè)計(jì)的、體現(xiàn)學(xué)校典型情境的小插曲任務(wù)(vignette task)測(cè)量狀態(tài)性師生關(guān)系, 含5個(gè)情境各3個(gè)問(wèn)題。對(duì)譯后的中文版本經(jīng)心理學(xué)專(zhuān)業(yè)2名教授和7名研究生討論, 對(duì)問(wèn)題表述進(jìn)行了更適合我國(guó)教育情境的調(diào)整。探索性因素分析發(fā)現(xiàn), 任務(wù)的3個(gè)問(wèn)題形成3個(gè)維度, Cronbach’s α系數(shù)分別為0.76、0.85、0.94; 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果擬合良好, χ2= 2.70, NFI = 0.93, IFI = 0.96, CFI = 0.96, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.037。

積極共同經(jīng)歷測(cè)量。同研究1, 本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

情感聯(lián)結(jié)測(cè)量。參照Wood和Kenyon (2018)的研究, 情感聯(lián)結(jié)的特征可由情緒詞匯表現(xiàn), 為此參照積極?消極情緒量表(PANAS, Watson et al., 1988)和學(xué)業(yè)情緒量表(董妍, 俞國(guó)良, 2007), 選取“快樂(lè)的、難過(guò)的、自豪的、緊張的”四個(gè)情緒詞, 請(qǐng)被試報(bào)告與老師之間關(guān)系的情緒體驗(yàn)(題項(xiàng)為：“我和共同參加體育節(jié)活動(dòng)的老師之間的關(guān)系, 令人快樂(lè)/難過(guò)/自豪/緊張”), 通過(guò)4個(gè)情緒詞分別測(cè)量被試對(duì)老師積極和消極兩層面的情感聯(lián)結(jié)水平, 1～5級(jí)計(jì)分, 積極情感聯(lián)結(jié)和消極情感聯(lián)結(jié)的情緒詞相關(guān)系數(shù)分別為0.54、0.46,s < 0.001。

3.3 實(shí)驗(yàn)程序

以師生共同參與的體育節(jié)為真實(shí)情境, 第一階段為前測(cè)：體育節(jié)前3天以班級(jí)為單位施測(cè)師生關(guān)系問(wèn)卷、心理距離量表、積極共同經(jīng)歷問(wèn)卷。第二階段為積極共同經(jīng)歷：體育節(jié)當(dāng)天, 全校師生共同參與到各項(xiàng)活動(dòng)中, 拍攝師生共同參與活動(dòng)時(shí)的同框照片, 事后按班級(jí)制作照片影集, 影集中照片量(11張)、時(shí)長(zhǎng)(60 s)、分辨率(2000像素×1500像素)等均保持一致。第三階段為后測(cè)。體育節(jié)后3天實(shí)施后測(cè), 回憶分享組各班學(xué)生在觀看照片影集后, 班主任和學(xué)生共同分享體育節(jié)的活動(dòng)感受, 再進(jìn)行心理距離、小插曲任務(wù)、情感聯(lián)結(jié)的測(cè)量; 單純回憶組各班學(xué)生只觀看影集并進(jìn)行后測(cè); 無(wú)回憶組班級(jí)直接實(shí)施測(cè)量。

3.4 研究結(jié)果

3.4.1 操縱檢驗(yàn)

對(duì)前測(cè)數(shù)據(jù)做單因素方差分析, 結(jié)果顯示積極共同經(jīng)歷總分上3組無(wú)顯著差異,(2, 302) = 1.46,0.23; 心理距離無(wú)顯著差異,(2, 302) = 1.43,0.06; 師生關(guān)系也無(wú)顯著差異,(2, 302) = 2.74,0.24。表明體育節(jié)這一積極共同經(jīng)歷前3組被試同質(zhì)。

3.4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。對(duì)后測(cè)3組的積極情感聯(lián)結(jié)和消極情感聯(lián)結(jié)分別做方差分析, 結(jié)果如下：積極情感聯(lián)結(jié)的主效應(yīng)顯著,(2, 302) = 5.69,0.004, η2= 0.04, 事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)回憶分享組(= 3.91,= 0.90)與單純回憶組無(wú)差異(= 3.79,= 0.91),= 1.00, 但顯著高于無(wú)回憶組(= 3.42,= 1.18),= 0.003; 單純回憶組顯著高于無(wú)回憶組,= 0.04。消極情感聯(lián)結(jié)的主效應(yīng)不顯著,(2, 302) = 0.90,0.41。

