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(diào)查全國項目組

(1北京師范大學(xué)認知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)國家重點實驗室, 北京 100875)

(2北京師范大學(xué)心理學(xué)院, 北京 100875) (3中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心, 北京 100875)

1 引言

學(xué)校是除家庭以外對學(xué)生發(fā)展影響最大的微觀系統(tǒng)(Bronfenbrenner, 1979)。學(xué)校為學(xué)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(gòu)成學(xué)校心理環(huán)境的主要成分(陶沙等, 2015; Thapa, Cohen,Guffey, & Higgins-D’Alessandro, 2013)。學(xué)校心理環(huán)境, 也稱學(xué)校氛圍, 可從學(xué)生個體獨特經(jīng)驗和學(xué)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(xué)生自身對學(xué)校心理環(huán)境具有主觀的知覺, 構(gòu)成影響每個學(xué)生發(fā)展的獨特環(huán)境, 是學(xué)生發(fā)展個體差異的重要來源; 在學(xué)校層次上, 學(xué)校心理環(huán)境反映了同一學(xué)校學(xué)生對其所在學(xué)校環(huán)境的共同知覺, 是影響不同學(xué)校學(xué)生發(fā)展的重要情境因素。

20世紀(jì)60年代以來, 學(xué)校心理環(huán)境日益受到研究者和教育實踐者的關(guān)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(gòu)都將學(xué)校心理環(huán)境的建設(shè)及其改善作為促進學(xué)生健康、增進學(xué)生與學(xué)校的聯(lián)結(jié)、防止輟學(xué)和改進學(xué)校質(zhì)量的重要課題(Thapa et al., 2013)。已有大量的實證研究表明學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境對其情緒適應(yīng)(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(xué)習(xí)動機(Eccles et al., 1993; Marsh, Martin, & Cheng,2008; Niederkofler, Herrmann, Seiler, & Gerlach, 2015)和學(xué)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(xué)?？傮w心理環(huán)境對4～6年級小學(xué)生學(xué)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(xué)?；咎卣鲗ζ渥饔玫恼{(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.1 學(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生發(fā)展的影響。在Thapa等人(2013)綜述1970～2013年間206篇相關(guān)文獻中, 絕大多數(shù)研究都是從個體層面考察學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境對于其心理健康和學(xué)業(yè)發(fā)展的影響。當(dāng)學(xué)生體驗到安全、支持、沒有歧視的學(xué)校心理環(huán)境時, 其學(xué)業(yè)成績更好, 學(xué)習(xí)動機積極、對學(xué)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(jì)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(guān)注學(xué)生自己的想法, 支持和接納、鼓勵學(xué)生間的互動等途徑營造積極學(xué)校心理環(huán)境, 當(dāng)學(xué)生個體知覺到其受到教師的關(guān)注和支持等積極的學(xué)校心理環(huán)境時, 其自主性、人際關(guān)系、能力發(fā)展等需求得到滿足(Roeser,Eccles, & Sameroff, 1998; Connell & Wellborn, 1991),因而其學(xué)習(xí)動機增強(Wentzel, 1997), 學(xué)習(xí)的信心、在學(xué)習(xí)過程中的參與程度(Patrick, Ryan, & Kaplan,2007; Skinner, Wellborn, & Connell, 1990)和學(xué)業(yè)成績也會提高(Roeser et al., 1998; Thapa et al., 2013)。反之, 當(dāng)學(xué)生知覺到競爭、缺乏支持的學(xué)校心理環(huán)境時, 他們的學(xué)習(xí)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(xué)校心理環(huán)境對于學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響具有綜合性, 不僅對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度具有重要的作用, 而且也影響到學(xué)生的學(xué)業(yè)成績。相對而言, 個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度的影響作用要比其對學(xué)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(xué)生研究發(fā)現(xiàn), 學(xué)生知覺到的師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系、秩序紀(jì)律、競爭氣氛和學(xué)習(xí)負擔(dān)等班級環(huán)境對學(xué)生喜歡學(xué)校的解釋率達到40%, 對學(xué)生學(xué)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(xué)生知覺到的班級環(huán)境對其學(xué)習(xí)動機和學(xué)業(yè)成績的影響, 結(jié)果顯示, 學(xué)生個體知覺到的班級環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機的平均解釋率為24.3%, 對學(xué)生學(xué)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(xué)校25087名3～6年級學(xué)生知覺到的學(xué)校心理環(huán)境對其學(xué)業(yè)成績和學(xué)校滿意度的影響, 結(jié)果顯示, 學(xué)生個體知覺到的學(xué)校對于秩序和行為的工具性和表達性支持都顯著影響學(xué)生的學(xué)校滿意度, 只有學(xué)生個體知覺到的學(xué)校對于秩序的表達性支持顯著影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績。不過, 由于在個體層次上開展的研究中, 無論學(xué)校心理環(huán)境還是學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度主要依賴學(xué)生自我報告, 這可能導(dǎo)致高估二者的相關(guān)。

