丁玉婷 張 暢 李冉冉 丁文宇 朱 靜 劉 偉 陳 寧

積極共同經(jīng)歷促進師生關系的機制：情感聯(lián)結的中介作用*

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上海師范大學心理學系, 上海 200234) (2中國科學技術大學國際金融研究院, 合肥 230026)

基于問卷調(diào)查、現(xiàn)場實驗和實驗室實驗, 考察積極共同經(jīng)歷對青少年師生關系的影響及其機制。結果表明：(1)積極共同經(jīng)歷正向影響師生關系, 且不同類型經(jīng)歷(回憶、想象、樣例)均凸顯促進作用; (2)積極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷影響師生關系中存在穩(wěn)定的中介作用。本研究初步提出“共同經(jīng)歷關系效應模型”, 推進了師生關系影響機制的研究, 具有良好的生態(tài)學效度和實際的教育價值。

師生關系, 積極共同經(jīng)歷, 經(jīng)歷類型, 情感聯(lián)結

1 問題提出

師生關系影響學生的課堂參與、學業(yè)成績和學習動機(Pianta et al., 2012), 高質(zhì)量的師生關系亦與師生心理健康水平密切相關(Veldman et al., 2013)。作為青少年在發(fā)展自我同一性時期的重要依戀關系, 師生關系對青少年成長發(fā)展具有尤為重要的特殊意義(Verschueren & Koomen, 2012)。

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

1.1 積極共同經(jīng)歷及其關系效應

共同經(jīng)歷指兩個或兩個以上的個體參與到同一活動中(苗曉燕等, 2021)。從經(jīng)歷的屬性來看, 包括即時報告或回憶的真實經(jīng)歷(Barber, 2014)、想象的虛擬經(jīng)歷(Stathi et al., 2011)、觀察樣例時的替代經(jīng)歷(Denisenkova & Nisskaya, 2016)等多種類型; 根據(jù)事件效價, 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)歷得到更多關注, 其作用體現(xiàn)于關系建立、維持和恢復(establish-maintain-restore, EMR)各階段(Cook et al., 2018)。

首先, 積極共同經(jīng)歷是人際關系建立的基礎。Wolf等人(2015)對尚未建立關系的成對陌生被試研究發(fā)現(xiàn), 即使只是雙方一起盯著屏幕而無其他互動的情況下, 參與者也報告“自己體驗到與對方有著較為積極的關系”。其次, 積極共同經(jīng)歷強化關系的維持。以往研究發(fā)現(xiàn), 人們在一起旅游后, 人際關系質(zhì)量會得到提升(de Bloom et al., 2016)。Fredrickson (2016)的研究進一步發(fā)現(xiàn), 即使是低頻次的共同經(jīng)歷積極情緒事件也被認為是提升關系質(zhì)量的有效方法。最后, 當發(fā)生人際矛盾時, 積極接觸等共同經(jīng)歷有助于關系恢復。Webb等人(2017)的研究表明, 沖突雙方一起散步的同步性動作有助于沖突者發(fā)掘更多的潛在解決方案。可見, 積極共同經(jīng)歷在關系發(fā)展的各個階段都體現(xiàn)出促進作用。

根據(jù)發(fā)展資源模型, 關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)歷有助于良好關系圖式的建立(Wang et al., 2013), 師生關系質(zhì)量的提升更是離不開積極共同經(jīng)歷的支持(Krane et al., 2017), 國外有關師生間積極共同經(jīng)歷的研究提供了這方面的證據(jù)。在一項師生分享彼此相似點的反饋實驗中, 當教師感知到學生和自己有多個相似點時, 傾向于報告與該學生有更好的師生關系(Gehlbach et al., 2016)。嗣后, Aasheim等人(2018)對全校師生關系進行了“教師課堂管理項目(IY-TCM)”項目干預, 項目結束后再次調(diào)查師生關系, 發(fā)現(xiàn)共同參與該項目對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)的面對面經(jīng)歷, 師生在社交網(wǎng)絡上的積極互動經(jīng)歷同樣能促進關系發(fā)展(Kasperski & Blau, 2020)。綜上, 有理由推測積極共同經(jīng)歷對我國青少年師生關系同樣具有積極影響。更進一步, 根據(jù)社會信息泛化效應(Generalization Effect of Social Information) (Kocsor & Bereczkei, 2017), 個體與參與者的經(jīng)歷影響對其所屬特定社會群體的期望和印象, 使得對群體內(nèi)特定個體的認知被泛化為對群體的整體認知。神經(jīng)科學也提供了證據(jù)(Moseley & Vlaeyen, 2015), 大腦對與具體個體關系的編碼精確性決定泛化的程度。因此, 我們推測積極共同經(jīng)歷可能不僅對經(jīng)歷中的學生和具體教師之間的關系產(chǎn)生影響, 甚至可以泛化到群體教師, 從而發(fā)揮“愛屋及烏”的遷移效應。

1.2 積極共同經(jīng)歷促進關系發(fā)展的機制

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

情感聯(lián)結是指個體雙向建立情感性人際關系過程中感知到的情感聯(lián)結強度(Toyoda, 2000), 其中積極情感聯(lián)結體現(xiàn)為期待、希望、幸福、驕傲等情感體驗(Wood & Kenyon, 2018), 這些情感為堅固的關系質(zhì)量提供了基礎(Wood & Kinnunen, 2020)。一方面, 人們一起參與活動或協(xié)作完成任務等共同經(jīng)歷(Haj-Mohamadi et al., 2018; 苗曉燕等, 2021), 是形成情感性關系、建立情感聯(lián)結的基礎。研究表明, 相較于分享消極經(jīng)歷, 當參與者們互相分享自己的積極經(jīng)歷時, 傾聽者們對彼此的積極情感會增加(Warchol, 2015); 相較于單獨觀看, 個體與朋友共同觀看愉快的照片時雙方體驗到更深程度的積極情感聯(lián)結(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)生的情感較單獨經(jīng)歷更為豐富(汪祚軍等, 2017), 人們在積極共同經(jīng)歷中會對所處情境和情緒事件進行評估, 當個體情緒得到他人情緒證實時則會產(chǎn)生積極情緒放大效應。另一方面, 積極情感聯(lián)結的建立又是進一步促進人際關系的基礎條件(Fredrickson, 2016)。根據(jù)依戀理論(Attachment Theory), 人們在情感狀態(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)生了依戀關系(Keltner & Haidt, 1999)。通過共同經(jīng)歷產(chǎn)生的積極情感聯(lián)結使得雙方形成依戀, 進而促進人際關系發(fā)展(Noller & Feeney, 2000)。共同經(jīng)歷中積極情感聯(lián)結的累積, 也促進了連接感、安全感、支持感等人際關系質(zhì)量相關的感知資源(Fredrickson, 2016), 從而發(fā)揮關系促進作用。

