協作能力：中國青少年社會與情感能力測評分報告之三 ＊

唐一鵬 鄭 杰 孫曉雪 黃忠敬

（1. 華東師范大學教育學部教育學系，上海 200062；2. 華東師范大學教育學部職業教育與成人教育研究所，上海 200062）

一、導言

（一）OECD測評概況

2019年，經濟合作與發展組織（Organisation for Economic Co-operation and Development，簡稱OECD）在世界范圍內開展了青少年社會與情感能力研究（Study for Social and Emotional Skills，簡稱SSES）的首輪國際大規模正式測評，共有9個國家的10個城市參與，它們分別是波哥大（哥倫比亞）、馬尼薩雷斯（哥倫比亞）、大邱（韓國）、赫爾辛基（芬蘭）、休斯頓（美國）、伊斯坦布爾（土耳其）、莫斯科（俄羅斯）、渥太華（加拿大）、辛特拉（葡萄牙）、蘇州（中國）。在蘇州開展的中國青少年社會與情感能力測評，是OECD此次大規模國際測評項目的重要組成部分。

該研究運用“大五人格”模型(Big Five Model)，從任務能力（盡責性）、情緒調節（情緒穩定性）、協作能力（宜人性）、開放能力（開放性）和交往能力（外向性）5個方面進行測評，目標是測評各個國家（或城市）青少年社會與情感能力的發展水平，分析影響青少年社會與情感能力發展的家庭、學校和社區因素，預測社會與情感能力對學生健康、幸福感等生活結果的重要作用，從而為決策者、管理者與廣大中小學教師提供啟示和改革建議。

2019年11月，在前期歷時近2年的工作基礎上，課題組根據OECD的要求對蘇州市下轄的6個區和4個縣級市共151所中小學校開展了正式測評，共有7268名學生參加了此次測評，其中10歲組學生3647名，15歲組學生3621名。本報告以此次參加測評的7268名學生作為樣本。蘇州是我國社會、經濟、文化和教育發達地區之一，蘇州的測試結果及其揭示的問題帶有指向意義，對我國準確評估青少年社會與情感能力，全面發展素質教育具有重要意義。

關于此次測評的總體情況，見同期刊發的《中國青少年社會與情感能力發展水平報告》；關于社會與情感能力測評工具的技術說明，見同期刊發的《中國青少年社會與情感能力測評之技術報告》。本報告為社會與情感能力測評之協作能力的專題報告。

（二）定義及重要性

協作（collaboration）一直被認為是學生發展的關鍵指標和核心素養。善于協作的人能夠成功地與他人合作，并通過保持積極的態度來減少人際沖突和達成最終目標。OECD社會與情感能力調查對協作下了一個十分簡潔的定義，即“關心他人的福祉”（concern for the wellbeing of others）。樂于協作的人會表現出積極的情感態度，能夠關懷、善待他人，對他人持有積極的普遍信念（Soto & Johns，2017）。從概念上來看，協作的內涵會顯得十分寬泛，但總體上可以概括為3個子維度：共情/同情（empathy/compassion）、信任（trust）、合作/關系和諧（co-operation/relationship harmony）。對于上述幾個概念之間的關系，OECD社會與情感調查用圖1的方式進行了直接展示（Kankara? & Suarez-Alvarez，2019）。

圖1 協作能力維度分解圖

在協作的3項子能力中，共情或者同情心表現較強的人，往往被認為是熱情而細膩的；而那些表現較弱的人，則往往被視為冷漠或者麻木不仁。對于信任，表現較強的人更傾向持有一種積極的人性觀，這類人往往堅持人性本善，待人接物都能夠用最好的態度和最信任的方式。對于合作（或者說是關系和諧），主要是形容一個人是否親切、善良且容易相處。

總體而言，協作能力較強的個體具有一些顯著特點，如更加重視人際關系（Graziano & Tobin，2002），更愿意為別人提供合作和幫助（Graziano & Eisenberg，1997），也更受同伴和朋友的歡迎（Jensen-Campbell et al.，2002）。對于兒童和青少年而言，更強的協作能力意味著更多的親社會行為（pro-social behaviors）和更少的問題行為（problem behaviors）。例如，一些關注共情的研究發現，兒童時期較為缺乏同理心的孩子，在青少年時期容易成為不良少年（Fontaine et al.，2011）。Daniel et al. （2014）的研究也表明，兒童早期的同理心水平與其日后的社會正義感強度具有一定關聯，同理心水平高的兒童（6歲和9歲）能夠在其12歲時更公平地對待他人，并盡量減少不平等。對于學生群體而言，協作能力也有很多益處，比如，善于協作的學生往往與同學相處得更加融洽，上學也更不容易缺勤（Lounsbury et al.，2004）。