迄今為止較少研究探討學(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響作用。目前僅有的少量研究表明學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(guān)愛、同伴合作和對教師教學(xué)的滿意度考察瑞士不同城市學(xué)校45個班級919名7年級學(xué)生的學(xué)習(xí)環(huán)境, 結(jié)果顯示, 班級水平對教師教學(xué)的滿意度能夠顯著影響學(xué)生的學(xué)習(xí)動機; Saab和 Klinger (2010)對9670名6～10年級加拿大學(xué)生和187名學(xué)校管理人員的研究發(fā)現(xiàn), 學(xué)?？傮w水平的學(xué)生攻擊氛圍對學(xué)生的自我概念、情緒健康具有顯著的負向作用;在我國學(xué)生中, 班級水平積極的教師、同伴支持可促進學(xué)生情緒適應(yīng), 有利于減少學(xué)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(guān)學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響則結(jié)論不一。如郭伯良、王燕和張雷(2005)通過對4650名7～9年級學(xué)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(xué)業(yè)成績間的負向關(guān)聯(lián); Konishi等(2010)對27217名加拿大15歲學(xué)生、1087名校長的研究發(fā)現(xiàn), 學(xué)校水平的欺凌與學(xué)生的學(xué)業(yè)成績顯著負相關(guān); 但也有研究發(fā)現(xiàn)學(xué)校層的教師公平并不能預(yù)測學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(Peter, Kloeckner, Dalbert, & Radant,2012)。上述研究大多從單一維度考察學(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響, 且均未同時探討學(xué)?？傮w和個體心理環(huán)境間關(guān)系對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響, 難以全面系統(tǒng)揭示學(xué)校心理環(huán)境的作用, 限制了對學(xué)校心理環(huán)境影響學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展機制的認識。不僅如此, 當(dāng)前我國基礎(chǔ)教育改革面臨的重要任務(wù)之一是從根本上轉(zhuǎn)變以升學(xué)率論英雄的評價系統(tǒng), 急需升學(xué)率以外科學(xué)評價學(xué)校質(zhì)量的依據(jù)。因此, 無論是從理論還是現(xiàn)實意義出發(fā), 學(xué)校總體的心理環(huán)境對深入理解學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響機制及促進學(xué)校改革都相當(dāng)重要。