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

如前文所述, 共同經(jīng)歷有不同類型。研究表明, 回憶與他人真實的積極共同經(jīng)歷有助于促進個體保持與共同經(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)類似真實體驗的情感, 使得情緒和行為反應的表達得以增強(Garcia et al., 2002), 從而促進關系的發(fā)展。關系是一個學習的過程(Yeadon-Lee, 2013), 根據(jù)社會學習理論(Social Learning Theory), 樣例或榜樣能促進社會性發(fā)展(Bandura, 1978)。在學校生活中, 青少年從他人經(jīng)歷(樣例觀察)那里也可能得到替代性強化和反饋, 進而增強自己與老師的情感聯(lián)結并促進師生關系?？傊? 我們推斷, 無論是回憶、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)結的作用而具有師生關系促進效應。

1.3 研究構想

基于上述文獻回溯與理論推導, 本研究從教育導向的積極視角出發(fā), 探究積極共同經(jīng)歷對師生關系的影響, 并提出兩個核心假設：不同類型的積極共同經(jīng)歷均能正向預測師生關系(假設1); 情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷與師生關系間具有中介作用(假設2)。研究以青少年學生為被試, 通過3個研究檢驗假設：研究1通過問卷調(diào)查從宏觀層面予以考察; 研究2和研究3分別基于現(xiàn)場實驗和實驗室實驗, 借鑒前人對人際關系的測量方法(Koenen, Bosmans et al., 2019)、以狀態(tài)性師生關系為因變量測量指標, 從微觀層面進一步探究積極共同經(jīng)歷及不同類型經(jīng)歷對狀態(tài)性師生關系的影響, 并揭示情感聯(lián)結的中介作用。

2 研究1：積極共同經(jīng)歷影響師生關系的調(diào)查研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究對象

通過整群抽樣, 對安徽省兩所中學30個班級1420名被試進行現(xiàn)場調(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)歷問卷。首先, 對上海市2所中學80名初高中生和20名教師進行開放式問卷調(diào)查, 搜集到32件師生積極共同經(jīng)歷事件。經(jīng)心理學2名教授和24名心理學研究生評定積極共同經(jīng)歷事件的典型程度, 選出大于3分(滿分4分)的24個題項形成初始問卷, 采用從“從不”到“總是”的4級計分。其次, 邀請上海市另一所中學244名學生填寫初測問卷, 經(jīng)項目分析, 前27%和后27%兩組被試在各項目得分上均達到0.001的顯著性水平。又經(jīng)探索性因素分析, 保留16個項目、單一維度, 項目載荷值在0.51～0.77之間, 累計解釋方差總變異的37.76%, KMO值為0.90、球形檢驗度1706.34。最后, 再請上海市另一所中學226名學生填寫問卷, Cronbach’s α系數(shù)為0.89, 驗證性因素分析結果為：χ2= 2.61, NFI = 0.80, IFI = 0.86, CFI = 0.86, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.048。這表明問卷信效度總體是可以接受的。

師生關系問卷。采用鄒泓等(2007)修訂的師生關系問卷, 由親密性、沖突性、支持性和滿意度等4個維度組成, 1～5級計分, 原4個維度Cronbach’s α系數(shù)為0.71～0.87。本研究中選取親密性、支持性和滿意度三個維度, 驗證性因素分析指標良好(= 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)結問卷。改編自親密性誘導檢驗問卷(Sedikides et al., 1999)和情感聯(lián)結測量(Bastian et al., 2014), 含5道題目(如“你覺得你有多信任老師？”), 1～5級計分(從“一點不信任”計1分到“十分信任”計5分)。驗證性因子分析指標良好(= 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。

學業(yè)成績等級自評。參考盧家楣等人(2009)的做法, 請被試回顧近幾次考試, 并對自己在班級內(nèi)整體的學習等級區(qū)間進行自我評價, 分中上、中等、中下三個等級水平。

2.2 研究結果

2.2.1 共同方法偏差檢驗

為控制共同方法偏差, 調(diào)查時匿名發(fā)放問卷, 采用Harman單因素分析檢驗本研究數(shù)據(jù)同源誤差的嚴重程度, 未進行因子旋轉前, 第一個因子解釋了24.41%的變異(小于40%的臨界點) (周浩, 龍立榮, 2004)。說明不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2.2 假設檢驗

對性別、學生干部身份、自評成績等級、積極共同經(jīng)歷、積極情感聯(lián)結、師生關系做相關分析, 結果表明除性別變量外, 其余變量兩兩之間呈顯著相關(見表1)。

將學生干部身份作為控制變量, 積極共同經(jīng)歷作為自變量, 師生關系作為因變量, 積極情感聯(lián)結作為中介變量, 使用Hayes (2013)編制的SPSS宏程序PROCESS模型4檢驗積極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷與師生關系之間的中介作用, 結果顯示(見表2), 積極共同經(jīng)歷顯著預測積極情感聯(lián)結,= 0.51,= 0.04,< 0.001; 積極共同經(jīng)歷、積極情感聯(lián)結同時進入回歸方程, 積極共同經(jīng)歷顯著預測師生關系,= 0.26,= 0.03,< 0.001, 積極情感聯(lián)結顯著預測師生關系,= 0.34,= 0.02,< 0.001。偏差校正的百分位Bootstrap方法檢驗表明, 積極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷與師生關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]。中介效應占總效應的比例/(+) = 39.53%。

表1 各變量的描述統(tǒng)計與相關系數(shù)矩陣(N = 1273)

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

使用PROCESS模型5檢驗自評成績等級的調(diào)節(jié)作用, 結果顯示(表2、圖1)：積極共同經(jīng)歷預測師生關系的正向作用不顯著(β = 0.07,= 0.34), 積極共同經(jīng)歷與自評成績等級的交互項顯著正向預測師生關系(β = 0.08,= 0.01), 說明自評成績等級存在調(diào)節(jié)作用。簡單斜率檢驗結果顯示, 積極共同經(jīng)歷對師生關系的正向預測作用隨自評成績等級的提高而增加：對于自評成績等級為中下等的被試, 積極共同經(jīng)歷對師生關系的正向預測作用不顯著(= 0.08,= 1.56,0.12, 95% CI [?0.02, 0.18]); 對于自評成績等級為中等的被試, 積極共同經(jīng)歷對師生關系具有顯著的正向預測作用(= 0.28,= 7.70,< 0.001, 95% CI [0.21, 0.35]); 對于自評成績等級為中上等的被試, 積極共同經(jīng)歷對師生關系同樣具有顯著的正向預測作用(= 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)的中介效應圖

