田艷輝 白勝軍 劉斐

〔摘要〕為探討留守兒童教師期望知覺對生活滿意度的影響效果及內(nèi)部作用機制，本研究采用教師期望知覺量表、學業(yè)滿意度問卷、自我價值感量表和生活滿意度量表對250名留守兒童進行問卷調(diào)查。采用結(jié)構(gòu)方程模型建模的方法對收集到的數(shù)據(jù)進行處理分析，結(jié)果顯示：（1）留守兒童教師期望知覺對生活滿意度具有顯著的正向預測作用;（2）學業(yè)滿意度和自我價值感在留守兒童教師期望知覺影響生活滿意度的關(guān)系中起完全中介作用，具體來說，主要作用于兩個路徑，即教師期望知覺既可以通過學業(yè)滿意度和自我價值感的鏈式中介效應影響生活滿意度，也可通過自我價值感的中介效應影響生活滿意度。本研究對于發(fā)現(xiàn)留守兒童適應性行為的保護性因素，提高其心理健康水平具有一定的借鑒和指導意義。

〔關(guān)鍵詞〕留守兒童;教師期望知覺;學業(yè)滿意度;自我價值感;生活滿意度

〔中圖分類號〕G44 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1671-2684（2020）15-0007-06

一、引言

隨著我國城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進，越來越多的農(nóng)村剩余勞動力相繼涌入城市務(wù)工，為城市建設(shè)和發(fā)展貢獻著自己的力量。然而，由于高昂的房價及不斷上漲的教育、醫(yī)療和生活成本，使他們難以舉家搬遷到工作所在的城市，于是，在中國的廣大農(nóng)村便出現(xiàn)了一個特殊群體——留守兒童。留守兒童是指父母雙方或一方流動到其他地區(qū)，孩子未隨父母共同生活，仍留在原戶籍所在地的18歲以下兒童[1]。據(jù)統(tǒng)計，中國農(nóng)村留守兒童群體數(shù)量龐大，據(jù)2010年全國第六次人口普查的結(jié)果推算，當年共有留守兒童六千多萬[2]。近些年來，留守兒童的絕對數(shù)量有所下降，據(jù)2018年公布的數(shù)據(jù)，2017年我國有留守兒童1550多萬[3]。已有研究表明，留守兒童在心理健康方面所面臨的風險遠高于非留守兒童，在情緒情感方面，留守兒童會表現(xiàn)出更多的抑郁、焦慮、懷疑等負面情緒 [4]，行為方面存在著諸多不適應[5-6]。因此，針對留守兒童這一特殊弱勢群體進行研究，探究影響其心理健康的保護性因素，具有重要的理論意義和實踐價值。

教師期望知覺是學生所感知到的教師對自己表現(xiàn)出來的耐心、期待、態(tài)度及師生間的互動關(guān)系[7]。作為教學活動的重要組織者和參與者，教師所表現(xiàn)出來的行為會對學生的內(nèi)在心理活動和外在行為表現(xiàn)產(chǎn)生顯著影響。在教師期望知覺對學生內(nèi)在心理活動的影響方面，周海龍、王明輝[8]的研究表明，教師期望知覺能夠顯著預測初中生的自我效能感和現(xiàn)實幸福感。胥興春、張青[9]則驗證了教師期望知覺在影響小學生學業(yè)情緒中的積極作用。在對外部行為的影響方面，田艷輝、單洪濤[10]的研究發(fā)現(xiàn)，教師期望知覺會通過自我期望的傳遞效應影響學生的學習投入;除此之外，教師期望知覺對學業(yè)成績也具有顯著的正向影響[11-12]。由此，本研究假設(shè)留守兒童教師期望知覺能夠顯著預測其生活滿意度，即教師期望知覺越強，留守兒童生活滿意度越高。