1.2 學(xué)校心理環(huán)境影響學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的條件

學(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(xué)生自身家庭社會經(jīng)濟地位在個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)間具有顯著的調(diào)節(jié)作用。如Esposito (1999)對152名低收入少數(shù)民族家庭幼兒園學(xué)生3年的追蹤研究發(fā)現(xiàn), 學(xué)校心理環(huán)境尤其是師生關(guān)系對兒童的社會技能和學(xué)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(xué)生的研究發(fā)現(xiàn),除了父母卷入以外, 學(xué)校歸屬感和教師支持等積極學(xué)校心理環(huán)境特征也能顯著影響學(xué)生的學(xué)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(guān)系、同伴關(guān)系和良好的學(xué)校秩序能夠提升他們的自尊、減少抑郁癥狀。這些研究結(jié)果一致表明積極的學(xué)校心理環(huán)境對于家庭社會經(jīng)濟地位不利的學(xué)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(xué)業(yè)成績和問題行為顯著相關(guān)(Baum, Garofalo, &Yali, 1999; Leventhal & Brooks-Gunn, 2000; Wasserman,Shaw, Selvin, Gould, & Syme, 1998)。其中, 學(xué)生所在學(xué)校中同伴群體的社會經(jīng)濟地位對學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展的影響尤為重要。低收入家庭的學(xué)生在大多數(shù)學(xué)生為中等收入家庭子女的學(xué)校中時, 其學(xué)業(yè)成就優(yōu)于在低收入家庭子女為主的學(xué)校(Coleman et al.,1966)。迄今很少研究考察包括學(xué)?？傮w的學(xué)生家庭社會經(jīng)濟地位(學(xué)?？傮w SES)等學(xué)校整體特點對于學(xué)校心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。僅有的幾項相關(guān)研究表明, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對低SES 學(xué)校學(xué)生的學(xué)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(xué)校4515名3～6年級美國學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn), 對于貧困學(xué)校的學(xué)生而言, 學(xué)校水平的關(guān)愛、支持和自主性知覺可以顯著解釋學(xué)生學(xué)習(xí)動機態(tài)度、學(xué)業(yè)成績以及社會行為的校間差異;Shouse (1996)在控制了學(xué)生個體家庭SES后, 通過對美國398所學(xué)校的7867名中學(xué)生研究發(fā)現(xiàn), 學(xué)校水平的學(xué)業(yè)、紀(jì)律氛圍與低SES學(xué)校學(xué)生的學(xué)業(yè)成績顯著相關(guān)。在我國, 最近的研究也發(fā)現(xiàn), 對于學(xué)校平均家長受教育水平較低的學(xué)校, 其安全與秩序、鼓勵自主與合作等特征對于學(xué)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(xué)校心理環(huán)境特征對低 SES學(xué)校學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)具有更強的保護性作用。但上述研究無論學(xué)校心理環(huán)境還是學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度主要依賴同一學(xué)生樣本的自我報告, 這也有可能存在高估二者相關(guān)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(xué)生樣本考察學(xué)?？傮w心理環(huán)境影響學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的條件。