以心理距離為因變量進(jìn)行方差分析, 結(jié)果表明：時(shí)間的主效應(yīng)顯著,(1, 302) = 15.28,0.001, η2= 0.05, 95% CI [0.01, 0.10]; 分組主效應(yīng)顯著,(2, 302) = 3.12,0.04, η2= 0.02, 95% CI [0.00, 0.06]; 時(shí)間和分組的交互作用不顯著,(2, 302) = 1.16,0.26, η2= 0.01。對(duì)后測(cè)的小插曲任務(wù)做單因素方差分析, 結(jié)果顯示差異顯著,(2, 302) = 4.55,0.01, η2= 0.03, 95% CI [0.00, 0.07], 事后多重比較發(fā)現(xiàn)回憶分享組得分顯著高于單純回憶組(0.05)和無(wú)回憶組(0.02)。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)積極和消極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系中是否存在中介作用, 以無(wú)回憶組為參照, 將自變量編碼為虛擬變量(虛擬1：?jiǎn)渭兓貞浗M = 1, 無(wú)回憶組 = 0, 回憶分享組 = 0; 虛擬2：無(wú)回憶組 = 0, 單純回憶組 = 0, 回憶分享組 = 1), 以心理距離和小插曲任務(wù)得分為因變量, 情感聯(lián)結(jié)為中介變量, 采用相對(duì)中介效應(yīng)的Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

以積極情感聯(lián)結(jié)為中介變量進(jìn)行分析。首先, 當(dāng)因變量為心理距離時(shí), 單純回憶組的總效應(yīng)不顯著(= 0.22,= 0.36), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.08,= 0.70), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.30, 95% CI [0.03, 0.59]); 回憶分享組的總效應(yīng)顯著(= 0.56,= 0.01), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.16,= 0.44), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.40, 95% CI [0.14, 0.68]) (圖2-左)。其次, 當(dāng)因變量為小插曲任務(wù)時(shí), 單純回憶組的總效應(yīng)不顯著(= 0.06,= 0.52), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.01,= 0.95), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.05, 95% CI [0.01, 0.11]); 回憶分享組的總效應(yīng)顯著(= 0.23,= 0.008), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.16,= 0.06), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.07, 95% CI [0.03, 0.24]) (圖2-右)。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N = 305)

圖2 積極情感聯(lián)結(jié)的中介效應(yīng)圖

以消極情感聯(lián)結(jié)為中介變量進(jìn)行分析。首先, 當(dāng)因變量為心理距離時(shí), 單純回憶組的總效應(yīng)不顯著(= 0.22,= 0.36), 直接效應(yīng)不顯著(= 0.20,= 0.41), 通過(guò)消極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)不顯著(= 0.02, 95% CI [?0.01, 0.06]); 回憶分享組的總效應(yīng)顯著(= 0.56,= 0.01), 直接效應(yīng)顯著(= 0.55,= 0.02), 通過(guò)消極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)不顯著(= 0.01, 95% CI [?0.03, 0.04])。其次, 當(dāng)因變量為小插曲任務(wù)時(shí), 單純回憶組的總效應(yīng)不顯著(= 0.06,= 0.52), 直接效應(yīng)不顯著(= 0.04,= 0.62), 通過(guò)消極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)不顯著(= 0.01, 95% CI [?0.01, 0.04]); 回憶分享組的總效應(yīng)顯著(= 0.23,= 0.008), 直接效應(yīng)顯著(= 0.23,= 0.01), 通過(guò)消極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)不顯著(= 0.003, 95% CI [?0.02, 0.03])。

3.5 小結(jié)

研究2通過(guò)凸顯生態(tài)效度的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn), 從微觀層面進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)師生積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的促進(jìn)作用和情感聯(lián)結(jié)的中介作用。結(jié)果表明, 即便只是一次具體的師生積極共同經(jīng)歷(體育節(jié)), 就對(duì)狀態(tài)性師生關(guān)系產(chǎn)生積極促進(jìn)作用, 而對(duì)積極共同經(jīng)歷的回憶分享則通過(guò)促進(jìn)積極情感聯(lián)結(jié)、從而表現(xiàn)出更大的師生關(guān)系效應(yīng), 這種累積導(dǎo)致研究1所揭示的師生關(guān)系的穩(wěn)定促進(jìn)效應(yīng)。體育節(jié)是真實(shí)的師生積極共同經(jīng)歷, 想象的虛擬經(jīng)歷和觀察的樣例經(jīng)歷是否也具有這種作用呢？下面通過(guò)研究3予以考察。