動機理論認為，作為外部動機的教師期望知覺需要轉(zhuǎn)化為更為接近個體態(tài)度和行為的內(nèi)部動機，才可能更持久地發(fā)揮作用。同時，借鑒以往的研究成果，研究者認為教師期望知覺對生活滿意度的影響可能并非直接作用，而是存在著一些傳遞影響效果的變量，也即在教師期望知覺和生活滿意度間存在某些中介變量，只有進一步探究教師期望知覺影響留守兒童生活滿意度的過程才能更深入地揭示其作用機制。在以學習成績?yōu)橹饕u價內(nèi)容的教育背景下，教師期望知覺高的個體會將這種期望視為特殊照顧，為回報教師對自己的“知遇之恩”，學生傾向于取得更好的學業(yè)成就，其學業(yè)滿意度相應也會更高，多項研究也都證實了教師期望知覺與學業(yè)成就間的相關(guān)性[13-14]。而對學生個體而言，學習是其在校期間的主要活動，也是獲得積極性評價的重要依據(jù)，學業(yè)表現(xiàn)好的學生會從社會、學校、家庭、同伴處得到更多的積極反饋，這種積極反饋會逐步內(nèi)化為對自我的認同，隨之，自我價值感也會更強，自我價值感的提升最終帶來生活滿意度的提高。

綜上所述，本研究構(gòu)建了以留守兒童教師期望知覺為自變量、生活滿意度為因變量、學業(yè)滿意度和自我價值感為中介變量的完整路徑圖，如圖1所示?？紤]到教師期望知覺也可能會影響自我價值感，學業(yè)滿意度也可能會影響生活滿意度，本研究允許“教師期望知覺→自我價值感和學業(yè)滿意度→生活滿意度”的路徑存在，以此構(gòu)建了一個多重中介效應模型。

二、研究方法

（一）研究對象

采用方便取樣的方法，從河南省開封市、平頂山市和信陽市的六所小學隨機抽取研究對象，參考以往相關(guān)研究，研究對象須符合父母至少一方外出務(wù)工六個月以上的條件。在前期訪談中發(fā)現(xiàn)，部分三年級及以下學生對問卷中的部分題項理解存在偏差，因此，本研究的施測對象為四年級及以上學生。共發(fā)放調(diào)查問卷250份，回收245份，剔除無效問卷，最終得到有效問卷203份，有效回收率為81.2%。調(diào)查對象中，男生109人，占53.7%，女生94人，占46.3%;學生年齡介于9至13歲之間（均值10.77， 標準差0.95）;四年級60人，占29.6%，五年級99人，占48.7%，六年級44人，占21.7%。

（二）研究工具

1. 教師期望知覺量表

采用張光偉[15]編制的教師期望知覺量表，該量表共15個題項，包括教師支持、教學互動和學業(yè)反饋三個分量表，采用Likert 5點計分，從“完全不符合”到“完全符合”，得分越高表明教師期望知覺越強。本研究中，三個分量表的Cronbachs? α系數(shù)介于0.656～0.830之間，總量表的Cronbachs α為0.86。

2.學業(yè)滿意度問卷

參考以往研究[16]，本研究采用自編學業(yè)滿意度問卷進行調(diào)查，考慮到不同課程在4至6年級學生學習過程中的重要性不同，本研究將調(diào)查題項設(shè)置為“你對自己的語文學習感到滿意”“你對自己的數(shù)學學習感到滿意”“你對自己的英語學習感到滿意”三個題項，采用Likert 5點計分，從“非常不符合”到“非常符合”，得分越高表明學業(yè)滿意度越高，本研究中Cronbachs α系數(shù)為0.66。

3.自我價值感量表

選用黃希庭、楊雄[17]編制的青少年自我價值感量表中的總體自我價值感分量表，共6個項目，采用Likert 5點計分，從“完全不符合”到“完全符合”，得分越高表明自我價值感越強。多項研究證實該量表具有良好的信效度，本研究中其內(nèi)部一致性Cronbachα系數(shù)為0.71。

4.生活滿意度量表

采用Diener編制的生活滿意度量表，共包括5個題項，采用Likert 5點計分，從“非常不滿意”到“非常滿意”，分值越高表明對生活的滿意程度越高。該量表在測量個人主觀生活滿意度方面應用廣泛，且具有良好的信效度。本研究中，該量表的Cronbachs α系數(shù)為0.71。