OECD認為，協作能力還對學生的人生發展具有重要意義，與許多生活結果變量（life outcome）具有密切聯系，比如教育期望、健康、幸福感等（Chernyshenko，Kankara? & Drasgow，2018）。對于上述內容，本報告會基于本次蘇州市參加OECD社會與情感能力調查的數據進行較為全面的分析。

二、方法

（一）樣本情況

OECD青少年社會與情感能力研究在抽樣前期進行了3項準備工作。首先，描述了蘇州和蘇州教育的概況和測評的目標總體，并解釋覆蓋與排除的情況，比如隨遷子女學校、特殊教育學校不納入抽樣范圍。其次，確定了分層變量，比如學校性質（公立學校與私立學校）、學校社會經濟地位（城市、縣鎮與農村學校）、學校層級（小學、中學或一貫制）以及學校類別（普通學校與職業學校）等變量。最后，確定了抽樣對象的確切年齡范圍，10歲組學生的年齡介于10歲2個月到11歲1個月之間，15歲組學生的年齡介于15歲2個月到16歲1個月之間。

OECD青少年社會與情感能力研究的抽樣在參與城市的所有符合條件的學校和學生中系統進行，具體到蘇州市下轄的6個區和4個縣級市的所有中小學，采用的抽樣方法為兩階段分層的整群抽樣（stratified two stage cluster sampling）。第一步是學校抽樣，從387所小學和一貫制學校中抽取了76所學校，從88所高中和職校中抽取了75所學校。第二步是學生抽樣，根據入樣學校提供的師生關聯表，從每個入樣學校的適齡學生中隨機抽取50名學生。經過上述兩步，10歲組和15歲組分別抽取被試3800名和3750名，兩者合計的總樣本量為7550。在正式施測階段，入樣學生的整體參與率高達96.26%，共計7268名學生配合完成全部測試，加權后代表蘇州市150964名中小學生。

在最終樣本的7268名學生中，10歲組學生為3647名（占50.2%），15歲組學生為3621名（占49.8%）；男生為3838名（占52.8%），女生為3417名（占47%），另有13名性別不詳（占0.2%）；就讀于中心城區學校的學生為3447名（占47.4%），就讀于縣鎮學校的學生為2459名（占33.8%），就讀于農村學校的學生為1362名（占18.7%）。此外，在15歲組學生中，就讀于普通高中和職業高中的分別有2811名（占77.6%）和810名（占22.4%）。

在開展學生調查的同時，另有7136名家長、3732名教師和151名校長分別參與填寫了家長問卷、教師問卷和學校問卷。

（二）測量題項

在本次OECD青少年社會與情感能力研究中，協作能力共有3項子能力，即共情（empathy）、信任（trust）、合作（co-operation），采用學生自評、家長評價、教師評價3種方式對學生在各項能力上的表現進行評價。對于學生自評和家長評價，每項子能力均采用8道題目的量表進行測試，但后期在計算能力得分時基于測量學校正的需要僅保留部分題目。其中，學生自評的共情和信任均保留6道，合作保留7道；家長評價的共情保留6道，信任和合作均保留7道。對于教師評價，則從學生量表中選取了3道題目，而且后期沒有再進行刪減。每項子能力的測評題項示例如下。