4 研究3：積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系的實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用4 (積極共同經(jīng)歷類(lèi)型:回憶/想象/樣例/對(duì)照) × 2 (老師類(lèi)別:具體老師/群體老師)的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 后者為被試內(nèi)變量。根據(jù)G*Power 3.1的計(jì)算, 設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 ? β = 0.80、雙側(cè)檢驗(yàn)α = 0.05、效應(yīng)量= 0.80的前提下, 進(jìn)行方差分析需要的最低被試量為92人。實(shí)驗(yàn)在上海市另一所公辦初中進(jìn)行, 獲得有效被試152人, 平均年齡為12.45 ± 0.54歲, 其中男生64人, 女生88人。經(jīng)檢驗(yàn), 隨機(jī)分配的4組被試在自評(píng)成績(jī)等級(jí)上無(wú)顯著差異(= 2.24,0.76)。

4.2 研究工具

積極情感聯(lián)結(jié)測(cè)量。同研究1, 本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

小插曲任務(wù)。同研究2, 本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α系數(shù)分別為0.80, 0.77, 0.84。

情緒測(cè)量。選取積極?消極情緒量表(PANAS, Watson et al., 1988)中“開(kāi)心的、溫暖的、感動(dòng)的、緊張的、無(wú)奈的、難過(guò)的”六個(gè)情緒詞, 以此檢驗(yàn)積極共同經(jīng)歷操縱的有效性, 1～5級(jí)計(jì)分, 積極情緒詞和消極情緒詞的Cronbach’s α系數(shù)為0.74、0.69。

4.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)在被試學(xué)校安靜的機(jī)房, 通過(guò)E-prime呈現(xiàn)完成。首先, 操縱各組被試積極共同經(jīng)歷類(lèi)型：回憶組被試回憶過(guò)去一年內(nèi)和某位老師最難忘的一次共同經(jīng)歷, 想象組被試想象未來(lái)一年內(nèi)最期待和某位老師的一次共同經(jīng)歷, 樣例組請(qǐng)被試觀看他人和某位老師的共同經(jīng)歷, 對(duì)照組閱讀一則描述某位老師工作的中性故事。為增強(qiáng)被試對(duì)共同經(jīng)歷事件中信息的認(rèn)知加工, 要求回憶和想象組被試回溯或預(yù)想“當(dāng)時(shí)的天氣、季節(jié)、老師身份”, 并測(cè)量四組被試的即時(shí)情緒體驗(yàn)。其次, 測(cè)量被試與具體老師(共同經(jīng)歷中的老師)和群體老師(全體任課老師)的心理距離、積極情感聯(lián)結(jié), 再完成小插曲任務(wù)。

4.4 研究結(jié)果

4.4.1 操縱檢驗(yàn)

4組被試在接受積極共同經(jīng)歷操縱后的消極情緒體驗(yàn)無(wú)顯著差異,(3, 148) = 0.52,= 0.67, 但積極情緒體驗(yàn)存在顯著差異,(3, 148) = 14.03,< 0.001, η2= 0.22, 其中回憶組(= 3.19,= 0.14)、想象組(= 3.53,= 0.14)、樣例組(= 3.36,= 0.14)的積極情緒體驗(yàn)均高于對(duì)照組(= 2.27,= 0.16),s < 0.001。

4.4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。以心理距離為因變量, 方差分析表明, 老師類(lèi)別的主效應(yīng)顯著,(1, 148) = 35.53,< 0.001, η2= 0.19, 95% CI [0.09, 0.30]; 組別主效應(yīng)顯著,(3, 148) = 4.76,0.003, η2= 0.09, 95% CI [0.01, 0.17]; 老師類(lèi)別和分組的交互作用顯著,(3, 148) = 4.37,0.006, η2= 0.08, 95% CI [0.00, 0.11]。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 回憶組被試與具體老師的心理距離得分顯著高于群體老師,(1, 148) = 6.53,0.01, η2= 0.04; 想象組被試與具體老師的心理距離得分顯著高于群體老師,(1, 148) = 18.17,< 0.001, η2= 0.11; 樣例組被試與具體老師的心理距離得分顯著高于群體老師,(1, 148) = 28.38,< 0.001, η2= 0.16; 對(duì)照組與具體老師的心理距離得分和群體老師無(wú)差異,(1, 148) = 0.03,0.86。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)(N = 152)