學(xué)校所在地的城鄉(xiāng)屬性、師資水平也是重要的學(xué)校總體特征。在我國, 城鄉(xiāng)差距深刻、普遍存在,城鄉(xiāng)學(xué)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(xué)生在語文、數(shù)學(xué)和英語學(xué)科學(xué)業(yè)水平上的城鄉(xiāng)差異情況,研究結(jié)果顯示, 城市學(xué)校學(xué)生在3個學(xué)科上的合格率、優(yōu)秀率均要顯著高于農(nóng)村學(xué)校學(xué)生(王云峰, 田一, 2012); 王有智(2003)對西北地區(qū)1544名城鄉(xiāng)學(xué)生的學(xué)習(xí)動機研究表明城市小學(xué)生的學(xué)習(xí)動機顯著高于農(nóng)村小學(xué)生; 薛海平(2008)通過對甘肅省20個縣 1674名農(nóng)村中學(xué)生調(diào)查發(fā)現(xiàn), 具有大專和本科學(xué)歷教師的教育質(zhì)量顯著高于具有中專學(xué)歷教師的教育質(zhì)量。農(nóng)村學(xué)校在師資、生源等方面處于劣勢, 積極的學(xué)校心理環(huán)境是否對農(nóng)村學(xué)校學(xué)生具有更強的保護性作用, 其保護性作用如何受到師資、學(xué)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(xué)校所在地、師資水平和學(xué)校總體 SES對學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)關(guān)系的調(diào)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(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)成績、學(xué)習(xí)動機和態(tài)度等方面具有促進作用。盡管研究者們在學(xué)校心理環(huán)境有助于學(xué)生學(xué)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(xué)生開展, 小學(xué)生的研究相對較少。從預(yù)防心理問題、促進學(xué)生健康適應(yīng)的角度看, 小學(xué)中高年級是研究和改善學(xué)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(xué)生個體層面而很少從學(xué)校層面探討心理環(huán)境及其影響。在學(xué)校水平上研究心理環(huán)境的作用既具有重要學(xué)術(shù)價值, 也對理解和促進學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展及我國基礎(chǔ)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(xué)生樣本的自我報告, 這可能導(dǎo)致高估學(xué)校心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。第四, 以往研究較少同時探討學(xué)?？傮w和個體心理環(huán)境間關(guān)系對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響, 難以全面系統(tǒng)揭示學(xué)校心理環(huán)境的作用。第五, 迄今很少研究考察學(xué)校整體特點對學(xué)校總體心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,難以厘清學(xué)?？傮w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(xué)?？傮w心理環(huán)境與小學(xué)4～6年級學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度及學(xué)業(yè)成績的關(guān)系; (2)學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境間的關(guān)系如何影響學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展; (3)學(xué)校所在地(城鄉(xiāng))、師資水平、總體SES等特征是否調(diào)節(jié)學(xué)校總體心理環(huán)境與學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系。和已有研究相比, 本研究主要特點如下：首先, 研究對于學(xué)校心理環(huán)境的考察集中在學(xué)校水平, 同時考察了學(xué)生個體水平的知覺, 可進一步探討學(xué)校水平心理環(huán)境的獨特作用; 其次, 在考察學(xué)校學(xué)生總體家庭社會經(jīng)濟地位的調(diào)節(jié)作用時還同時考察了學(xué)校的地域和師資特點, 有助于系統(tǒng)認識學(xué)校心理環(huán)境發(fā)揮作用的條件; 第三, 學(xué)校心理環(huán)境數(shù)據(jù)和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)數(shù)據(jù)來自同一學(xué)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(guān)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(jié)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(diào)查項目建立的數(shù)據(jù)庫(董奇, 林崇德, 2011a)。學(xué)校心理環(huán)境數(shù)據(jù)來自全國 100個區(qū)縣 421所學(xué)校12023名4～6年級學(xué)生的報告, 學(xué)業(yè)成就數(shù)據(jù)來自同校另外10826名學(xué)生。其中, 年級和性別由學(xué)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(xué)校所在地、教師學(xué)歷由校長報告, 學(xué)校平均家長文化水平和學(xué)校平均家庭年收入兩個學(xué)校 SES指標(biāo)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(xué)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(xué)校總體心理環(huán)境問卷

采用中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查全國項目組研制的學(xué)校積極心理環(huán)境問卷, 該問卷由學(xué)生報告, 分?jǐn)?shù)合成到學(xué)校水平, 以考察學(xué)校層面的心理環(huán)境質(zhì)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(lǐng)域共43道題目, 采用Likert式4點和5點計分。分?jǐn)?shù)按照特定選項比例和平均分合成到學(xué)校水平, 分?jǐn)?shù)越高表明學(xué)校積極心理環(huán)境質(zhì)量越好。問卷具有良好的信效度, 其中學(xué)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(xué)生背景變量和學(xué)?；咎卣髯兞糠植记闆r

2.2.2 個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境問卷

個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境問卷是中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查全國項目組編制, 從學(xué)校安全與秩序、師生關(guān)系、公平公正和鼓勵自主等角度考察學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境。共包含7個項目, 例如, “學(xué)校不容許學(xué)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(biāo)準(zhǔn)分, 得分越高表示個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境越好。問卷內(nèi)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(xué)習(xí)動機和態(tài)度問卷

語文、數(shù)學(xué)動機和態(tài)度問卷由中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查全國項目組編制, 主要考察學(xué)生對相應(yīng)學(xué)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(xué)語文” 、“數(shù)學(xué)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(xué)所有項目均值的標(biāo)準(zhǔn)分, 分?jǐn)?shù)越高表示學(xué)生學(xué)習(xí)的動機和態(tài)度越好。研究中的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度分?jǐn)?shù)為語文、數(shù)學(xué)動機和態(tài)度問卷合成分?jǐn)?shù)的標(biāo)準(zhǔn)分。語文、數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)動機和態(tài)度問卷信效度良好。問卷的內(nèi)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(xué)業(yè)成績