測量共情的題項示例：

● 我的朋友過得好對我來說很重要

● 我能體會別人的感受

● 我能理解他人的需求

測量信任的題項示例：

● 我相信我的朋友能夠保守我的秘密

● 我相信我的朋友永遠不會背叛我

● 我相信大多數人是友善的

測量合作的題項示例：

● 我喜歡幫助別人

● 我常常挑起爭吵（反向題）

● 我禮貌待人

（三）計算方法

由于學生、家長和教師三方評價在題量上有所不同，因此基于三方數據的能力值計算方式也有所不同。對于學生自評和家長評價，OECD建議使用刪減題項后經過校正的標準化分數。該能力值的計算需要賦分、模型估計、反應風格校正、標準化四個步驟。首先，需要對題項（item）的原始選項（response）進行賦分（0分—4分）；其次，利用項目反應理論（Item Response Theory，簡稱IRT）中的廣義分步計分模型（Generalized Partial Credit Model，簡稱GPCM）對合并樣本（所有城市的10歲組和15歲組學生）進行參數估計，并基于加權似然估計（Weighted Likelihood Estimate，簡稱WLE）算法獲得能力初始值；再次，校正默認反應風格（Acquiescence Response Style）所帶來的估計偏誤，獲得能力校正值；最后，將能力校正值通過線性變換轉化為均值500分（所有城市10歲組均值）、標準差100分（所有城市10歲組標準差）的標準分，也即最終能力值。對于教師評價，OECD建議簡單地將基本量表中3個題項經過賦分后（0—4分），取其平均值作為單向能力的得分即可，無需再進行其他測量學的校正。

三、結果

本節內容共分為3個部分，包括總體狀況、協作能力的預測變量分析、協作能力與生活結果變量。協作能力的總體狀況對蘇州市學生在協作能力上的表現進行了整體描述，呈現了協作能力得分、協作能力與其他子能力的相關，以及協作能力的年齡、性別、城鄉和學校類型差異。協作能力的預測變量分析主要是從背景變量、學生變量、教師變量、學校變量、家庭變量中探索哪些因素影響協作能力。協作能力與生活結果變量主要考察協作的各項子能力對學業成績、全球意識、健康、社會關系和生活質量這5大類與學生成長和發展密切相關的結果變量的影響。

（一）協作能力的總體狀況

1. 協作能力的得分

表1呈現的是蘇州市10歲組和15歲組學生協作能力的3項子能力的平均數和標準差，包括學生、家長和教師三方的評價結果。可以看到，蘇州市學生的自我評價相當高，其自我匯報的共情、信任、合作能力高于國際平均水平（即高于500分）。同時可以看到，10歲組的自我評價得分明顯高于15歲組，而兩個年齡組的家長和教師評價得分相對接近。

表1 蘇州市學生協作能力3項子能力得分的平均數和標準差（M±SD）

2. 協作能力與其他子能力的相關

本文利用蘇州市數據，計算了協作能力的3項子能力之間，以及與其他12項子能力的Pearson相關系數，結果呈現在表2中。根據OECD設定的標準，如果相關系數大于或等于0.66，則被定義為高相關；如果相關系數在0.33—0.65之間，則被定義為中等相關；如果相關系數小于或等于0.32，則被定義為低相關。如表2所示，在協作能力內部，無論是10歲組還是15歲組，3項子能力之間的相關系數都處于中高水平。其中，共情和合作屬于高相關（10歲組r=0.76，15歲組r=0.75），共情和信任屬于中等相關（10歲組r=0.51，15歲組r=0.53），信任和合作也屬于中等相關（10歲組r=0.55，15歲組r=0.64）。

表2 子能力間的相關系數

對于協作能力與任務能力，多數子能力之間都處于中等相關水平，高相關主要在10歲組學生中，包括共情和毅力（r=0.67）、合作和責任感（r=0.67）、合作和毅力（r=0.69）。值得注意的是，信任與自控力在兩個年齡組均呈現出低相關（10歲組r=0.32，15歲組r=0.28）。對于協作能力與情緒調節，兩個年齡組的各子能力之間都處于中等相關水平。對于協作能力與開放能力，絕大多數的子能力之間都處于中等相關水平，僅10歲組學生的合作與好奇心為高相關（r=0.67）。對于協作能力與交往能力，大部分相關系數也都處于中等相關水平，但信任與果敢兩種能力的相關系數在兩個年齡組都處于低相關水平（10歲組r=0.19，15歲組r=0.16）。此外，15歲組學生的合作與果敢也處于低相關水平（r=0.32）。

OECD將能力得分位于前25%的學生定義為高水平學生。比如，將10歲組學生在共情上的得分從高到低進行排列，計算得到其25%分位數為744分，那么所有共情得分大于該數值的學生都可以被定義為高水平學生。進一步，在共情高水平的學生群體內部，又可以根據其在其他能力上的水平進行劃分（如自控力），得到同時在兩項能力上具備高水平的學生比例。本文利用上述標準對蘇州市高水平學生的比例進行計算。