5.數(shù)據(jù)處理

對收集到的數(shù)據(jù)進行有效性判斷并錄入，采用SPSS19.0對數(shù)據(jù)進行信度分析、相關(guān)分析和回歸分析，采用Lisrel 8.7對數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析、區(qū)分效度檢驗和結(jié)構(gòu)方程模型建模，對變量間的關(guān)系進行檢驗。

三、研究結(jié)果

（一）變量間區(qū)分效度及共同方法偏差檢驗

本研究采用構(gòu)建競爭模型與預設(shè)模型進行比較的方法對各個變量的區(qū)分效度進行檢驗，如表1所示，四因子模型為預設(shè)模型，即教師期望知覺、學業(yè)滿意度、自我價值感和生活滿意度均為獨立變量，驗證性因素分析的擬合指數(shù)的各項指標均優(yōu)于臨界值。同時，本研究根據(jù)理論邏輯和變量之間的相關(guān)性構(gòu)建了四個競爭模型，結(jié)果顯示，四個競爭模型的擬合指標部分或者全部不達標，表明假設(shè)的競爭模型與數(shù)據(jù)擬合不理想，由此證明研究中所用到的四個變量具有較好的結(jié)構(gòu)效度及區(qū)分效度。由于研究中用到的數(shù)據(jù)均為自評，不可避免會受到同源誤差的影響，因此，本研究對可能存在的共同方法偏差進行了檢驗。具體方法為：在預設(shè)模型的基礎(chǔ)上，允許每個題項負荷于一個共同方法因子，且四個因子與共同方法因子之間不相關(guān)，檢驗該模型的擬合指數(shù)，如表1中五因子模型所示，各項擬合指標均不理想，由此表明加入方法學因子后的模型與數(shù)據(jù)不匹配，即本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

對研究中涉及的變量進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析，以了解變量的分布情況和相互間的關(guān)系，結(jié)果如表2所示。人口學變量間的相關(guān)均不顯著;人口學與主變量間的相關(guān)中，除年齡與學業(yè)滿意度呈顯著負相關(guān)外（r=-0.15，p<0.05），其余相關(guān)均不顯著;主要研究變量間，均存在顯著的相關(guān)，其中教師期望知覺與學業(yè)滿意度（r=0.44，p<0.01）、自我價值感（r=0.35，p<0.01）和生活滿意度（r=0.33，p<0.01）間均呈顯著正相關(guān)，學業(yè)滿意度與自我價值感（r=0.33，p<0.01）和生活滿意度（r=0.21，p<0.01）的相關(guān)也達到顯著性水平，自我價值感和生活滿意度間也具有顯著的正向相關(guān)關(guān)系（r=0.43，p<0.01）。這些變量間的相關(guān)，為后續(xù)多重中介效應的檢驗提供了依據(jù)。

（三）學業(yè)滿意度和自我價值感的多重中介效應檢驗

根據(jù)理論假設(shè)，本研究對學業(yè)滿意度和自我價值感在教師期望知覺影響生活滿意度間的多重中介效應進行了檢驗，具體為“教師期望知覺→學業(yè)滿意度→自我價值感→生活滿意度”、“教師期望知覺→學業(yè)滿意度→生活滿意度”和“教師期望知覺→自我價值感→生活滿意度”三條路徑。將收集到的數(shù)據(jù)與預設(shè)模型進行擬合，擬合指數(shù)如下：χ2=196.24，df=113，χ2/df=1.74，RMSEA=0.061，GFI=0.90，CFI=0.94，IFI=0.95，NNFI=0.93，各項指標均較為理想，數(shù)據(jù)與預設(shè)模型擬合良好。在所有變量間的關(guān)系中，教師期望知覺對學業(yè)滿意度（γ=0.58，p<0.001）和自我價值感（γ=0.33，p<0.01）的作用達到顯著水平，而對生活滿意度的正向作用不顯著（γ=0.17，p>0.05）;學業(yè)滿意度對自我價值感的正向預測作用顯著（β=0.25，p<0.05），對生活滿意度的作用不顯著（β=-0.04，p>0.05）;自我價值感對生活滿意度的正向作用達到顯著水平（β=0.46，p<0.001）。