采用中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查全國項目組編制的中國兒童青少年語文和數(shù)學(xué)成就測驗(董奇, 林崇德, 2011b)。語文測驗包括四個學(xué)段測驗(2年級, 3～4年級, 5～6年級, 7～9年級), 數(shù)學(xué)測驗包括三個學(xué)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(nèi)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(xué)生數(shù)據(jù), 由于語文測驗包括不同的學(xué)段, 因此研究中把語文成績分?jǐn)?shù)以年級為單位進行了標(biāo)準(zhǔn)化。語文和數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)成績與學(xué)校心理環(huán)境等主要變量的關(guān)系模式相似, 因此我們用兩科成績Z分?jǐn)?shù)的均值作為被試的學(xué)業(yè)成績。

2.3 數(shù)據(jù)分析

2.3.1 學(xué)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(jié)構(gòu), 且本研究主要關(guān)注學(xué)校基本特征對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響, 旨在探討學(xué)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(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的變量分為學(xué)生和學(xué)校兩層, 第一層為學(xué)生變量, 第二層為學(xué)校變量。首先建立零模型, 分析在不加入任何預(yù)測變量的情況下, 學(xué)校間變異和學(xué)校內(nèi)變異對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)總變異的貢獻。

根據(jù)表3零模型結(jié)果可以計算出, 學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度及學(xué)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(gòu)

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

模型2: 考察學(xué)校基本情況對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響, 在模型1的基礎(chǔ)上同時加入學(xué)?；咎卣髯兞?。

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

模型4：考察學(xué)?？傮w和個體知覺到的心理環(huán)境變量對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響, 在控制學(xué)生個體和學(xué)?；咎卣髯兞康那闆r下, 同時加入學(xué)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(xué)校心理環(huán)境在學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)間的中介作用。

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

在上述模型中, X1=學(xué)生背景變量, X2=學(xué)?；咎卣髯兞? 具體見表1。X3=學(xué)?？傮w心理環(huán)境變量, M=個體知覺到的學(xué)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(yīng)一定存在。在此情景下, 當(dāng)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(yīng)是完全中介; 當(dāng)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(yīng)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(yīng)是學(xué)?？傮w心理環(huán)境變量通過個體知覺到的心理環(huán)境變量對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)影響的情況, 因此構(gòu)建 2-1-1模型(方杰等,2010), 由于學(xué)生背景變量和學(xué)校所在地為啞變量,對此不再進行中心化處理。而對于學(xué)?？傮w心理環(huán)境、教師學(xué)歷和學(xué)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(xué)校層截距方程中, 由于中介變量的組均值與學(xué)?？傮w心理環(huán)境變量之間存在較高相關(guān)(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(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響作用。

2.3.3 效應(yīng)值

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

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(jié)果

3.1 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果及學(xué)生、學(xué)校背景變量對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的作用

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

學(xué)生背景變量與學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)關(guān)系的結(jié)果(表3模型1)顯示, 在學(xué)習(xí)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(yīng)。其中年級越低(γ= ?0.16,p< 0.001), 學(xué)生的學(xué)習(xí)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(xué)生(γ=0.13,p< 0.001)的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度更為積極; 在學(xué)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(yīng), 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(xué)生(γ= 0.28,p< 0.001)和家庭年收入較高的學(xué)生(γ= 0.09, 0.18,p< 0.001)學(xué)業(yè)成績較好。

表2 4～6年級學(xué)生各變量與學(xué)業(yè)表現(xiàn)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)矩陣

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

3.2 學(xué)?？傮w心理環(huán)境與學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系：主效應(yīng)分析

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

為揭示學(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(shè)定學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度及學(xué)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(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度的作用顯著高于其對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的作用。對個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境進行同樣分析得到了相似結(jié)果, 即個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度的作用顯著大于其對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的作用, Δχ2= 1220.22 (p< 0.001)。

表3 4～6年級學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)影響因素的多層線性回歸分析結(jié)果