研究1還發(fā)現(xiàn)班級師生關系間存在顯著差異(= 16.86,< 0.001), 為此取每個班級的積極情感聯(lián)結平均值為二層變量進一步做多層線性分析。結果發(fā)現(xiàn)班級積極情感聯(lián)結對師生關系無顯著影響(β = 0.01,0.98), 班級積極情感聯(lián)結對積極共同經(jīng)歷影響師生關系的調(diào)節(jié)作用不顯著(β = 0.10,0.65)。

2.3 小結

研究1從整體的宏觀層面驗證了假設：積極共同經(jīng)歷直接正向預測師生關系, 積極情感聯(lián)結在其間起部分中介作用, 并受到自評成績等級的調(diào)節(jié)。然而, 研究1的調(diào)查還不能揭示積極共同經(jīng)歷與師生關系的因果關系, 且積極共同經(jīng)歷均為被試的自我報告, 為此, 研究2、研究3采取實驗研究直接操縱積極共同經(jīng)歷, 控制被試自評成績等級(測量同研究1), 進一步從微觀層面探究積極共同經(jīng)歷和狀態(tài)性師生關系的因果關系以及情感聯(lián)結的作用機制。

3 研究2：積極共同經(jīng)歷影響師生關系的現(xiàn)場實驗

3.1 實驗設計

采用2 (時間：前測/后測) × 3 (積極共同經(jīng)歷分組：回憶分享組/單純回憶組/無回憶組)的混合實驗設計, 后者為被試間變量。根據(jù)G*Power 3.1的計算, 設定統(tǒng)計檢驗力1 ? β = 0.80、雙側檢驗α = 0.05、效應量= 0.80的前提下, 進行方差分析需要的最低被試量為81人。運用基于學校的研究范式(張暢等, 2022)以上海市某中學全體在讀初中生6～9年級369人為前測樣本, 后測匹配到有效被試305人, 平均年齡為12.71 ± 1.30歲, 其中男生153人, 女生152人, 4個年級分別為99、77、82和47人。各年級隨機選1～2個班作為積極共同經(jīng)歷一個組別, 經(jīng)檢驗, 3組被試在自評成績等級上無顯著差異(= 0.50,0.60)。

3.2 研究工具

師生關系問卷。同研究1, 本實驗中Cronbach’s α系數(shù)為0.73。

狀態(tài)性師生關系測量。為保證結果的穩(wěn)定性, 因變量采用兩種測量工具。第一, 心理距離量表。采用人際關系量表(Aron et al., 1992), 以反映心理距離的圓圈重疊程度測量狀態(tài)性師生關系, 7點計分。第二, 借鑒Koenen和Bosmans等人(2019)測量師生關系的方法, 采用Brophy和McCaslin (1992)對教師近百次采訪后設計的、體現(xiàn)學校典型情境的小插曲任務(vignette task)測量狀態(tài)性師生關系, 含5個情境各3個問題。對譯后的中文版本經(jīng)心理學專業(yè)2名教授和7名研究生討論, 對問題表述進行了更適合我國教育情境的調(diào)整。探索性因素分析發(fā)現(xiàn), 任務的3個問題形成3個維度, Cronbach’s α系數(shù)分別為0.76、0.85、0.94; 驗證性因素分析結果擬合良好, χ2= 2.70, NFI = 0.93, IFI = 0.96, CFI = 0.96, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.037。

積極共同經(jīng)歷測量。同研究1, 本實驗中Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

情感聯(lián)結測量。參照Wood和Kenyon (2018)的研究, 情感聯(lián)結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)和學業(yè)情緒量表(董妍, 俞國良, 2007), 選取“快樂的、難過的、自豪的、緊張的”四個情緒詞, 請被試報告與老師之間關系的情緒體驗(題項為：“我和共同參加體育節(jié)活動的老師之間的關系, 令人快樂/難過/自豪/緊張”), 通過4個情緒詞分別測量被試對老師積極和消極兩層面的情感聯(lián)結水平, 1～5級計分, 積極情感聯(lián)結和消極情感聯(lián)結的情緒詞相關系數(shù)分別為0.54、0.46,s < 0.001。

3.3 實驗程序

以師生共同參與的體育節(jié)為真實情境, 第一階段為前測：體育節(jié)前3天以班級為單位施測師生關系問卷、心理距離量表、積極共同經(jīng)歷問卷。第二階段為積極共同經(jīng)歷：體育節(jié)當天, 全校師生共同參與到各項活動中, 拍攝師生共同參與活動時的同框照片, 事后按班級制作照片影集, 影集中照片量(11張)、時長(60 s)、分辨率(2000像素×1500像素)等均保持一致。第三階段為后測。體育節(jié)后3天實施后測, 回憶分享組各班學生在觀看照片影集后, 班主任和學生共同分享體育節(jié)的活動感受, 再進行心理距離、小插曲任務、情感聯(lián)結的測量; 單純回憶組各班學生只觀看影集并進行后測; 無回憶組班級直接實施測量。

3.4 研究結果

3.4.1 操縱檢驗

對前測數(shù)據(jù)做單因素方差分析, 結果顯示積極共同經(jīng)歷總分上3組無顯著差異,(2, 302) = 1.46,0.23; 心理距離無顯著差異,(2, 302) = 1.43,0.06; 師生關系也無顯著差異,(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 假設檢驗

描述性統(tǒng)計結果見表3。對后測3組的積極情感聯(lián)結和消極情感聯(lián)結分別做方差分析, 結果如下：積極情感聯(lián)結的主效應顯著,(2, 302) = 5.69,0.004, η2= 0.04, 事后檢驗發(fā)現(xiàn)回憶分享組(= 3.91,= 0.90)與單純回憶組無差異(= 3.79,= 0.91),= 1.00, 但顯著高于無回憶組(= 3.42,= 1.18),= 0.003; 單純回憶組顯著高于無回憶組,= 0.04。消極情感聯(lián)結的主效應不顯著,(2, 302) = 0.90,0.41。

以心理距離為因變量進行方差分析, 結果表明：時間的主效應顯著,(1, 302) = 15.28,0.001, η2= 0.05, 95% CI [0.01, 0.10]; 分組主效應顯著,(2, 302) = 3.12,0.04, η2= 0.02, 95% CI [0.00, 0.06]; 時間和分組的交互作用不顯著,(2, 302) = 1.16,0.26, η2= 0.01。對后測的小插曲任務做單因素方差分析, 結果顯示差異顯著,(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)和無回憶組(0.02)。