有研究表明，當結(jié)構(gòu)方程模型中存在不顯著的路徑系數(shù)時，會顯著惡化模型，同時也不符合模型的精簡性原則[18]。因此，本研究對不顯著的路徑系數(shù)按照從小到大的順序依次進行固定，并逐個檢驗模型的擬合指數(shù)，最終得到圖2所示的結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)圖，該模型的擬合指數(shù)為：χ2=198.34，df=115，χ2/df=1.72，RMSEA=0.061，GFI=0.89，CFI=0.94，IFI=0.94，NNFI=0.93，各項擬合指數(shù)均較為理想。該圖中，教師期望知覺對學業(yè)滿意度（γ=0.57，p<0.001）和自我價值感（γ=0.36，p<0.01）均具有顯著的正向影響作用，學業(yè)滿意度對自我價值感也具有顯著的正向預測作用（β=0.24，p<0.05），自我價值感對生活滿意度的正向作用也達到顯著性水平（β=0.55，p<0.001）。由此可以證明，學業(yè)滿意度和自我價值感在教師期望知覺影響生活滿意度的關(guān)系中起完全中介作用。其中，學校滿意度和自我價值感的鏈式中介效應占總效應的27.5%，自我價值感在教師期望知覺和生活滿意度間的中介效應占總效應的72.5%。由此，研究假設(shè)得到證實。

四、討論

（一）教師期望知覺對生活滿意度的正向影響

生活滿意度反映了人們對生活質(zhì)量的滿意程度，是個體依照一定的標準對自己在一段時間或大部分時間生活狀況的總體認知性評價，是主觀幸福感的主要成分，也是衡量個體生活質(zhì)量的重要指標[19]。在眾多關(guān)于弱勢群體的研究中，生活滿意度常常被作為一個重要指標進行探討。本研究發(fā)現(xiàn)，留守兒童教師期望知覺能夠顯著預測生活滿意度，這一結(jié)論與以往的相關(guān)研究一致[11]。對于留守兒童來講，父母一方或者雙方長期不在家，留守兒童與父母的直接聯(lián)系較少，教師自然就成了其生活中的重要他人，留守兒童更傾向于從教師那里尋求情感支持和依賴，對教師寄予自己的期望也更加敏感，加上東方文化歷來有尊師重教傳統(tǒng)，留守兒童對教師的積極反饋會更加重視。此外，教師通過教學活動與留守兒童發(fā)生更多的互動，對其日常生活、學習給予更多的關(guān)心、理解和支持[20]，教師所表現(xiàn)出來的這些行為會促進留守兒童對美好生活的感知，最終表現(xiàn)出較高的生活滿意度。