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

圖1 各變量對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度作用大小的比較

圖2 各變量對學(xué)生學(xué)業(yè)成績作用大小的比較

3.3 學(xué)校總體心理環(huán)境和學(xué)業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系：個體知覺到的學(xué)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(xué)校心理環(huán)境在學(xué)?？傮w心理環(huán)境與學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)間的中介作用, 建立模型5。結(jié)果顯示, 學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境在學(xué)校總體心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)間存在部分中介作用(圖 3)。在學(xué)習(xí)動機和態(tài)度上, 當(dāng)加入個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境這一中介變量后, 學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)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(yīng)占總效應(yīng)的比例(ab/c)達 54.2%, 表明個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境起到了較強中介作用。在學(xué)生的學(xué)業(yè)成績上, 當(dāng)加入個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境這一中介變量后, 學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(yīng)占總效應(yīng)的比例為16.7%, 表明個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境起到了一定中介作用。可見, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境可通過個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境影響學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度; 相對而言, 對于學(xué)生的學(xué)業(yè)成績, 個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境所起的中介作用相當(dāng)有限。

為進一步檢驗上述中介效應(yīng), 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(jié)果證實學(xué)?？傮w心理環(huán)境通過個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境顯著影響學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度(Sobel’s z = 7.57,p< 0.001)、學(xué)業(yè)成績(Sobel’s z = 18.78,p< 0.001)。

3.4 學(xué)校總體心理環(huán)境與學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系：學(xué)?；咎卣髯兞康恼{(diào)節(jié)作用

在模型3的基礎(chǔ)上依次考察學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)校基本特征變量間的交互作用建立模型 6a,結(jié)果發(fā)現(xiàn), 學(xué)?？傮w心理環(huán)境和教師學(xué)歷(γ=?0.039,p< 0.01)、學(xué)校平均家長文化水平(γ= ?0.14,p< 0.01)、學(xué)校平均家庭年收入(γ= ?0.15,p< 0.001)的交互作用顯著影響學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度; 學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)校所在地(γ= ?0.13,p< 0.001)、教師學(xué)歷(γ= ?0.07,p< 0.001)、學(xué)校平均家長文化水平(γ= ?0.23,p< 0.001)、學(xué)校平均家庭年收入(γ=?0.12,p< 0.01)的交互作用顯著影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績。在模型 6a的基礎(chǔ)上同時考察學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)校基本特征變量顯著交互項建立模型 6b,結(jié)果發(fā)現(xiàn), 學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)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(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度; 學(xué)校總體心理環(huán)境和教師學(xué)歷(γ= ?0.05,p< 0.05)的交互作用仍顯著影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績。

進一步使用回歸系數(shù)差異檢驗方法分析在學(xué)校特征變量不同水平上學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度的作用, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)高教師學(xué)歷和低教師學(xué)歷條件下、學(xué)校平均家庭年收入較高和較低條件下, 學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)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(jié)果見圖4、5。可見, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對于師資水平較低、學(xué)校平均家庭年收入較低學(xué)校中的學(xué)生學(xué)習(xí)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(xué)校特征變量水平上學(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的作用, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)在城市和農(nóng)村、高教師學(xué)歷和低教師學(xué)歷條件下、學(xué)校平均家長文化水平較高和較低條件下, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(jié)果見圖6～8?？梢? 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對于農(nóng)村、師資水平較低、學(xué)校平均家長文化水平較低學(xué)校中學(xué)生的學(xué)業(yè)成績具有更強的保護作用。

圖3 個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境在學(xué)校總體心理環(huán)境和學(xué)業(yè)表現(xiàn)間的中介作用

