師生關系對留守兒童學習投入的影響：有調節的中介模型 *

譚麗蘋 李 晴 郭 成

(西南大學心理學部，心理健康教育研究中心，重慶 400715)

1 引言

學業發展是兒童青少年最重要的任務之一，社會和家庭對該群體的學業期望貫穿整個兒童青少年階段（Carmona-Halty et al., 2021）。學習投入作為在學習過程中表現出來的積極主動的狀態，不僅對個體的學業成績具有關鍵性預測作用，還與個體的身心健康發展密切相關（周愛保 等, 2022;Chen et al., 2021）。學習投入（academic engagement）是個體在學習過程中表現出的一種持續、積極向上的學習態度和學習動機，包括活力、奉獻和專注三個方面（Chen et al., 2021; Schaufeli et al.,2002）。與非留守兒童相比，由于留守兒童缺乏父母的監管和教育，其學業發展往往面臨著更大的挑戰（Jin et al., 2020）。留守兒童是指父母雙方外出務工或一方外出務工而被留在家鄉，無法和父母共同生活的未成年人（郝振, 崔麗娟, 2007）。由于與父母相隔較遠，父母對其投入的教育精力不足等，留守兒童這一特殊群體更容易出現厭學情緒（Zhen et al., 2020）。如何提升留守兒童的學習投入水平，是當今社會越來越關注的問題。因此，本研究擬在以往兒童青少年研究的基礎上，進一步深入探討師生關系“如何”以及在“何種條件”下影響留守兒童的學習投入，拓展學習投入的相關研究，這不僅對促進留守兒童自身學業發展和身心健康具有重要意義，而且能為提高留守兒童學習投入的教育實踐提供有效建議。

期望價值理論指出，學生的期望和價值觀受到重要他人的影響（Martin & Dowson, 2009）。教師作為除了父母之外另一重要他人在留守兒童成長過程中發揮著重要作用（熊紅星 等, 2020），可以顯著影響留守兒童的期望和價值觀。以往研究表明，相比非留守兒童，留守兒童更加重視教師對自己的態度以及自己和教師之間的關系（戴斌榮, 彭美, 2021; 熊紅星 等, 2020）。來自老師的肯定評價和積極反饋可以幫助學生建立積極的學業自我概念（林崇德 等, 2001），激發學習興趣進而提高學習投入水平（張興旭 等, 2019; Chen et al.,2021）。一項元分析也表明，與老師保持積極和諧關系的學生更愿意參加課堂活動，在學校的表現會更好（Roorda et al., 2011）。因此，基于理論與相關研究，本研究提出假設H1：良好的師生關系可以正向預測留守兒童的學習投入水平。

領悟社會支持（perceived social support）是反映個體在社會中感知到受尊重、被支持和被理解的情感滿意程度（Zimet et al., 1988）。作為留守兒童重要的社會支持來源，在面對社會適應與激烈學業競爭時，老師的支持和關懷是留守兒童有效應對生活和學習壓力、保持身心健康的重要基礎（譚德琴 等, 2022; Ansari et al., 2020）。積極和諧的師生關系讓個體主觀上感受到在面臨挑戰時可以得到老師的幫助，進而提高對社會支持的感知。有研究發現，感知到的高社會支持會讓個體收獲自身成長的內在積極能量（向光璨 等,2020），更有信念解決學習上的挫折與困難，課堂投入會更多（Pan et al., 2017）。社會動機理論也認為，學生的學業表現取決于對關系、能力和自主性基本心理需求的滿足程度（Xuan et al., 2019）。良好的師生關系會讓個體感受到老師的信賴與支持，滿足其對良好關系的需要，增強學習中的勝任感與自主感（羅雪峰, 沐守寬, 2017），其學習狀態會更富有積極性、持續性，學習投入會更多。據此，本研究提出假設H2：師生關系通過領悟社會支持的中介作用顯著預測留守兒童的學習投入。