（二）學業(yè)滿意度、自我價值感在教師期望知覺和生活滿意度間的多重中介效應

進一步研究發(fā)現(xiàn)，教師期望知覺對生活滿意度的影響并非直接作用，而是通過學業(yè)滿意度和自我價值感的多重中介效應實現(xiàn)的。具體來講，主要有兩條路徑：教師期望知覺既可以通過自我價值感的中介效應對生活滿意度產(chǎn)生影響，該中介效應占總效應的72.5%，又可以通過“教師期望知覺→學業(yè)滿意度→自我價值感”的路徑影響生活滿意度，該中介效應占總效應的27.5%。在控制了學業(yè)滿意度和自我價值感的中介作用后，教師期望知覺對生活滿意度的影響不再顯著，也即學業(yè)滿意度和自我價值感的多重中介效應在教師期望知覺影響生活滿意度的關(guān)系中起完全中介作用。教師期望知覺對學業(yè)指標的積極作用在多項研究中均有所體現(xiàn)[21-22]，原因在于，一方面，學業(yè)表現(xiàn)既是學校評價學生全面發(fā)展的重要指標，也是評價教師績效的重要依據(jù)，因此，面對教師的高期望，留守兒童希望通過優(yōu)異的學業(yè)成績作為回報;另一方面，在課堂活動中，教師期望還表現(xiàn)在更高頻率的提問、更多的眼神接觸、更優(yōu)質(zhì)的互動等方面，這也會提高學生的課堂學習效果，提升學生的學業(yè)滿意度[23]。學業(yè)滿意度和自我價值感的關(guān)系，以往研究較少涉及，而與自我價值感具有較高相似性的變量研究中，本研究與以往研究結(jié)論一致[24]。當前，我國教育仍然把學業(yè)成績作為評價學生優(yōu)秀與否的決定性指標，學業(yè)成績良好的留守兒童往往有較高的自信心，而學習受挫或?qū)W習困難的學生可能感受到來自學校、家庭和同伴無形的壓力，進而出現(xiàn)同伴拒絕、孤獨、焦慮等適應問題，表現(xiàn)出較低的自我價值感。作為一種較為穩(wěn)定的人格特質(zhì)，自我價值感高的留守兒童對自己的積極性評價更高，對自己的能力也具有較強的信心，抱負水平較高，在學習和生活中更愿意接受具有一定挑戰(zhàn)性的任務(wù)，并希望通過自己的努力來達成目標。高自我價值感留守兒童所表現(xiàn)出來的這些特點，與當今社會主流行為規(guī)范相一致，更容易得到整個社會的認同，最終表現(xiàn)出較高的生活滿意度。因此，形成了“教師期望知覺→學業(yè)滿意度→自我價值感→生活滿意度”的鏈式中介效應。

除此之外，本研究還發(fā)現(xiàn)，教師期望知覺還能對自我價值感產(chǎn)生直接影響，即留守兒童自我價值感在教師期望知覺和生活滿意度間起中介作用。教師期望知覺對自我價值感的影響，可能的原因在于，教師會將自己的價值觀和生活態(tài)度通過教學方法和過程的形式表現(xiàn)出來，學生在與教師的交往過程中能夠感受到教師對自己的鼓勵和關(guān)愛，會促進其更加看重自身價值，對自我的評價也隨之提高，這一結(jié)論在以往研究中也得到證實[25]。在本研究中，學業(yè)滿意度和生活滿意度間的關(guān)系未得到數(shù)據(jù)支持，可能是因為在模型中納入自我價值感變量后，變量之間的共變關(guān)系被充分估計，造成了部分變量之間的不相關(guān)，但這種可能性仍需后續(xù)研究的檢驗。

（三）對學校教育及管理的啟示

留守兒童的教育和管理一直都是社會的熱點和焦點問題，本研究結(jié)論對留守兒童的教育和管理具有一定的借鑒意義。首先，教師對學生要一視同仁，對每個留守兒童都抱有期望。教師可通過關(guān)心、鼓勵學生，相信學生，和學生保持良好關(guān)系，給學生提供一定的表現(xiàn)機會，重視學生的意見等方式提高學生對教師期望的知覺。其次，鑒于學業(yè)滿意度和自我價值感在該過程中的作用，教師在學校教育及管理中也要積極作為，因材施教，為不同學生設(shè)置差異化的學業(yè)目標。在目標達成時，給予及時反饋，同時利用學業(yè)滿意度對自我價值感的促進作用，最終達到培養(yǎng)留守兒童適應性行為的目的。

注：本文為國家社科基金項目（13XGL025，19XGL028）階段性成果。通訊作者為田艷輝。

參考文獻

[1]趙景欣，劉霞，申繼亮.留守青少年的社會支持網(wǎng)絡(luò)與其抑郁、孤獨之間的關(guān)系——基于變量中心和個體中心的視角[J].心理發(fā)展與教育，2008（1）：36-42.

[2]徐志剛，吳蓓蓓，周寧.家庭分離、父母分工與農(nóng)村留守兒童營養(yǎng)[J].東岳論叢，2019，40（9）：42-53.

[3]丁為所，李桂芬.留守兒童的心理困境及幫扶對策[J].中小學心理健康教育，2019（26）：68-69.