為進一步檢驗積極和消極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷影響師生關系中是否存在中介作用, 以無回憶組為參照, 將自變量編碼為虛擬變量(虛擬1：單純回憶組 = 1, 無回憶組 = 0, 回憶分享組 = 0; 虛擬2：無回憶組 = 0, 單純回憶組 = 0, 回憶分享組 = 1), 以心理距離和小插曲任務得分為因變量, 情感聯(lián)結為中介變量, 采用相對中介效應的Bootstrap方法進行檢驗。

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

表3 描述性統(tǒng)計結果(N = 305)

圖2 積極情感聯(lián)結的中介效應圖

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

3.5 小結

研究2通過凸顯生態(tài)效度的現(xiàn)場實驗, 從微觀層面進一步發(fā)現(xiàn)師生積極共同經(jīng)歷對師生關系的促進作用和情感聯(lián)結的中介作用。結果表明, 即便只是一次具體的師生積極共同經(jīng)歷(體育節(jié)), 就對狀態(tài)性師生關系產(chǎn)生積極促進作用, 而對積極共同經(jīng)歷的回憶分享則通過促進積極情感聯(lián)結、從而表現(xiàn)出更大的師生關系效應, 這種累積導致研究1所揭示的師生關系的穩(wěn)定促進效應。體育節(jié)是真實的師生積極共同經(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？下面通過研究3予以考察。

4 研究3：積極共同經(jīng)歷影響師生關系的實驗室實驗

4.1 實驗設計

采用4 (積極共同經(jīng)歷類型:回憶/想象/樣例/對照) × 2 (老師類別:具體老師/群體老師)的混合實驗設計, 后者為被試內(nèi)變量。根據(jù)G*Power 3.1的計算, 設定統(tǒng)計檢驗力1 ? β = 0.80、雙側檢驗α = 0.05、效應量= 0.80的前提下, 進行方差分析需要的最低被試量為92人。實驗在上海市另一所公辦初中進行, 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, 隨機分配的4組被試在自評成績等級上無顯著差異(= 2.24,0.76)。

4.2 研究工具

積極情感聯(lián)結測量。同研究1, 本實驗中Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

小插曲任務。同研究2, 本實驗中Cronbach’s α系數(shù)分別為0.80, 0.77, 0.84。

情緒測量。選取積極?消極情緒量表(PANAS, Watson et al., 1988)中“開心的、溫暖的、感動的、緊張的、無奈的、難過的”六個情緒詞, 以此檢驗積極共同經(jīng)歷操縱的有效性, 1～5級計分, 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 實驗程序

實驗在被試學校安靜的機房, 通過E-prime呈現(xiàn)完成。首先, 操縱各組被試積極共同經(jīng)歷類型：回憶組被試回憶過去一年內(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一年內(nèi)最期待和某位老師的一次共同經(jīng)歷, 樣例組請被試觀看他人和某位老師的共同經(jīng)歷, 對照組閱讀一則描述某位老師工作的中性故事。為增強被試對共同經(jīng)歷事件中信息的認知加工, 要求回憶和想象組被試回溯或預想“當時的天氣、季節(jié)、老師身份”, 并測量四組被試的即時情緒體驗。其次, 測量被試與具體老師(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, 再完成小插曲任務。

4.4 研究結果

4.4.1 操縱檢驗

4組被試在接受積極共同經(jīng)歷操縱后的消極情緒體驗無顯著差異,(3, 148) = 0.52,= 0.67, 但積極情緒體驗存在顯著差異,(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)的積極情緒體驗均高于對照組(= 2.27,= 0.16),s < 0.001。

4.4.2 假設檢驗

描述性統(tǒng)計結果見表4。以心理距離為因變量, 方差分析表明, 老師類別的主效應顯著,(1, 148) = 35.53,< 0.001, η2= 0.19, 95% CI [0.09, 0.30]; 組別主效應顯著,(3, 148) = 4.76,0.003, η2= 0.09, 95% CI [0.01, 0.17]; 老師類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]。進一步簡單效應分析發(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; 對照組與具體老師的心理距離得分和群體老師無差異,(1, 148) = 0.03,0.86。

表4 描述性統(tǒng)計(N = 152)

以小插曲任務為因變量, 方差分析表明(見圖3), 老師類別的主效應顯著,(1, 148) = 23.82,< 0.001, η2= 0.14, 95% CI [0.04, 0.22]; 分組主效應顯著,(3, 148) = 3.96,0.01, η2= 0.07, 95% CI [0.00, 0.75]; 老師類別和分組的交互作用邊緣顯著,(3, 148) = 2.94,0.058, η2= 0.06。進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 回憶組被試與具體老師的小插曲任務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得分顯著高于群體老師(1, 148) = 4.64,0.05, η2= 0.03; 對照組與具體老師的小插曲任務得分和群體老師無差異,(1, 148) = 0.01,0.92。

對群體老師的心理距離評分做單因素方差分析, 結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照組,s0.05; 再對小插曲任務評分做單因素方差分析, 結果顯示四組無顯著差異,(3, 148) = 2.00,0.116, 但從均值來看, 回憶組和想象組依舊高于樣例組和對照組。該結果在一定程度上表明積極共同經(jīng)歷對被試與群體老師的關系受到了與具體老師關系的影響。

為進一步檢驗積極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷類型影響師生關系中是否存在中介作用, 以對照組為參照, 將自變量編碼為虛擬變量(虛擬1：樣例組 = 1, 對照組 = 0, 想象組 = 0, 回憶組 = 0; 虛擬2：對照組 = 0, 樣例組 = 0, 想象組 = 1, 回憶組 = 0; 虛擬3：對照組 = 0, 樣例組 = 0, 想象組 = 0, 回憶組 = 1), 以心理距離和小插曲任務得分為因變量, 積極情感聯(lián)結為中介變量, 采用相對中介效應的Bootstrap方法進行檢驗。結果發(fā)現(xiàn), 當因變量為心理距離時(圖4-左), 樣例組的總效應顯著(= 0.95,0.001), 直接效應不顯著(' = 0.24,= 0.33), 通過積極情感聯(lián)結的間接效應顯著(= 0.71, 95% CI [0.38, 1.07]); 想象組的總效應顯著(= 1.20,0.001), 直接效應不顯著(' = 0.35,= 0.17), 通過積極情感聯(lián)結的間接效應顯著(= 0.85, 95% CI [0.51, 1.26]); 回憶組的總效應顯著(= 0.89,0.001), 直接效應不顯著(' = 0.17,= 0.49), 通過積極情感聯(lián)結的間接效應顯著(= 0.72, 95% CI [0.35, 1.13])。當因變量為小插曲任務時(圖4-右), 樣例組的總效應不顯著(= 0.08,0.57), 直接效應不顯著(' = ?0.13,= 0.36), 通過積極情感聯(lián)結的間接效應顯著(= 0.21, 95% CI [0.10, 0.35]); 想象組的總效應顯著(= 0.40,0.005), 直接效應不顯著(' = 0.14,= 0.33), 通過積極情感聯(lián)結的間接效應顯著(= 0.25, 95% CI [0.13, 0.41]); 回憶組的總效應顯著(= 0.43,0.003), 直接效應不顯著(' = 0.21,= 0.14), 通過積極情感聯(lián)結的間接效應顯著(= 0.21, 95% CI [0.10, 0.36])。