以小插曲任務(wù)為因變量, 方差分析表明(見(jiàn)圖3), 老師類(lèi)別的主效應(yīng)顯著,(1, 148) = 23.82,< 0.001, η2= 0.14, 95% CI [0.04, 0.22]; 分組主效應(yīng)顯著,(3, 148) = 3.96,0.01, η2= 0.07, 95% CI [0.00, 0.75]; 老師類(lèi)別和分組的交互作用邊緣顯著,(3, 148) = 2.94,0.058, η2= 0.06。進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 回憶組被試與具體老師的小插曲任務(wù)得分顯著高于群體老師,(1, 148) = 18.12,< 0.001, η2= 0.11; 想象組被試與具體老師的小插曲任務(wù)得分顯著高于群體老師,(1, 148) = 13.26,0.001, η2= 0.07; 樣例組被試與具體老師的小插曲任務(wù)得分顯著高于群體老師(1, 148) = 4.64,0.05, η2= 0.03; 對(duì)照組與具體老師的小插曲任務(wù)得分和群體老師無(wú)差異,(1, 148) = 0.01,0.92。

對(duì)群體老師的心理距離評(píng)分做單因素方差分析, 結(jié)果顯示為邊緣顯著差異,(3, 148) = 2.23,0.088, η2= 0.04, 95% CI [0.00, 0.11], 事后多重比較發(fā)現(xiàn), 回憶組、想象組和樣例組心理距離得分均高于對(duì)照組,s0.05; 再對(duì)小插曲任務(wù)評(píng)分做單因素方差分析, 結(jié)果顯示四組無(wú)顯著差異,(3, 148) = 2.00,0.116, 但從均值來(lái)看, 回憶組和想象組依舊高于樣例組和對(duì)照組。該結(jié)果在一定程度上表明積極共同經(jīng)歷對(duì)被試與群體老師的關(guān)系受到了與具體老師關(guān)系的影響。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)積極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷類(lèi)型影響師生關(guān)系中是否存在中介作用, 以對(duì)照組為參照, 將自變量編碼為虛擬變量(虛擬1：樣例組 = 1, 對(duì)照組 = 0, 想象組 = 0, 回憶組 = 0; 虛擬2：對(duì)照組 = 0, 樣例組 = 0, 想象組 = 1, 回憶組 = 0; 虛擬3：對(duì)照組 = 0, 樣例組 = 0, 想象組 = 0, 回憶組 = 1), 以心理距離和小插曲任務(wù)得分為因變量, 積極情感聯(lián)結(jié)為中介變量, 采用相對(duì)中介效應(yīng)的Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 當(dāng)因變量為心理距離時(shí)(圖4-左), 樣例組的總效應(yīng)顯著(= 0.95,0.001), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.24,= 0.33), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.71, 95% CI [0.38, 1.07]); 想象組的總效應(yīng)顯著(= 1.20,0.001), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.35,= 0.17), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.85, 95% CI [0.51, 1.26]); 回憶組的總效應(yīng)顯著(= 0.89,0.001), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.17,= 0.49), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.72, 95% CI [0.35, 1.13])。當(dāng)因變量為小插曲任務(wù)時(shí)(圖4-右), 樣例組的總效應(yīng)不顯著(= 0.08,0.57), 直接效應(yīng)不顯著(' = ?0.13,= 0.36), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.21, 95% CI [0.10, 0.35]); 想象組的總效應(yīng)顯著(= 0.40,0.005), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.14,= 0.33), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.25, 95% CI [0.13, 0.41]); 回憶組的總效應(yīng)顯著(= 0.43,0.003), 直接效應(yīng)不顯著(' = 0.21,= 0.14), 通過(guò)積極情感聯(lián)結(jié)的間接效應(yīng)顯著(= 0.21, 95% CI [0.10, 0.36])。

圖3 積極共同經(jīng)歷類(lèi)型對(duì)狀態(tài)性師生關(guān)系的影響差異

圖4 積極情感聯(lián)結(jié)的中介效應(yīng)圖

4.4 小結(jié)

研究3通過(guò)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn), 從微觀層面進(jìn)一步驗(yàn)證了師生積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的促進(jìn)作用和積極情感聯(lián)結(jié)的中介作用。這種作用不僅體現(xiàn)于回憶的真實(shí)積極共同經(jīng)歷情境中, 而且在想象和樣例經(jīng)歷的情境中也被發(fā)現(xiàn), 且不同類(lèi)型積極共同經(jīng)歷組的被試對(duì)具體老師所表現(xiàn)的積極關(guān)系甚至能遷移至群體老師。

5 總討論

5.1 積極共同經(jīng)歷具有穩(wěn)定的師生關(guān)系促進(jìn)效應(yīng)