圖4 教師學(xué)歷和學(xué)校心理環(huán)境之間的交互作用

圖 5 學(xué)校平均家庭年收入和學(xué)校心理環(huán)境之間的交互作用

圖6 學(xué)校所在地和學(xué)業(yè)成績之間的交互作用

圖7 教師學(xué)歷和學(xué)業(yè)成績之間的交互作用

圖8 學(xué)校平均家長文化水平和學(xué)業(yè)成績之間的交互作用

4 討論

本研究應(yīng)用多水平分析, 使用具有全國代表性的數(shù)據(jù)考察學(xué)校心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展的關(guān)系,第一次揭示出學(xué)?？傮w心理環(huán)境既可以直接影響4～6年級小學(xué)生的學(xué)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(xué)?？傮w心理環(huán)境對農(nóng)村、師資和生源較差學(xué)校學(xué)生的學(xué)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(xué)?？傮w心理環(huán)境特征的數(shù)據(jù)和學(xué)生學(xué)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(xué)生樣本作為單一數(shù)據(jù)來源可能帶來的高估學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)相關(guān)性的偏差(Reyes et al.,2012)。本研究從學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境和學(xué)?？傮w心理環(huán)境兩個層次進行研究, 擴展了學(xué)校心理環(huán)境研究的角度, 并為在基礎(chǔ)教育質(zhì)量評價中開展學(xué)校層面的心理環(huán)境評估提供了直接的實證依據(jù)。

國內(nèi)外已有研究一致表明學(xué)生個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境和學(xué)生良好的學(xué)習(xí)動機、態(tài)度以及學(xué)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(xué)生和學(xué)?；颈尘疤卣骱? 學(xué)校總體心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)不同方面均仍具有顯著貢獻。與其對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的作用相比, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境和個體知覺到的心理環(huán)境均對學(xué)生學(xué)習(xí)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(xué)生知覺到的學(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)動機、態(tài)度的作用大于其對學(xué)生學(xué)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(dāng)學(xué)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(xué)生學(xué)習(xí)的信心, 形成積極的學(xué)習(xí)態(tài)度, 因此有著更為積極的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度, 從而有著更好的學(xué)業(yè)成績。