[4]魏軍鋒.留守兒童的社會支持與生活滿意度——希望與應對方式的多重中介效應[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2015，29（5）：361-365.

[5]周玉明，戚艷杰，張之霞，何凡，鄭毅.農(nóng)村2～3歲留守兒童的行為問題及人格發(fā)展[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2019，33（9）：716-720.

[6]彭美，戴斌榮.農(nóng)村留守兒童社會適應性及其影響因素[J/OL].中國健康心理學雜志：1-12[2019-12-31].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/11.5257.r.20191017.1519.007.html.

[7]鄭海燕，張敏強.初中生教師期望知覺評定量表的編制[J].心理發(fā)展與教育，2008（3）：113-118.

[8]周海龍，王明輝.初中生教師期望知覺、學習自我效能感和實現(xiàn)幸福感的關(guān)系[J].信陽師范學院學報（哲學社會科學版），2014，34（2）：39-43.

[9]胥興春，張青.小學生的教師期望、數(shù)學作業(yè)情緒與數(shù)學成績的關(guān)系研究[J].現(xiàn)代中小學教育，2015，31（2）：52-54.

[10]田艷輝，單洪濤.中學生教師期望知覺、自我期望與學習投入的關(guān)系[J].教育導刊，2014（11）：16-19.

[11]張華.高中生教師期望知覺、學習動機、學習成績和實現(xiàn)幸福感的關(guān)系[J].現(xiàn)代中小學教育，2014，30（9）：59-64.

[12]于永順.教師期望、教師鼓勵與留守兒童學業(yè)成績關(guān)系的實證分析——基于CEPS2013—2014當年基線調(diào)查數(shù)據(jù)[J].現(xiàn)代教育科學，2019（2）：36-41.

[13]杜愛慧.學生知覺到的物理教師期望與其學習成績的關(guān)系研究[J].中學物理教學參考，2016，45（9）：2-6.

[14 ]陳彥壘，郭少陽.初中生感知教師支持行為對學業(yè)成就的影響：有中介的調(diào)節(jié)效應[J].中國臨床心理學雜志，2016，24（2）：332-337.

[15]張光偉.初中生人格特質(zhì)、教師期望與學業(yè)求助行為的關(guān)系研究[D].成都：四川師范大學，2009.

[16]文超，張衛(wèi)，李董平，喻承甫等.初中生感恩與學業(yè)成就的關(guān)系：學習投入的中介作用[J].心理發(fā)展與教育，2010，26（6）：598-605.

[17]黃希庭，楊雄.青少年學生自我價值感量表的編制[J].心理科學，1998（4）：289-292.

[18]邱皓政，林碧芳. 結(jié)構(gòu)方程模型的原理與應用[M].北京：中國輕工業(yè)出版社，2009

[19]周麗萍. 留守初中生同伴關(guān)系與生活滿意度的關(guān)系及干預研究[D].石家莊：河北師范大學，2019

[20]王瞻. 教師期望與學習效能感、學業(yè)成就的相關(guān)研究[D].重慶：西南大學，2017

[21]Tsiplakides I ， Keramida A . The relationship between teacher expectations and student achievement in the teaching of english as a Foreign Language[J]. English Language Teaching， 2010， 3（2）：101-120.

[22]高麗芳，張野，鄭卉.初中生自我概念、師生關(guān)系、教師期望與學業(yè)成績的關(guān)系[J].滁州學院學報，2014，16（1）：67-69.

[23]張欣.中小學教師期望研究述評及展望[J].中小學心理健康教育，2018（24）：4-7.

[24]王小鳳，梁瓊，屈茗.中學生學業(yè)成就對學習投入的影響：師生關(guān)系和自尊的鏈式中介作用[J].教育測量與評價，2019（3）：50-56.

[25]鄭海燕.初二學生教師期望知覺、自我價值感與價值的關(guān)系研究[J].華南師范大學學報（社會科學版），2010（3）：32-36.

（作者單位：國防科技大學信息通信學院，西安，710106）

編輯/于 洪 終校/紀 悅