師生關系對留守兒童學習投入產生影響的直接與間接過程可能會受到其他變量的調節。研究表明，留守兒童面臨著與父母長期分離的問題，除了良好的師生關系，高質量友誼也是留守兒童成長發展的重要保護性因素之一（戴斌榮, 彭美,2021; 付淑英, 2021）。友誼質量（friendship quality）指個體感知到同伴關系帶來的支持、陪伴、親密及沖突發生的程度（Parker & Asher, 1993）。同伴友誼不僅能為兒童青少年提供獨特的支持（張興旭 等, 2019; Otani et al., 2009），還能影響個體對師生關系的感知（Scheuplein & van Harmelen, 2022）。當同伴友誼質量高時，個體感知到來自同伴較多的社會支持，感知到來自老師的支持會相對減少（Wang & Fletcher, 2017）。相反，低友誼質量的個體感知到來自同伴的支持較少，從主觀上體驗到來自老師的支持會更多。因此，本研究提出假設H3a：友誼質量在師生關系與留守兒童領悟社會支持之間起調節作用。低友誼質量的留守兒童中，師生關系對領悟社會支持的正向預測作用更強。

根據壓力緩沖假說（buffering hypothesis）（Cohen & Wills, 1985），在壓力情境下，領悟社會支持不僅對外界行為和事件的意義做出解釋（葉俊杰, 2006），還影響著個體的行為和情緒（Pan et al., 2017）。當友誼質量較低時，個體較少獲得同伴學業上的實際幫助和支持（Dai et al.,2021），實際支持的缺乏會讓個體的學習投入更加依賴領悟社會支持的認知功能。領悟社會支持高的個體更可能將他人行為理解為積極的，而低領悟社會支持的個體更容易將他人行為理解為拒絕或消極的（葉俊杰, 2006）。對于友誼質量較高的個體，同伴能夠給予他們較多幫助，學習投入更容易受到同伴友誼的影響（葉俊杰, 2006; Carmona-Halty et al., 2021），領悟社會支持對個體學習投入的影響相對較小。據此，本研究提出假設H3b：同伴友誼質量可以調節領悟社會支持對留守兒童學習投入的影響。低友誼質量的留守兒童中，領悟社會支持對學習投入的正向預測作用更強。

老師和同伴均屬于班級系統，二者相互作用對留守兒童的認知和行為產生影響（戴斌榮, 彭美,2021）。尤其對于留守兒童而言，同伴友誼不僅是其人際互動最重要的來源，還影響其社交技能的發展（Devine et al., 2012），能夠在一定程度上反映其人際適應能力。同伴友誼質量會通過影響個體在班級中的互動狀態和社交網絡進一步影響師生關系對個體學習投入的作用（Hosan & Hoglund,2017）。友誼質量高的個體會更積極地參與班級活動，其人際網絡范圍會更廣（Hosan & Hoglund,2017; Parker & Asher, 1993），與老師的交往溝通會更多，進而師生關系與學習投入水平的關系會更加密切。因此，本研究提出假設H3c：同伴友誼質量可以調節師生關系對留守兒童學習投入的影響。高同伴友誼質量的留守兒童中，師生關系對學習投入的正向預測作用更強。

綜上，本研究提出一個有調節的中介模型（見圖1），探討師生關系對留守兒童學習投入的影響及其中介機制。

圖 1 有調節的中介效應假設模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，選取四川省、湖南省和重慶市6所學校共2455名留守兒童作為被試。剔除規律作答、關鍵變量回答不完整、作答不認真的問卷，最終得到有效問卷2206份，有效率為89.86%。被試年齡范圍為9～18歲（平均年齡為15.56±1.60歲），其中男生1242人（56.3%），女生964人（43.7%）；農村生源789人（35.8%），城鎮生源1417人（64.2%）；獨生子女239人（10.8%），非獨生子女1967人（89.2%）。

2.2 研究工具

2.2.1 師生關系量表

Pianta（1994）編制，鄒泓等人（2007）修訂的師生關系量表。該量表共23個項目，包含4個維度：親密性、支持性、滿意度、沖突性。4點計分，1代表“非常不同意”，4代表“非常同意”。其中，沖突性維度反向計分后與其他維度求總分。總分越高，表明師生關系越好。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.91。