圖3 積極共同經(jīng)歷類型對狀態(tài)性師生關系的影響差異

圖4 積極情感聯(lián)結的中介效應圖

4.4 小結

研究3通過嚴謹?shù)膶嶒炇覍嶒? 從微觀層面進一步驗證了師生積極共同經(jīng)歷對師生關系的促進作用和積極情感聯(lián)結的中介作用。這種作用不僅體現(xiàn)于回憶的真實積極共同經(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), 且不同類型積極共同經(jīng)歷組的被試對具體老師所表現(xiàn)的積極關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)定的師生關系促進效應

共同經(jīng)歷作為體現(xiàn)關系實質(zhì)、非常普遍且重要的社會情境因素, 對日常人際交往和關系發(fā)展具有重要影響(Moon & Ke, 2020)。對青少年來說, 師生關系是完成學業(yè)任務和身心健康發(fā)展的積極育人資源。近年來已有研究發(fā)現(xiàn)師生互動、分享等積極共同經(jīng)歷與師生關系有著密切聯(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3個研究系統(tǒng)考察積極共同經(jīng)歷對師生關系的影響, 結果表明無論是調(diào)查研究, 還是現(xiàn)場實驗和實驗室實驗, 積極共同經(jīng)歷對師生關系都具有穩(wěn)定的促進效應。

研究1問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)師生積極共同經(jīng)歷可直接促進師生關系發(fā)展。該結果和以往的研究相一致(Reis et al., 2011)。研究2發(fā)現(xiàn)當下發(fā)生的積極共同經(jīng)歷(體育節(jié))對狀態(tài)性師生關系的提升作用(時間主效應顯著), 而對積極共同經(jīng)歷的分享和回憶實際上是又一次積極共同經(jīng)歷, 這種累加效應更有助于促進師生關系發(fā)展。這與以往的研究結果相一致(Barber, 2014), van Bergen等人(2020)的新近研究也表明, 學生回憶和老師積極共同經(jīng)歷的事件時體驗到更高的親密性。研究3以對照組為基線, 比較了回憶、想象、樣例等不同積極共同經(jīng)歷類型對師生關系的影響, 結果不但再次發(fā)現(xiàn)已有積極共同經(jīng)歷在回憶后對師生關系的促進, 還發(fā)現(xiàn)想象和樣例經(jīng)歷同樣具有促進作用。一項針對四年級學生的研究發(fā)現(xiàn), 當學生閱讀熱愛的書籍時, 他們會想象自己與書中的角色“共同行動”并產(chǎn)生共情(Parsons, 2013)。至于樣例經(jīng)歷的作用, 根據(jù)社會學習理論(Bandura, 1978), 人際關系發(fā)展如其他社會信息一樣, 是可以通過替代強化的方式增強的(Ma et al., 2011)。研究3還進一步發(fā)現(xiàn)積極共同經(jīng)歷對青少年與具體老師的關系促進甚至能遷移至教師群體, 支持了積極共同經(jīng)歷的社會信息泛化效應(Kocsor & Bereczkei, 2017), 即學生與特定老師的積極共同經(jīng)歷將塑造對所屬群體(群體老師)的印象和關系?？梢? 積極共同經(jīng)歷對人際關系的影響不僅能發(fā)揮“點對點”的具體作用, 甚至能發(fā)揮“點對面”的輻射作用。

5.2 積極情感聯(lián)結的穩(wěn)定中介作用

3個研究結果一致表明積極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷影響師生關系中存在穩(wěn)定中介作用。研究1中, 積極情感聯(lián)結的中介效應占比達到38.64%, 且自評成績發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用, 相較于中下成績被試, 中等、中上等被試群體中積極情感聯(lián)結加強了積極共同經(jīng)歷對師生關系的預測作用。究其原因, 可能與這些學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)結有關。

研究2中以情緒詞分別測量積極和消極情感聯(lián)結, 同樣發(fā)現(xiàn)了積極情感聯(lián)結的中介作用, 其中相對于無回憶組, 回憶分享組具有相對中介效應, 而單純回憶組無中介效應, 這可能與分享的積極作用有關。以往一系列研究揭示, 分享是人類形成的最基本關系的特征, 也是建立情感聯(lián)結的條件之一(Christophe & Rimé, 1997); Knight和Eisenkraft (2015)的元分析結果表明, 個體間共同分享積極情緒有利于培養(yǎng)和維持群體融合?？傊? 對積極共同經(jīng)歷的分享有助于進一步提升師生積極情感聯(lián)結, 從而促進師生關系發(fā)展。

就研究3的結果而言, 回憶、想象和樣例啟動均能增強青少年對教師的積極情感聯(lián)結水平。由于共同經(jīng)歷在回憶中被深度編碼和精細加工(Shteynberg et al., 2014), 因而師生對先前積極共同經(jīng)歷的回憶和分享過程中體驗到更加愉快的情緒, 并喚醒師生的積極情感聯(lián)結。同樣, 積極情感聯(lián)結可以在想象的積極共同經(jīng)歷下被誘發(fā)。實驗后回訪顯示, 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, 當被試想象自己和老師共同做游戲時會增強自身的愉悅情緒, 拉近師生的心理距離。這與以往關于游戲有助于建立更融洽師生關系的結果一致(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。研究表明, 被試在觀察樣例行為時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, 當被試看到其他學生和教師共同經(jīng)歷某件事情時, 能夠設身處地地理解事件意義得到替代性強化和反饋, 這一過程正符合社會學習理論的要義(Bandura, 1978)。