共同經(jīng)歷作為體現(xiàn)關(guān)系實(shí)質(zhì)、非常普遍且重要的社會(huì)情境因素, 對(duì)日常人際交往和關(guān)系發(fā)展具有重要影響(Moon & Ke, 2020)。對(duì)青少年來(lái)說(shuō), 師生關(guān)系是完成學(xué)業(yè)任務(wù)和身心健康發(fā)展的積極育人資源。近年來(lái)已有研究發(fā)現(xiàn)師生互動(dòng)、分享等積極共同經(jīng)歷與師生關(guān)系有著密切聯(lián)系(Aasheim et al., 2018; Frenzel et al., 2018), 但尚缺乏系統(tǒng)的直接證據(jù)支持。為此, 本研究通過(guò)3個(gè)研究系統(tǒng)考察積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的影響, 結(jié)果表明無(wú)論是調(diào)查研究, 還是現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)和實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn), 積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系都具有穩(wěn)定的促進(jìn)效應(yīng)。

研究1問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)師生積極共同經(jīng)歷可直接促進(jìn)師生關(guān)系發(fā)展。該結(jié)果和以往的研究相一致(Reis et al., 2011)。研究2發(fā)現(xiàn)當(dāng)下發(fā)生的積極共同經(jīng)歷(體育節(jié))對(duì)狀態(tài)性師生關(guān)系的提升作用(時(shí)間主效應(yīng)顯著), 而對(duì)積極共同經(jīng)歷的分享和回憶實(shí)際上是又一次積極共同經(jīng)歷, 這種累加效應(yīng)更有助于促進(jìn)師生關(guān)系發(fā)展。這與以往的研究結(jié)果相一致(Barber, 2014), van Bergen等人(2020)的新近研究也表明, 學(xué)生回憶和老師積極共同經(jīng)歷的事件時(shí)體驗(yàn)到更高的親密性。研究3以對(duì)照組為基線, 比較了回憶、想象、樣例等不同積極共同經(jīng)歷類(lèi)型對(duì)師生關(guān)系的影響, 結(jié)果不但再次發(fā)現(xiàn)已有積極共同經(jīng)歷在回憶后對(duì)師生關(guān)系的促進(jìn), 還發(fā)現(xiàn)想象和樣例經(jīng)歷同樣具有促進(jìn)作用。一項(xiàng)針對(duì)四年級(jí)學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)學(xué)生閱讀熱愛(ài)的書(shū)籍時(shí), 他們會(huì)想象自己與書(shū)中的角色“共同行動(dòng)”并產(chǎn)生共情(Parsons, 2013)。至于樣例經(jīng)歷的作用, 根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論(Bandura, 1978), 人際關(guān)系發(fā)展如其他社會(huì)信息一樣, 是可以通過(guò)替代強(qiáng)化的方式增強(qiáng)的(Ma et al., 2011)。研究3還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)積極共同經(jīng)歷對(duì)青少年與具體老師的關(guān)系促進(jìn)甚至能遷移至教師群體, 支持了積極共同經(jīng)歷的社會(huì)信息泛化效應(yīng)(Kocsor & Bereczkei, 2017), 即學(xué)生與特定老師的積極共同經(jīng)歷將塑造對(duì)所屬群體(群體老師)的印象和關(guān)系?？梢?jiàn), 積極共同經(jīng)歷對(duì)人際關(guān)系的影響不僅能發(fā)揮“點(diǎn)對(duì)點(diǎn)”的具體作用, 甚至能發(fā)揮“點(diǎn)對(duì)面”的輻射作用。

5.2 積極情感聯(lián)結(jié)的穩(wěn)定中介作用

3個(gè)研究結(jié)果一致表明積極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系中存在穩(wěn)定中介作用。研究1中, 積極情感聯(lián)結(jié)的中介效應(yīng)占比達(dá)到38.64%, 且自評(píng)成績(jī)發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用, 相較于中下成績(jī)被試, 中等、中上等被試群體中積極情感聯(lián)結(jié)加強(qiáng)了積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的預(yù)測(cè)作用。究其原因, 可能與這些學(xué)生傾向于感受到教師更多支持和溫暖(Kurdi et al., 2018)、更易建立師生積極情感聯(lián)結(jié)有關(guān)。

研究2中以情緒詞分別測(cè)量積極和消極情感聯(lián)結(jié), 同樣發(fā)現(xiàn)了積極情感聯(lián)結(jié)的中介作用, 其中相對(duì)于無(wú)回憶組, 回憶分享組具有相對(duì)中介效應(yīng), 而單純回憶組無(wú)中介效應(yīng), 這可能與分享的積極作用有關(guān)。以往一系列研究揭示, 分享是人類(lèi)形成的最基本關(guān)系的特征, 也是建立情感聯(lián)結(jié)的條件之一(Christophe & Rimé, 1997); Knight和Eisenkraft (2015)的元分析結(jié)果表明, 個(gè)體間共同分享積極情緒有利于培養(yǎng)和維持群體融合。總之, 對(duì)積極共同經(jīng)歷的分享有助于進(jìn)一步提升師生積極情感聯(lián)結(jié), 從而促進(jìn)師生關(guān)系發(fā)展。