圖2呈現了共情高水平的學生群體中，在其他14項能力上具備高水平的學生比例。從該圖中可以看出，無論是10歲組還是15歲組，在共情能力上具有高水平的學生群體中，一半以上的學生在其他14項能力上也具有較高水平。不僅如此，10歲組學生在大多數能力上的高水平比例要超過15歲組，僅信任和樂群兩項能力例外。

圖2 共情高水平學生中其他能力高水平的比例

圖3呈現了信任高水平的學生群體中，在其他14項能力上具備高水平的學生比例。從該圖中可以看出，在信任能力上具備高水平的學生群體中，在其他14項能力上也具有高水平的學生比例一般超過40%（果敢除外）。不僅如此，10歲組學生在責任感、抗壓力、情緒控制、包容度、創造力和果敢6項能力上的高水平比例要超過15歲組，但在毅力、自控力、樂觀、共情、合作、好奇心、樂群和活力8項能力上的高水平比例要低于15歲組。

圖3 信任高水平學生中其他能力高水平的比例

圖4呈現了合作高水平的學生群體中，在其他14項能力上具備高水平的學生比例。從該圖中可以看出，在合作能力上具備高水平的學生群體中，在其他14項能力上也具有高水平的學生比例也較高，大多超過50%。分年齡組來看，10歲組學生在大多數能力上的高水平比例要超過15歲組，而15歲組學生僅在信任和樂群兩項能力上的高水平比例超過10歲組。

圖4 合作高水平學生中其他能力高水平的比例

3. 能力差異：按年齡、性別、城鄉、學校類別分組比較

（1）年齡差異

前文中已經提及，10歲組學生在協作能力上要普遍高于15歲組學生。由于OECD青少年社會與情感能力研究同時采集了學生、家長和教師對學生社會情感能力的評價結果，因此本小節進一步利用蘇州市的三方數據來比較不同年齡組之間的能力差異情況，并將計算結果以圖5的方式呈現。值得注意的是，圖5中教師評價的差值顯示在右坐標軸。從圖5中可以看出，三方評價之間差異明顯。基于學生自評結果的差值較大，在共情、信任和合作3項能力上，10歲組學生的均值比15歲組學生的均值分別高出76分、78分和71分。相比之下，基于家長評價的結果則顯示，10歲組學生的均值和15歲組學生的均值在共情上無差異，在信任和合作兩項能力上的差值為11分和7分。與學生自評和家長評價相比，教師評價的結果有較大差別。在共情上，10歲組學生比15歲組學生低0.01分，而在信任和合作兩項能力上，10歲組比15歲組分別高出0.08分和0.04分。

圖5 10歲組和15歲組學生協作能力三方評價差異值

（2）性別差異

本文分別計算了蘇州市10歲組和15歲組男女生在共情、信任、合作3項能力上的均值，并將結果繪制在圖6中。從圖中可以發現，在10歲組學生中，男生的3項能力均值都低于女生。其中，男生的共情能力均值為665分，比女生均值低22分；男生的信任能力均值為651分，比女生均值低4分；男生的合作能力均值為668分，比女生均值低17分。在15歲組中，情況剛好相反，男生在3項能力上的均值都高于女生。其中，男生的共情能力均值為601分，比女生均值高3分；男生的信任能力均值為579分，比女生均值高8分；男生的合作能力均值為605分，比女生均值高1分。上述數據表明，隨著年齡的增長，男女生在協作能力上的差異會發生變化。在低年齡段，女生普遍優于男生，但到了高年齡段，男生卻會全面反超。

圖6 男生女生協作能力得分差異

（3）城鄉差異

在本次測評中，蘇州市中小學按其所在地區的社會經濟發展水平分為3類，即經濟發展水平較低的農村地區、經濟發展水平中等的縣鎮地區，以及經濟發展水平較高的中心城區。為了比較農村地區學生與中心城區學生之間在協作能力上的差異，本文對兩類地區的學生能力進行均值檢驗，并計算其效應量（Cohen’sd），結果呈現在表3中。由表3可知，10歲組學生3項能力的城鄉差異都在統計上顯著異于0（P<0.01），中心城區學生的能力得分要高于農村地區；15歲組學生在共情和合作兩項能力上的城鄉差異顯著異于0（P<0.01），但在信任上無顯著差異（P=0.09）。