本文分析認為, 人們在積極共同經(jīng)歷過程中是通過認知、行為和動機等多個過程促進了積極情感聯(lián)結的建立, 進而促進關系發(fā)展。認知方面, 經(jīng)歷雙方將更多的認知資源指向共同關注的目標和事件意義, 互相產(chǎn)生更加積極和深刻的認識和情感(Shteynberg et al., 2014), 進而促進行為上的積極接觸(Hopkins et al., 2016)。積極情感聯(lián)結的這一作用路徑在師生關系發(fā)展中更為凸顯, 因為教師被視為照顧者和在學校的依戀對象(Verschueren & Koomen, 2012), 師生積極共同經(jīng)歷建立的積極情感聯(lián)結促進彼此間的依戀和人際腳本, 后者被認為是師生關系發(fā)展的條件(Thijs et al., 2008)。積極情感聯(lián)結的作用還可以從動機角度來看, 根據(jù)基本心理需要理論, 關系需要的滿足是個體維持人際關系的基礎和人際關系發(fā)展的內(nèi)驅力, 具有高基本心理需求的青少年更傾向主動和教師建立良好的師生關系(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)歷也具有人際關系的促進效應, 但這種效應乃因共同經(jīng)歷雙方產(chǎn)生了積極情感聯(lián)結所致。這似乎表明, 人際關系質(zhì)量和發(fā)展并非由共同經(jīng)歷的事件效價(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)結的中介作用所致。

5.3 貢獻與不足

對本研究結果, 我們嘗試從理論層面概括為“共同經(jīng)歷關系效應”。對此再做兩點分析：第一, 從關系的本質(zhì)來看, 關系是生命體間在同一時間和空間內(nèi)建立交集和聯(lián)結的過程, 積極共同經(jīng)歷和積極情感聯(lián)結本身就是良好關系的應有之意; 第二, 不同類型的積極共同經(jīng)歷能通過各自的內(nèi)在途徑激起人際間的積極情感聯(lián)結、進而促進關系發(fā)展：對真實的積極共同經(jīng)歷而言, 回憶可喚醒積極情感聯(lián)結, 分享能進一步增強這種聯(lián)結; 對虛擬的積極共同經(jīng)歷而言, 想象有助于誘發(fā)積極情感聯(lián)結; 而樣例經(jīng)歷的啟動則通過替代強化機制形成積極情感聯(lián)結。通過不同途徑建立起積極情感聯(lián)結的個體更愿意互相幫助和建立人際關系(Wang, 2008), 進而形成積極視角下“共同經(jīng)歷(co-experience)—情感聯(lián)結(emotional bonding)—關系(relationships)” (CER)的良性發(fā)展, 這可能是積極共同經(jīng)歷關系效應的發(fā)生機制。該模型拓展了發(fā)展資源理論在人際關系領域的應用。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)結和依戀, 進而促進人際關系發(fā)展(Benson, 2003)?？梢? CER模型是共同經(jīng)歷(外部資源)內(nèi)化成情感聯(lián)結(內(nèi)部資源), 并以人際關系表征出來的動態(tài)過程。

本研究對教育實踐富有積極啟示, 良好的生態(tài)學效度增進了研究發(fā)現(xiàn)的推廣價值。一是, 研究發(fā)現(xiàn)了積極共同經(jīng)歷對師生關系的積極促進作用, 這啟示教育工作者不僅要更加重視與學生的積極共同經(jīng)歷(如參加體育節(jié)活動), 而且要通過對積極共同經(jīng)歷的分享、回憶或暢想更好發(fā)揮其對師生關系的促進效應。二是, 研究揭示了積極共同經(jīng)歷對師生關系的影響受到積極情感聯(lián)結跨情境的中介作用, 這啟示教育工作者要注重通過共同關注、互動接觸和關系需要的滿足, 來建立師生間的積極情感聯(lián)結和依戀關系。

本研究也有一些不足。首先, 本研究沒有從教師角度探究積極共同經(jīng)歷對師生關系的影響。以往有研究不僅測量教師感知的師生關系, 還同時對學生感知和教師感知的師生關系進行差異比較(Poulou, 2017)。其次, Koenen和Vervoort等人(2019)認為共同經(jīng)歷促進的情感聯(lián)結影響未來共同經(jīng)歷中的情感, 這提示需要進一步采取縱向追蹤研究, 考察變量之間的交互關系和共同經(jīng)歷關系效應的動態(tài)進程。第三, 共同經(jīng)歷具有不同的效價類型(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效應, 但消極共同經(jīng)歷對師生關系具有怎樣的影響？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？這些都有待進一步考察。此外, 本研究僅探究情感因素的作用機制, 但影響人際關系形成和發(fā)展的因素復雜多元, 今后有必要考察認知(Shteynberg, 2015)、動機(Camiré et al., 2019)等變量在共同經(jīng)歷促進關系發(fā)展中的作用。

6 結論

基于問卷調(diào)查、現(xiàn)場實驗和實驗室實驗, 考察積極共同經(jīng)歷對青少年師生關系的影響及其機制。結果表明：(1)積極共同經(jīng)歷促進青少年師生關系的發(fā)展, 且曾經(jīng)的積極共同經(jīng)歷在回憶和分享后對師生關系的促進作用更加顯著; (2)不同類型的積極共同經(jīng)歷(回憶、想象和樣例)均能促進師生關系, 相較于對照組, 回憶、想象和樣例積極共同經(jīng)歷組的師生關系更好, 這種效應甚至可由學生與具體教師的關系遷移至學校的教師群體; (3)積極情感聯(lián)結在積極共同經(jīng)歷影響師生關系中存在穩(wěn)定的中介作用。

Aasheim, M., Drugli, M., Reedtz, C., Handegard, B. H., & Martinussen, M. (2018). Change in teacher-student relationships and parent involvement after implementation of the Incredible Years Teacher Classroom Management programme in a regular Norwegian school setting.(6), 1064–1083.

Aron, A., Aron, E. N., & Smollan, D. (1992). Inclusion of other in the self scale and the structure of interpersonal closeness.,(4), 596–612.

Bandura, A. (1978). Social learning theory of aggression.(3), 12–29.

Barber, C. E. (2014). Forest fire as a shared intergenerational experience: Perceived short-term impacts on the grandparent- grandchild relationship.,(2), 128–140.

Bastian, B., Jetten, J., & Ferris, L. J. (2014). Pain as social glue: Shared pain increases cooperation.(11), 2079–2085.

Benson, P. L. (2003). Developmental assets and asset-building community: Conceptual and empirical foundations. In R. M. Lerner & P. L. Benson (Eds.),(pp. 19–43). Kluwer Academic/Plenum Publishers.

Berman, S. L., Down, J., & Hill, C. W. L. (2002). Tacit knowledge as a source of competitive advantage in the National Basketball Association.(1), 13–31.

Bian, Y. J., & Miao, X. L. (2020). How to explain the increasing significance of guanxi?(1), 13–19.