就研究3的結(jié)果而言, 回憶、想象和樣例啟動(dòng)均能增強(qiáng)青少年對(duì)教師的積極情感聯(lián)結(jié)水平。由于共同經(jīng)歷在回憶中被深度編碼和精細(xì)加工(Shteynberg et al., 2014), 因而師生對(duì)先前積極共同經(jīng)歷的回憶和分享過(guò)程中體驗(yàn)到更加愉快的情緒, 并喚醒師生的積極情感聯(lián)結(jié)。同樣, 積極情感聯(lián)結(jié)可以在想象的積極共同經(jīng)歷下被誘發(fā)。實(shí)驗(yàn)后回訪顯示, 想象組的青少年被試最期待“和老師一起做游戲”的積極共同經(jīng)歷, 當(dāng)被試想象自己和老師共同做游戲時(shí)會(huì)增強(qiáng)自身的愉悅情緒, 拉近師生的心理距離。這與以往關(guān)于游戲有助于建立更融洽師生關(guān)系的結(jié)果一致(Meril?inen et al., 2020)。最后, 觀察樣例的積極共同經(jīng)歷能激活師生積極情感聯(lián)結(jié)。研究表明, 被試在觀察樣例行為時(shí)不但能理解行為目的, 而且等同于自己也在執(zhí)行這一行為(Lepage & Théoret, 2007)。同樣, 當(dāng)被試看到其他學(xué)生和教師共同經(jīng)歷某件事情時(shí), 能夠設(shè)身處地地理解事件意義得到替代性強(qiáng)化和反饋, 這一過(guò)程正符合社會(huì)學(xué)習(xí)理論的要義(Bandura, 1978)。

本文分析認(rèn)為, 人們?cè)诜e極共同經(jīng)歷過(guò)程中是通過(guò)認(rèn)知、行為和動(dòng)機(jī)等多個(gè)過(guò)程促進(jìn)了積極情感聯(lián)結(jié)的建立, 進(jìn)而促進(jìn)關(guān)系發(fā)展。認(rèn)知方面, 經(jīng)歷雙方將更多的認(rèn)知資源指向共同關(guān)注的目標(biāo)和事件意義, 互相產(chǎn)生更加積極和深刻的認(rèn)識(shí)和情感(Shteynberg et al., 2014), 進(jìn)而促進(jìn)行為上的積極接觸(Hopkins et al., 2016)。積極情感聯(lián)結(jié)的這一作用路徑在師生關(guān)系發(fā)展中更為凸顯, 因?yàn)榻處煴灰暈檎疹櫿吆驮趯W(xué)校的依戀對(duì)象(Verschueren & Koomen, 2012), 師生積極共同經(jīng)歷建立的積極情感聯(lián)結(jié)促進(jìn)彼此間的依戀和人際腳本, 后者被認(rèn)為是師生關(guān)系發(fā)展的條件(Thijs et al., 2008)。積極情感聯(lián)結(jié)的作用還可以從動(dòng)機(jī)角度來(lái)看, 根據(jù)基本心理需要理論, 關(guān)系需要的滿(mǎn)足是個(gè)體維持人際關(guān)系的基礎(chǔ)和人際關(guān)系發(fā)展的內(nèi)驅(qū)力, 具有高基本心理需求的青少年更傾向主動(dòng)和教師建立良好的師生關(guān)系(Chhuon & Wallace, 2014)。需要指出的是, 研究2中未發(fā)現(xiàn)消極情感聯(lián)結(jié)的中介作用。以往有研究發(fā)現(xiàn)消極共同經(jīng)歷也具有人際關(guān)系的促進(jìn)效應(yīng), 但這種效應(yīng)乃因共同經(jīng)歷雙方產(chǎn)生了積極情感聯(lián)結(jié)所致。這似乎表明, 人際關(guān)系質(zhì)量和發(fā)展并非由共同經(jīng)歷的事件效價(jià)(積極還是消極)本身所直接決定, 而是雙方在共同經(jīng)歷中建立的積極情感聯(lián)結(jié)的中介作用所致。