表3 農村地區與中心城區學生協作能力差異（分年齡）

（4）學校類型差異（普通高中和職業高中）

在本次測評中，蘇州市高中分為普通高中和職業高中，因此對兩類高中生在協作能力上的差異進行比較也具有一定意義。表4分性別列出了普高與職高的差異，可以看出，無論是男生組還是女生組，普高生與職高生在共情、信任、合作上均不存在顯著差異。這說明，蘇州市普高生和職高生在協作能力的發展上處于較為均衡的狀態。

表4 普通高中和職業高中學生協作能力差異（分性別）

（二）協作能力的預測變量分析

OECD青少年社會與情感能力研究的背景問卷中設置了豐富的題目來詢問學生各個方面的情況，以考察哪些因素會對學生的社會情感能力產生影響。本研究對背景問卷中的相關變量進行整理，并劃分為五大類：背景變量、學生變量、教師變量、學校變量、家庭變量。為了探索上述五大類變量如何影響學生的協作能力，本文采用多元線性回歸方法進行分析。為保證分析結果對蘇州市具有代表性，所有回歸均采用WT2019變量對個案進行加權。所有回歸系數均為標準化系數，顯著性水平設置為P<0.05。

1. 背景變量

本文考察的背景變量包括性別、年齡（月齡）、社會經濟地位等。對于社會經濟地位變量，OECD青少年社會與情感能力研究數據庫中沒有直接提供，本文將4個相關的基礎性變量納入，包括父母最高學歷、家庭擁有物、家庭設備、家庭藏書量。上述6個背景變量對協作能力的回歸結果參見表5。

表5 背景變量對協作能力的回歸結果

對于10歲組學生而言，家庭擁有物、家庭藏書量2個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。不僅如此，從標準化系數的大小來看，家庭擁有物的影響程度遠高于家庭藏書量。對于15歲組學生而言，父母最高學歷、家庭擁有物、家庭藏書量3個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。而且，比較3個變量的系數大小可以發現，家庭擁有物的影響程度遠高于父母最高學歷和家庭藏書量。總體來看，家庭擁有物和家庭藏書量對兩個年齡組的協作能力都具有一致的顯著影響。

2. 學生變量

本文考察的學生變量包括：安全感（safety）、朋友關系（friend relationship）、好習慣朋友（well-behaved friends）、朋友高期望（friend perfectionism）、社會關系廣泛（diversity of social connections）、室內活動時間（daily activities indoor）、上網時間（daily activities online）、室外活動時間（daily activities outdoor）、成長型思維（growth mindset）。上述9個變量對協作能力的回歸結果參見表6。

表6 學生變量對協作能力的回歸結果

對于10歲組學生而言，安全感、朋友關系、好習慣朋友、室內活動時間、室外活動時間這5個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。不僅如此，從標準化系數的大小來看，安全感、朋友關系和好習慣朋友這3個變量的影響程度遠高于室內和室外活動時間。值得注意的是，社會關系、上網時間對協作能力均具有顯著的負向影響。對于15歲組學生而言，安全感、朋友關系、好習慣朋友、室內活動時間、室外活動時間、成長型思維這6個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。從標準化系數的大小來看，安全感、朋友關系和好習慣朋友這3個變量的影響程度要高于其他變量。此外，朋友高期望、上網時間對于15歲組存在顯著的負向影響。總體來看，安全感、朋友關系、好習慣朋友、室內活動時間、室外活動時間、上網時間這6個變量對兩個年齡組的協作能力都具有一致的顯著影響。

3. 教師變量

本文考察的教師變量主要包括：教齡（total years of teaching）、學歷（teacher qualification）、參加社會情感能力有關培訓的機會（簡稱培訓機會）、參加社會情感能力有關培訓的頻率（簡稱培訓頻率）、師生關系（relationship with teachers）、教師高期望（teacher perfectionism）。上述6個教師因素變量對協作能力的回歸結果參見表7。