通過系統(tǒng)分析學(xué)校總體心理環(huán)境的作用途徑,本研究第一次揭示學(xué)?？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(xué)生的學(xué)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(xué)校心理環(huán)境以外, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境本身對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)也具有重要作用。值得注意的是, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對于學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度更多的是通過個體知覺到的學(xué)校心理環(huán)境間接發(fā)生作用, 對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響更多的是直接作用。對于學(xué)生的學(xué)習(xí)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(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度具有相對更強的作用, 也就是說當(dāng)學(xué)生個體知覺到自己處在一個安全有序、關(guān)愛和支持的學(xué)校環(huán)境中時, 其學(xué)習(xí)態(tài)度更積極, 學(xué)習(xí)的信心也更強, 因此有著更為積極的學(xué)習(xí)動機和態(tài)度。然而, 本研究結(jié)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(xué)?？傮w心理環(huán)境還會直接影響學(xué)生的學(xué)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(xué)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(xué)生同伴群體之間傳播(Saab & Klinger, 2010)。例如, 當(dāng)學(xué)生的攻擊、欺負等問題行為出現(xiàn)在同一所學(xué)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(jié)果和已有研究的相關(guān)結(jié)果提示, 對于學(xué)校心理環(huán)境影響學(xué)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(xué)?；咎卣鞯恼{(diào)節(jié)作用揭示出學(xué)校總體心理環(huán)境影響學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的作用具有學(xué)校間的差異, 擴展了對于學(xué)校心理環(huán)境影響學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展的環(huán)境條件的理解。本研究對學(xué)校不同特征調(diào)節(jié)作用的分析一致性地支持積極的學(xué)校心理環(huán)境對于存在不利因素學(xué)校中學(xué)生的學(xué)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(xué)校所在地和教師學(xué)歷的顯著調(diào)節(jié)作用。在控制了個體和學(xué)校背景變量以后, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對農(nóng)村、師資水平較低學(xué)校學(xué)生的學(xué)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(jié)果為理解城鄉(xiāng)學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展差異的機制提供了新的證據(jù), 并提示改善學(xué)?？傮w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(xué)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(xué)校心理環(huán)境, 則有助于推動學(xué)生克服客觀條件不足的困難, 更主動、投入地學(xué)習(xí), 因而在一定程度上有助于彌補硬件設(shè)施簡陋、教師學(xué)歷低帶來的不利影響。這一研究結(jié)果也為理解當(dāng)前我國基礎(chǔ)教育中涌現(xiàn)出的一些薄弱學(xué)校改進范例提供了科學(xué)證據(jù)。在學(xué)校存在地域、教師知識水平和教學(xué)水平限制的情況下, 安全有序、接納支持、公平、公正, 并鼓勵學(xué)生自主與合作探索的學(xué)校心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)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(xué)校所在地、師資等背景變量以后, 學(xué)?？傮w心理環(huán)境對平均家長文化水平較低學(xué)校學(xué)生的學(xué)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(xué)校學(xué)生的學(xué)習(xí)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(xué)生個體水平的家庭背景特征, 因此學(xué)校SES的調(diào)節(jié)作用實際上反映的是學(xué)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(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展具有重要影響提供了一個內(nèi)部機制解釋。低SES學(xué)校學(xué)生往往從家庭獲得的發(fā)展支持和資源少, 學(xué)生群體的發(fā)展處于相對較低的水平, 同伴給予學(xué)生學(xué)業(yè)支持的促進作用就會很有限。在這種情況下, 學(xué)校心理環(huán)境的積極特征對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的促進就尤其重要。這和已有研究獲得的學(xué)校學(xué)生貧困程度對學(xué)校關(guān)愛、安全、自主性特征和學(xué)生學(xué)習(xí)態(tài)度關(guān)系的調(diào)節(jié)作用一致(Battistich et al., 1995), 提示積極的學(xué)校心理環(huán)境特點對低SES學(xué)校學(xué)生學(xué)業(yè)能力的發(fā)展具有特別重要的意義。第三, 當(dāng)學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)校所在地、教師學(xué)歷、學(xué)校 SES的交互作用同時進入模型以后,僅學(xué)校平均家庭年收入顯著調(diào)節(jié)學(xué)校總體心理環(huán)境與學(xué)生學(xué)習(xí)動機和態(tài)度間的關(guān)系, 僅教師學(xué)歷顯著調(diào)節(jié)學(xué)?？傮w心理環(huán)境和學(xué)生學(xué)業(yè)成績間的關(guān)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(guān), 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(xué)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(xué)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(xué)?？傮w心理環(huán)境對于農(nóng)村學(xué)校學(xué)生學(xué)業(yè)成績的保護性作用實質(zhì)上體現(xiàn)的是對師資水平較低學(xué)校學(xué)生的保護性作用, 也就是說, 師資水平相對薄弱學(xué)校教師教授知識的水平有限, 但積極的學(xué)校心理環(huán)境有助于推動學(xué)生更主動地自我探索, 因而在一定程度上可彌補教師學(xué)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(guān)數(shù)據(jù)。因此, 有關(guān)研究結(jié)論還需要借助于追蹤或?qū)嶒炑芯坑枰赃M一步檢驗。第二,本研究使用的學(xué)生家庭和學(xué)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(xué)校平均家長文化水平、學(xué)校平均家庭年收入這些變量進行了控制,研究結(jié)果均是在控制了這些背景變量的基礎(chǔ)上得出的, 因此本研究主要考慮的是統(tǒng)計控制相關(guān)背景變量之后學(xué)校心理環(huán)境與學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的關(guān)系。在后續(xù)研究中進一步深入考慮不同變量內(nèi)部的關(guān)系及其影響將有助于深入理解相關(guān)問題。第三, 本研究為在學(xué)校層面開展心理環(huán)境評估、將學(xué)校心理環(huán)境作為基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測新角度提供了直接實證依據(jù), 未來應(yīng)重視借助干預(yù)的手段, 深入研究評估和改進學(xué)校心理環(huán)境對于促進改善學(xué)校教育質(zhì)量的作用和途徑。

5 結(jié)論

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

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

(3)學(xué)?？傮w心理環(huán)境對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響作用強度受到學(xué)校所在地、師資水平、學(xué)校學(xué)生總體家庭社會經(jīng)濟地位的顯著調(diào)節(jié)。學(xué)?？傮w心理環(huán)境對處于師資水平低、平均家庭年收入較低學(xué)校中學(xué)生的學(xué)習(xí)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(xué)校中學(xué)生的學(xué)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(chǔ)專項和認知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)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(xué)校近10萬學(xué)生及其家長、教師、校長積極參與了研究。

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