[邊燕杰, 繆曉雷. (2020). 如何解釋“關系”作用的上升趨勢？(1), 13–19.]

Brophy, J., & McCaslin, M. (1992). Teachers’ reports of how they perceive and cope with problem students.(1), 3–68.

Brown, C. L., Chen, K.-H., Wells, J. L., Otero, M. C., Connelly, D. E., Levenson, R. W., & Fredrickson, B. L. (2021). Shared emotions in shared lives: Moments of co-experienced affect, more than individually experienced affect, linked to relationship quality.,(6), 1387– 1393.

Camiré, M., Rathwell, S., Turgeon, S., & Kendellen, K. (2019). Coach-athlete relationships, basic psychological needs satisfaction and thwarting, and the teaching of life skills in Canadian high school sport.,(5), 591–606.

Chhuon, V., & Wallace, T. L. (2014). Creating connectedness through being known: Fulfilling the need to belong in U.S. high schools. Youth & Society,(3), 379–401.

Christophe, V., & Rimé, B. (1997). Exposure to the social sharing of emotion: Emotional impact, listener responses and secondary social sharing.(1), 37–54.

Collins, W. A., & Repinski, D. J. (1994). Relationships during adolescence: Continuity and change in interpersonal perspective. In R. Montemayor, G. R. Adams, & T. P. Gullotta (Eds.),. (pp. 7–36). Sage Publications, Inc.

Cook, C. R., Coco, S., Zhang, Y., Fiat, A. E., Duong, M. T., Renshaw, T. L., Long, A. C., Frank, S., & Curby, T. (2018). Cultivating positive teacher-student relationships: Preliminaryevaluation of the Establish-Maintain-Restore (EMR) method.(3), 226–243.

Cross, D. I., & Hong, J. Y. (2012). An ecological examination of teachers’ emotions in the school context.(7), 957–967.

de Bloom, J., Geurts, S., & Lohmann, M. (2016). Tourism and love: How do tourist experiences affect romantic relationships? In S. Filep, J. Laing, & M. Csikszentmihalyi (Eds.),(pp. 35–53). NY. Routledge.

Denisenkova, N. S., & Nisskaya, A. K. (2016). The role of teacher-child interaction in promoting peer communication.(3), 173–187.

Dong, Y., & Yu. G. L. (2007). The developmentand application of an academic emotions questionnaire.,(5), 852–860．

[董妍, 俞國良. (2007). 青少年學業(yè)情緒問卷的編制及應用.(5), 852–860.]

Fredrickson, B. L. (2016). Love: Positivity resonance as a fresh, evidence-based perspective on an age-old topic. In L. F. Barrett, M. Lewis, & J. M. Havilan-Jones (Eds.),(pp. 847–858). Guilford Press.

Frenzel, A. C., Becker-Kurz, B., Pekrun, R., Goetz, T., & Lüdtke, O. (2018). Emotion transmission in the classroom revisited: A reciprocal effects model of teacher and student enjoyment.(5), 628–639.

Garcia, S. M., Weaver, K., Moskowitz, G. B., & Darley, J. M. (2002). Crowded minds: The implicit bystander effect.(4), 843–853.

Gehlbach, H., Brinkworth, M. E., King, A., Hsu, L., Mcintyre, J., & Rogers, T. T. (2016). Creating birds of similar feathers: Leveraging similarity to improve teacher-student relationships and academic achievement.,(3), 342–352.

Haj-Mohamadi, P., Fles, E. H., & Shteynberg, G. (2018). When can shared attention increase affiliation? On the bonding effects of co-experienced belief affirmation.,, 103–106.

Hargreaves, A. (2000). Mixed emotions: Teachers’ perceptions of their interactions with students.,(8), 811–826.

Hayes, A. F. (2013).Guilford Press.

Hopkins, N., Reicher, S. D., Khan, S. S., Tewari, S., Srinivasan, N., & Stevenson, C. (2016). Explaining effervescence: Investigating the relationship between shared social identity and positive experience in crowds.(1), 20–32.

Huang, W., Yao, P., Li, F., & Liao, X. (2021). Student governments in Chinese higher education: Reflection on college students’ and student cadres’ political trust.(2), 387–409.

Kasperski, R., & Blau, I. (2020). Social capital in high-schools: Teacher-student relationships within an online social network and their association with in-class interactions and learning.. https://doi. org/10.1080/10494820.2020.1815220.

Keltner, D., & Haidt, J. (1999). Social functions of emotions at four levels of analysis.(5), 505–521.

Knight, A. P., & Eisenkraft, N. (2015). Positive is usually good, negative is not always bad: The effects of group affect on social integration and task performance.(4), 1214–1227.

Kocsor, F., & Bereczkei, T. (2017). First impressions of strangers rely on generalization of behavioral traits associated with previously seen facial features.(3), 385–391.

Koenen, A. K., Bosmans, G., Petry, K., Verschueren, K., & Spilt, J. L. (2019). Toward empirical evidence for teachers' mental representations of dyadic relationships with students: Two priming experiments.,(1), 156–176.

Koenen, A. K., Vervoort, E., Verschueren, K., & Spilt, J. L. (2019). Teacher-student relationships in special education: The value of the teacher relationship interview.,(7), 874–886.

Krane, V., Ness, O., Holter-Sorensen, N., Karlsson, B., & Binder, P.-E. (2017). ‘You notice that there is something positive about going to school’: How teachers’ kindness can promote positive teacher-student relationships in upper secondary school.,(4), 377–389.

Kurdi, V., Archambault, I., Brière, F. N., & Turgeon, L. (2018). Need-supportive teaching practices and student-perceived need fulfillment in low socioeconomic status elementary schools: The moderating effect of anxiety and academic achievement., 218–229.

Lepage, J.-F., & Théoret, H. (2007). The mirror neuron system: Grasping others' actions from birth?(5), 513–523.

Liang, C. T. H., Rocchino, G. H., Gutekunst, M. H. C., Paulvin, C., Melo Li, K., & Elam-Snowden, T. (2020). Perspectives of respect, teacher-student relationships, and school climate among boys of color: A multifocus group study.(3), 345–356.

Lu, J. M., Liu, W., He, W., Yuan, J., Zhu, P. L., Lu, S. H., Wang, J. S., & Tian, X. Y. (2009). An investigation of the status quo of china’s contemporary youth’s affective quality.(12), 1152–1164.

[盧家楣, 劉偉, 賀雯, 袁軍, 竺培梁, 盧盛華, 王俊山, 田學英. (2009). 我國當代青少年情感素質(zhì)現(xiàn)狀調(diào)查.(12), 1152–1164.]