表7 教師變量對協作能力的回歸結果

對于10歲組學生而言，教齡、教師學歷、師生關系這3個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。從標準化系數的大小來看，師生關系的影響程度要高于教齡和教師學歷。對于15歲組學生而言，僅有師生關系這個變量對協作能力具有穩定而顯著的正向影響，而教齡對信任和合作無顯著影響，教師學歷對共情無顯著影響。總體來看，師生關系對兩個年齡組的協作能力都具有一致的顯著影響。

4. 學校變量

本文考察的學校變量主要包括：學校歸屬感（sense of belonging to school）、學校合作氛圍（school climate of cooperation）、學校競爭氛圍（school climate of competition）、校園欺凌（bullying）、校外活動（extracurricular activities）。上述5個學校因素變量對協作能力的回歸結果參見表8。

表8 學校變量對協作能力的回歸結果

對于10歲組學生而言，學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動這3個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。從標準化回歸系數來看，學校歸屬感的影響程度要高于學校合作氛圍，而學校合作氛圍的影響程度要高于校外活動。15歲組學生與10歲組學生類似，學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動這3個變量對其協作能力均具有穩定而顯著的正向影響，而且也是學校歸屬感的影響程度最高。

5. 家庭變量

本文考察的家庭變量主要包括教養方式（parenting style）、親子問題（problems with parents）和家長高期望（parents perfectionism）。教養方式這一概念最早由Baumrind（1971）進行總結，有關其定義、分類和維度的研究已經十分豐富（Smetana，2017）。本文運用教養方式的概念來描繪父親或母親對子女的教育方式和風格，包括理解型父親/母親（understanding father/mother）和懲罰型父親/母親（punishing father/mother）。上述6個家庭變量對協作能力的回歸結果參見表9。

表9 家庭變量對協作能力的回歸結果

對于10歲組學生而言，理解型母親、理解型父親、家長高期望這3個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。從標準化系數的大小來看，理解型母親的影響程度高于理解型父親。此外，親子問題對協作能力具有顯著的負向影響。對于15歲組學生而言，理解型父親、懲罰型父親、理解型母親、懲罰型母親和家長高期望這5個變量對協作能力均具有穩定而顯著的正向影響。從標準化系數來看，理解型父母的影響程度總體上要高于懲罰型父母，而且父親的影響程度要高于母親。此外，與10歲組較為一致的是，15歲組的親子問題也對3項能力都具有顯著的負向影響。總體來看，理解型母親、理解型父親、親子問題、家長高期望這4個變量對兩個年齡組的協作能力都具有顯著影響。

（三）協作能力與生活結果

所謂生活結果（life outcomes），是指與學生的生活和成長密切相關的結果變量。OECD青少年社會與情感能力研究的測評框架認為，包括協作能力在內的社會情感能力對學生的生活結果變量都應該具有積極影響（Kankara? & Suarez-Alvarez，2019）。因此，學生問卷中設計了涵蓋教育、公民意識、社會關系、健康、生活質量5大領域的11項生活結果變量，包括學業成績（academic achievements，由語文成績、數學成績和藝術成績3項組成）、教育期望（academic aspiration）、全球意識（global mindedness）、親近家人（closeness to family）、親近他人（closeness to others）、健康（overall health）、主觀幸福感（subjective wellbeing）、生活滿意度（life satisfaction）、考試焦慮（test anxiety）。本小節繼續采用多元線性回歸來考察協作能力如何影響學生在5大領域的生活結果變量。10歲組和15歲組的回歸結果分別呈現在表10和表11中。本部分的所有回歸均采用WT2019變量進行加權，所有回歸系數均為控制背景變量條件下的標準化系數，顯著性水平設置為P<0.05。

表10 協作能力對生活結果變量的回歸結果（10歲組）

表11 協作能力對生活結果變量的回歸結果（15歲組）

在教育方面，對于10歲組學生而言，共情、信任、合作對語文、數學和藝術三科成績都具有正向影響，但部分影響在統計上不顯著（如合作對數學成績、共情對藝術成績）。合作對教育期望有顯著正向影響，但信任對教育期望有顯著負向影響。對于15歲組學生而言，合作對語文成績、數學成績和教育期望有顯著正向影響；信任對藝術成績、教育期望有顯著正向影響。