5.3 貢獻(xiàn)與不足

對(duì)本研究結(jié)果, 我們嘗試從理論層面概括為“共同經(jīng)歷關(guān)系效應(yīng)”。對(duì)此再做兩點(diǎn)分析：第一, 從關(guān)系的本質(zhì)來(lái)看, 關(guān)系是生命體間在同一時(shí)間和空間內(nèi)建立交集和聯(lián)結(jié)的過(guò)程, 積極共同經(jīng)歷和積極情感聯(lián)結(jié)本身就是良好關(guān)系的應(yīng)有之意; 第二, 不同類(lèi)型的積極共同經(jīng)歷能通過(guò)各自的內(nèi)在途徑激起人際間的積極情感聯(lián)結(jié)、進(jìn)而促進(jìn)關(guān)系發(fā)展：對(duì)真實(shí)的積極共同經(jīng)歷而言, 回憶可喚醒積極情感聯(lián)結(jié), 分享能進(jìn)一步增強(qiáng)這種聯(lián)結(jié); 對(duì)虛擬的積極共同經(jīng)歷而言, 想象有助于誘發(fā)積極情感聯(lián)結(jié); 而樣例經(jīng)歷的啟動(dòng)則通過(guò)替代強(qiáng)化機(jī)制形成積極情感聯(lián)結(jié)。通過(guò)不同途徑建立起積極情感聯(lián)結(jié)的個(gè)體更愿意互相幫助和建立人際關(guān)系(Wang, 2008), 進(jìn)而形成積極視角下“共同經(jīng)歷(co-experience)—情感聯(lián)結(jié)(emotional bonding)—關(guān)系(relationships)” (CER)的良性發(fā)展, 這可能是積極共同經(jīng)歷關(guān)系效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制。該模型拓展了發(fā)展資源理論在人際關(guān)系領(lǐng)域的應(yīng)用。青少年和他人共同經(jīng)歷積極事件是發(fā)展外部資源的過(guò)程, 每一次的積極共同經(jīng)歷累積成雙方更深層次的情感聯(lián)結(jié)和依戀, 進(jìn)而促進(jìn)人際關(guān)系發(fā)展(Benson, 2003)。可見(jiàn), CER模型是共同經(jīng)歷(外部資源)內(nèi)化成情感聯(lián)結(jié)(內(nèi)部資源), 并以人際關(guān)系表征出來(lái)的動(dòng)態(tài)過(guò)程。

本研究對(duì)教育實(shí)踐富有積極啟示, 良好的生態(tài)學(xué)效度增進(jìn)了研究發(fā)現(xiàn)的推廣價(jià)值。一是, 研究發(fā)現(xiàn)了積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的積極促進(jìn)作用, 這啟示教育工作者不僅要更加重視與學(xué)生的積極共同經(jīng)歷(如參加體育節(jié)活動(dòng)), 而且要通過(guò)對(duì)積極共同經(jīng)歷的分享、回憶或暢想更好發(fā)揮其對(duì)師生關(guān)系的促進(jìn)效應(yīng)。二是, 研究揭示了積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的影響受到積極情感聯(lián)結(jié)跨情境的中介作用, 這啟示教育工作者要注重通過(guò)共同關(guān)注、互動(dòng)接觸和關(guān)系需要的滿(mǎn)足, 來(lái)建立師生間的積極情感聯(lián)結(jié)和依戀關(guān)系。

本研究也有一些不足。首先, 本研究沒(méi)有從教師角度探究積極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系的影響。以往有研究不僅測(cè)量教師感知的師生關(guān)系, 還同時(shí)對(duì)學(xué)生感知和教師感知的師生關(guān)系進(jìn)行差異比較(Poulou, 2017)。其次, Koenen和Vervoort等人(2019)認(rèn)為共同經(jīng)歷促進(jìn)的情感聯(lián)結(jié)影響未來(lái)共同經(jīng)歷中的情感, 這提示需要進(jìn)一步采取縱向追蹤研究, 考察變量之間的交互關(guān)系和共同經(jīng)歷關(guān)系效應(yīng)的動(dòng)態(tài)進(jìn)程。第三, 共同經(jīng)歷具有不同的效價(jià)類(lèi)型(Berman et al., 2002), 雖然本研究揭示了積極共同經(jīng)歷具有跨情境的促進(jìn)效應(yīng), 但消極共同經(jīng)歷對(duì)師生關(guān)系具有怎樣的影響？共同經(jīng)歷中的師生雙方又具有不同的性別組合, 經(jīng)歷雙方的性別是否發(fā)揮作用呢？這些都有待進(jìn)一步考察。此外, 本研究?jī)H探究情感因素的作用機(jī)制, 但影響人際關(guān)系形成和發(fā)展的因素復(fù)雜多元, 今后有必要考察認(rèn)知(Shteynberg, 2015)、動(dòng)機(jī)(Camiré et al., 2019)等變量在共同經(jīng)歷促進(jìn)關(guān)系發(fā)展中的作用。