Ma, Q. G., Shen, Q., Xu, Q., Li, D. D., Shu, L. C., & Weber, B. (2011). Empathic responses to others’ gains and losses: An electrophysiological investigation.(3), 2472–2480.

Meril?inen, M., Aurava, R., Kultima, A., & Stenros, J. (2020). Game jams for learning and teaching: A review.(2), 54– 71.

Miao, X. Y., Sun, X., Kuang, Y., & Wang, Z. J. (2021). Co-experiencing the same negative emotional events promotes cooperation.(1), 81–94.

[苗曉燕, 孫欣, 匡儀, 汪祚軍. (2021). 共患難, 更同盟：共同經(jīng)歷相同負性情緒事件促進合作行為.,(1), 81–94. ]

Moon, J., & Ke, F. (2020). Exploring the relationships among middle school students’ peer interactions, task efficiency, and learning engagement in game-based learning.,(3), 310–335.

Moseley, G. L., & Vlaeyen, J. W. S. (2015). Beyond nociception: The imprecision hypothesis of chronic pain.(1), 35–38.

Noller, P., & Feeney, J. A. (2000). Parent-child emotional bonds: Loving or caring?,(2), 91–94.

Parsons, L. T. (2013). An examination of fourth graders’ aesthetic engagement with literary characters.,(1), 1–25.

Pianta, R. C., Hamre, B. K., & Allen, J. P. (2012). Teacher- student relationships and engagement: Conceptualizing, measuring, and improving the capacity of classroom interactions. In S. L. Christenson, A. L. Reschly, & C. Wylie (Eds.),(pp. 365–386). MA: Springer.

Poulou, M. S. (2017). Students’ emotional and behavioral difficulties: The role of teachers’ social and emotional learning and teacher-student relationships.,(2), 72–89.

Puente, D. R., & Cavazos-Arroyo, J. (2016). How remembering less acts of gratitude can make one feel more grateful and satisfied with close relationships: The role of ease of recall.(3), 377–383.

Reis, H. T., Maniaci, M. R., Caprariello, P. A., Eastwick, P. W., & Finkel, E. J. (2011). Familiarity does indeed promote attraction in live interaction.,(3), 557–570.

Sabol, T. J., & Pianta, R. C. (2012). Recent trends in research on teacher-child relationships.(3), 213–231.

Sedikides, C., Campbell, W. K., Reeder, G. D., & Elliot, A. J. (1999). The relationship closeness induction task.,, 1–4.

Sewell, A., George, A. S., & Cullen, J. (2013). The distinctive features of joint participation in a community of learners., 46–55.

Shteynberg, G. (2015). Shared attention.,(5), 579–590.

Shteynberg, G., Hirsh, J. B., Apfelbaum, E. P., Larsen, J. T., Galinsky, A. D., & Roese, N. J. (2014). Feeling more together: Group attention intensifies emotion.(6), 1102–1114.

Slanbekova, G. K., Chung, M. C., Ayupova, G. T., Kabakova, M. P., Kalymbetova, E. K., & Korotkova-Ryckewaert, N. V. (2019). The relationship between posttraumatic stress disorder, interpersonal sensitivity and specific distress symptoms: The role of cognitive emotion regulation.,(4), 803–814.

Stathi, S., Crisp, R. J., & Hogg, M. A. (2011). Imagining intergroup contact enables member-to-group generalization.,(3), 275–284.

Thijs, J. T., Koomen, H. M. Y., & van der Leij, A. (2008). Teacher-child relationships and pedagogical practices: Considering the teacher’s perspective.(2), 244–260.

van Bergen, P., Graham, L. J., & Sweller, N. (2020). Memories of positive and negative student-teacher relationships in students with and without disruptive behavior.(2), 178–194.

Veldman, I., van Tartwijk, J., Brekelmans, M., & Wubbels, T. (2013). Job satisfaction and teacher-student relationships across the teaching career: Four case studies.,, 55–65.

Verschueren, K., & Koomen, H. M. Y. (2012). Teacher-child relationships from an attachment perspective.(3), 205–211.

Wang, M.-T., Brinkworth, M., & Eccles, J. (2013). Moderating effects of teacher-student relationship in adolescent trajectories of emotional and behavioral adjustment.(4), 690–705.

Wang, Y. (2008). Emotional bonds with supervisor and co-workers: Relationship to organizational commitment in China’s foreign-invested companies.(5), 916–931.

Wang, Z. J., Hou, Y. R., Kuang, Y., Tang, H. Y., Zhao, Z. Z., & Chen, H. X. (2017). The amplification effect of group-sharedemotion.(4), 662–671.

[汪祚軍, 侯怡如, 匡儀, 唐輝一, 趙珍珍, 陳紅霞. (2017). 群體共享情緒的放大效應.(4), 662–671.]

Warchol, S. (2015). Do both misery and happiness love company? The emotional consequences of listening to experiences shared by others.,(1), 249–257.

Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales.(6), 1063–1070.

Webb, C. E., Rossignac-Milon, M., & Higgins, E. T. (2017). Stepping forward together: Could walking facilitate interpersonal conflict resolution?(4), 374–385.

Wolf, W., Launay, J., & Dunbar, R. I. M. (2015). Joint attention, shared goals, and social bonding.,(2), 322–337.

Wood, E. H., & Kenyon, A. J. (2018). Remembering together: The importance of shared emotional memory in event experiences.(2), 163–181.

Wood, E. H., & Kinnunen, M. (2020). Emotion, memory and re-collective value: Shared festival experiences.,(3), 1275–1298.

Yeadon-Lee, A. (2013). Action learning: Understanding interpersonal relationships within learning sets.(9), 984–994.

Zhang, C., Ding, Y. T., Cheng, L. C., & Chen, N. (2022). Course experience improving social participation competencies: A chain mediation analysis.(2), 323–330.

[張暢, 丁玉婷, 程立春, 陳寧. (2022). 課程學習經(jīng)歷提升青少年社會參與素養(yǎng): 鏈式中介效應.(2), 323–330.]

Zhou, H., & Long, L. R. (2004). Statistical remedies for common method biases.(6), 942–9505.

[周浩, 龍立榮. (2004). 共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法.(6), 942–950.]

Zou, H., Qu, Z. Y., & Ye, Y. (2007). The characteristics of teacher-student relationships and its relationship with school adjustment of students.(4), 77–82.

[鄒泓, 屈智勇, 葉苑. (2007). 中小學生的師生關系與其學校適應.(4), 77–82.]

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

*國家社科基金后期資助項目(項目編號：18FKS007)支持。

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