對于全球意識變量，可以看出，10歲組和15歲組在影響模式上非常一致。共情和合作都對全球意識具有顯著正向影響，而且共情的影響程度要高于合作。但是，信任對全球意識具有顯著負向影響，只是影響程度比較低。

在親近家人和親近他人這兩個社會關系變量上，從回歸結果可以看出，協作能力對兩個年齡組的社會關系均具有顯著正向影響，特別是對于15歲組來說，信任的影響程度明顯高于共情和合作。

對于健康變量，采用5級評分的方式讓學生評價自己的健康狀況。從回歸結果可以看出，無論是10歲還是15歲組學生，協作能力對學生自我健康的評價都有顯著正向影響。

最后是生活質量的3個結果變量，包括主觀幸福感、生活滿意度和考試焦慮。對于10歲組學生而言，共情、信任和合作都對學生主觀幸福感和生活滿意度具有顯著正向影響，都能夠提升學生的幸福感和滿意度。信任和合作都對考試焦慮具有負向影響，能夠緩解考試帶來的焦慮情緒。對于15歲組而言，共情對主觀幸福感具有顯著正向影響，對考試焦慮具有顯著負向影響；信任對主觀幸福感和生活滿意度具有顯著正向影響，對考試焦慮具有顯著負向影響；合作對主觀幸福感、生活滿意度和考試焦慮都具有顯著正向影響。

四、討論

（一）進一步的討論

基于蘇州市參與OECD青少年社會與情感能力研究的測評數據，本文對蘇州市10歲組和15歲組的學生在協作能力上的表現進行了較為全面的分析，不僅描述了各能力之間的相關性，也描述了蘇州市樣本學生的協作能力在年齡、性別、城鄉、學校類型上存在的差異，并且進一步利用回歸分析從多個層面探尋協作能力的影響因素，以及協作能力對5大類生活結果變量的影響。

描述統計的結果表明，協作能力的3項子能力之間具有較為密切的聯系，而且與其他12項子能力也具有較高的統一性，在協作能力上具有較高水平的學生，往往在其他能力上也具有較高水平。但是對于不同群體而言，協作能力仍然具有較為明顯的差異，比如10歲組學生的協作能力要明顯高于15歲組學生，但是在10歲組內部，女生要高于男生，而在15歲組內部，則是男生高于女生。此外，從學校所在地的經濟發展水平來看，中心城區學生在協作能力上普遍優于農村學生，因此協作能力的城鄉差距也值得研究者們關注。

對影響因素的分析從學生、教師、學校、家庭等多方面展開，發現了一系列對兩個年齡組的協作能力都具有一致性顯著影響的變量。這些變量可分為正向和負向兩類，其中以正向因素居多，包括家庭擁有物、家庭藏書量、安全感、朋友關系、好習慣朋友、室內活動時間、室外活動時間、理解型母親、理解型父親、家長高期望、師生關系、學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動；負向因素有上網時間、親子問題。在正向因素中，既有家庭社會經濟背景和學生習慣的客觀變量，也有對朋友、父母、老師、學校等感受的主觀變量。這些因素的改善均有助于蘇州市學生協作能力的提高。在這些因素中，最值得注意的是理解型的父母親。理解型的父母更容易與孩子建立親密的關系，讓孩子得到更多尊重，因此孩子也更能夠理解和信任他人，與他人順利開展合作。不僅如此，從父親和母親的影響程度來看，理解型母親更能夠提升10歲組學生的協作能力（標準化系數更大），而理解型父親則更能夠提升15歲組學生的協作能力（標準化系數更大）。由此可見，在學生成長發展的不同階段，父親和母親所扮演角色的重要性在發生變化，而此種變化直接關系到學生協作能力的培養和發展。在負向因素中，最值得注意的是上網時間，該變量對10歲組和15歲組學生的協作能力都有顯著影響。這說明，對于蘇州市學生來說，互聯網的使用應當有所限制，長期使用網絡容易導致學生的沉迷甚至網癮，割裂學生與社會的聯系，使學生深陷網絡的虛擬空間無法自拔，其社會性能力的發展容易變得滯后。