6 結(jié)論

基于問(wèn)卷調(diào)查、現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)和實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn), 考察積極共同經(jīng)歷對(duì)青少年師生關(guān)系的影響及其機(jī)制。結(jié)果表明：(1)積極共同經(jīng)歷促進(jìn)青少年師生關(guān)系的發(fā)展, 且曾經(jīng)的積極共同經(jīng)歷在回憶和分享后對(duì)師生關(guān)系的促進(jìn)作用更加顯著; (2)不同類(lèi)型的積極共同經(jīng)歷(回憶、想象和樣例)均能促進(jìn)師生關(guān)系, 相較于對(duì)照組, 回憶、想象和樣例積極共同經(jīng)歷組的師生關(guān)系更好, 這種效應(yīng)甚至可由學(xué)生與具體教師的關(guān)系遷移至學(xué)校的教師群體; (3)積極情感聯(lián)結(jié)在積極共同經(jīng)歷影響師生關(guān)系中存在穩(wěn)定的中介作用。

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The influence of positive co-experience on teacher-student relationship:The mediating role of emotional bonding

DING Yuting1,2, ZHANG Chang1, LI Ranran1, DING Wenyu1, ZHU Jing1, LIU Wei1, CHEN Ning1

(1Department of Psychology, Shanghai Normal University, Shanghai 200234, China) (2Institute of International Finance, University of Science and Technology of China, Hefei 230026, China)

The teacher-student relationship is a key factor that contributes to educational activities and has hence long been considered an important topic in the field of educational practice and research. Previous studies have found that co-experience improves the development of interpersonal relationships. However, the question remains of whether positive co-experience has the same effect on the quality of teacher-student relationships. The current research aims to investigate the impact of positive co-experience on teacher-student relationships and the underlying mechanism. Building on previous studies, two main hypotheses are proposed: Firstly, that positive co-experience effectively promotes the development of teacher-student relationships (H1); secondly, that this effect is mediated by emotional bonding (H2).

Three studies have been conducted to test these hypotheses (H1 & H2). In study 1, a total of 1, 273 students were invited to complete a questionnaire exploring aspects of positive co-experience, positive emotional bonding, teacher-student relationships, and a self-assessment of academic performance. In study 2, all students in a middle school in Shanghai were enrolled as research subjects. Taking each class as a unit, we randomly divided students into three groups. A mixed experimental design of 2 (time: pre-test vs. post-test) × 3 (positive co-experience type: sharing and recall group vs. simple recall group vs. normal group) was adopted. In the pre-test, all subjects in three groups were asked to complete the questionnaires. The students and their teachers would then take part in a sports festival, which was designed to foster positive co-experience within teacher-student relationships. The researchers took photos during this process and made a photo album for the enrolled students and teachers. In the post-test, all three groups were required to complete the questionnaire: students in the “sharing and recall group” were required to complete the questionnaire after reviewing the album of their shared experience with their teachers. “the simple recall group” was asked to complete the questionnaire after reviewing the album with their teachers without sharing experience with their teachers; and the normal group, as a control, completed the questionnaire directly. In study 3, 152 middle school students were invited to participate. We divided them into four groups and conducted a mixed experimental design grid with dimensions of 4 (positive co-experience type: recall vs. imagination vs. example vs. control) × 2 (teacher category: specific teacher vs. group teacher). The four groups of subjects were then required to complete tasks assessing the psychological distance and positive emotional bonding between themselves, a specific teacher, and the group teacher, respectively. They were then graded for “the vignette task”.

In conclusion, the results of these studies congruently indicate that positive co-experience has a stable facilitatory effect on teacher-student relationships, and further, that positive emotional bonding plays a mediating role in the relationship between positive co-experience and teacher-student relationships. Further, sharing can promote the level of positive emotional bonding between teachers and students, and the positive co-experience of imagination, recall, and example can improve the level of positive emotional bonding between teenage students and their teachers. We also found that the positive aspect of the teacher-student relationship can be transferred to the group relationship between teachers and students.

teacher-student relationship, positive co-experience, experience types, emotional bonding

B844

2022-01-19

*國(guó)家社科基金后期資助項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào)：18FKS007)支持。

劉偉, E-mail: liuwei@shnu.edu.cn; 陳寧, E-mail: chenning@shnu.edu.cn