最后，本文還分析了協作能力對11項生活結果變量的影響。這些生活結果變量衡量了蘇州市學生各方面的發展狀況，而協作能力對這些生活結果變量大多具有積極顯著的影響，尤其是在親近家人、親近他人、健康和主觀幸福感這4個變量上，共情、信任和合作3項子能力都表現出穩定而一致的顯著正向影響。因此可以認為，協作能力高的學生，自我感覺更加健康向上，也更加愿意與別人和諧相處，對幸福生活的感知也更加強烈。從此種意義上來講，通過提升協作能力來提升學生身體和心理健康水平，是非常必要且具有良好效果的。

（二）研究結論與啟示

青少年社會與情感能力研究是OECD新近開展的一次大規模全球性調查，也是社會情感能力的概念提出以來第一次正式實施的全球性測評，蘇州市參與此次調查的意義非同一般。本文聚焦協作能力這一維度，對蘇州市10歲組和15歲組學生的數據進行了較為全面的分析，主要有三點研究發現。

第一，蘇州市學生的協作能力整體高于國際平均水平，在年齡、性別、城鄉方面都呈現出一定差異，性別和城鄉差異尤其值得關注。基于學生自評數據的10歲組能力得分要高于15歲組，這一結果可能與低年齡組學生的自我稱許水平更高有關（基于家長評價的差異值明顯低于基于自評數據的差異值）。同樣基于學生自評數據的性別差異分析表明，10歲組中男生的協作能力低于女生，而在15歲組則剛好相反。最后，城鄉差異的分析表明，無論是10歲組還是15歲組，中心城區學生的協作能力都要高于農村地區學生。

第二，個體、家庭、教師、學校等各層面都存在著能夠顯著影響蘇州市學生協作能力的因素，其中理解型父母和上網時間值得關注。在背景變量中，家庭擁有物和家庭藏書量具有穩定的顯著正向影響。在學生變量中，安全感、朋友關系、好習慣朋友、室內活動時間和室外活動時間這5個變量都具有穩定的顯著正向影響，而上網時間具有顯著負向影響。在教師變量中，師生關系具有穩定的顯著正向影響。在學校變量中，學校歸屬感、學校合作氛圍、校外活動具有穩定的顯著正向影響。在家庭變量中，理解型父親、理解型母親、家長高期望這3個變量具有顯著而穩定的正向影響，而親子問題則具有顯著而穩定的負向影響。理解型父母作為教養方式的重要變量，能夠顯著提升10歲組和15歲組學生的協作能力，而且在10歲組中理解型母親更重要，而在15歲組中理解型父親更重要。此外，上網時間的消極影響較為嚴重。

第三，協作能力對11項生活結果變量大多具有積極影響，但要重視不同子能力之間存在的差異。在本文分析的5大類11項生活結果變量中，協作能力對親近家人、親近他人、健康和主觀幸福感具有穩定的顯著正向影響，而且這些影響在10歲組和15歲組基本一致。對于其他生活結果變量，3項子能力之間普遍存在差異，有時甚至作用完全相反，因此值得在今后的研究中加以反思和重視。

根據上述分析，本文有如下兩點啟示。

第一，協作能力的影響因素是多種多樣的，因此提升學生協作能力應該采取點—面結合的方式。本文對于影響因素部分的分析表明，在學生、教師、學校、家庭等各個方面，都存在著能夠顯著影響協作能力的變量。協作能力作為重要的社會情感能力，千萬不能單一化其提升路徑，片面強調某個或者某類因素的作用，而需要從個體、家庭，到教師、學校乃至社區等多方進行考量。但是，在眾多因素之中，也有一些值得重視或者說長期被輕視的因素，需要更多的關注，如理解型父母、上網時間。關注上網時間對于當下疫情常態化防控時期的網絡教學尤其重要。

第二，協作能力對學生生涯發展具有積極意義，但仍需進行科學而客觀的分析，不可片面夸大。本文的分析揭示了協作能力對于5大類生活結果變量的影響，從中不難發現一些積極的作用，比如對自評健康和幸福感。但值得注意的是，對于其他變量，尤其是輿論較為關心的學習成績變量，蘇州市的分析結果并沒有傳遞出完全的積極信號。作為研究者，一方面，我們要注意本次是OECD青少年社會與情感能力的首次測評，各項工具也在不斷完善之中；另一方面，對于協作能力與學業成績的關系，目前已經有不少研究，但難言最終定論，需要在現有數據的基礎上進一步利用更完善的統計技術進行挖掘。