2.2.2 同伴友誼質量量表

Parker和Asher（1993）編制，鄒泓等人（1998）修訂的同伴友誼質量量表。該量表共18個項目，包含6個維度：幫助與指導、肯定與關心、親密袒露與交流、陪伴與娛樂、沖突解決策略、沖突與背叛。4點計分，1代表“非常不同意”，4代表“非常同意”。其中，沖突與背叛維度反向計分后與其他維度求總分。總分越高，表明友誼質量越好。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.92。

2.2.3 領悟社會支持量表

Zimet等人（1988）編制，姜乾金（1999）修訂的領悟社會支持量表。該量表共12個項目, 測量個體感知到的來自家庭、朋友等重要他人的社會支持程度。5點計分，1代表“完全不符合”，4代表“完全符合”。由于本研究的對象是留守兒童，故將原量表中“領導、親戚、同事”改為“老師、同學、親戚”。總均分越高，表明領悟社會支持越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.95。

2.2.4 學習投入量表

Schaufeli等人（2002）編制，方來壇等人（2008）修訂的學習投入量表。該量表共17個項目，包含3個維度：活力、奉獻、專注。7點計分，1代表“從來沒有”，4代表“總是”。總均分越高代表學習投入越多。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數為0.97。

2.3 數據處理

采用SPSS22.0軟件和Hayes開發的PROCESS宏程序進行數據分析，選擇Hayes提供76個典型模型中的Model 4與Model 59進行分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法，將所有變量的全部題目進行探索性因素分析。結果發現，未旋轉狀況下共有7個因子的特征值大于1，并且第一個因子的解釋率為35.4%，小于40%的臨界值標準。由此可以推斷共同方法偏差對本研究結果影響不大。

3.2 描述性統計及相關分析

相關分析結果表明（見表1）：人口學變量中的子女數量和留守類型與研究變量之間均無顯著相關，因此，在中介和調節效應分析中不再考慮這兩個變量。而性別、年齡、成長環境、社會經濟地位（SES）和學習成績與研究變量存在顯著相關，因此在后續的中介效應和調節效應分析中將其作為控制變量納入模型。同時，留守兒童師生關系、領悟社會支持、學習投入與同伴友誼質量兩兩之間均呈顯著正相關。

3.3 領悟社會支持的中介效應分析

采用PROCESS程序中的Model 4檢驗領悟社會支持在師生關系與留守兒童學習投入之間的中介效應。結果表明（見表2），師生關系顯著預測領悟社會支持（β=0.62,p＜0.001），領悟社會支持顯著預測學習投入（β=0.27,p＜0.001）。基于偏差校正的百分位Bootstrap法進一步發現，領悟社會支持在師生關系與學習投入之間起部分中介作用，ab=0.17，SE為0.02，95%的置信區間為[0.13,0.20]。中介效應占總效應的30.21%。

3.4 同伴友誼質量的調節檢驗分析

采用PROCESS程序中的Model 59檢驗同伴友誼質量的調節效應。結果顯示（見表3）：方程1中師生關系正向預測留守兒童的學習投入，友誼質量正向預測留守兒童的學習投入，師生關系與友誼質量的交互項對留守兒童學習投入的預測作用不顯著 （β=0.01,p＞0.05）。方程2中，師生關系與同伴友誼質量的交互項負向預測領悟社會支持（β=-0.07,p＜0.001）。方程3中，師生關系與同伴友誼質量的交互項正向預測學習投入（β=0.06,p＜0.01），領悟社會支持與同伴友誼質量的交互項負向預測學習投入性（β=-0.05,p＜0.01）。這表明，留守兒童的師生關系、同伴友誼質量、領悟社會支持、學習投入構成了一個有調節的中介效應模型。

表 1 各變量的描述性統計及相關分析

表 2 社會支持的中介模型檢驗

表 3 有調節的中介效應檢驗

為了更好地解釋有調節的中介模型，將同伴友誼質量分為高分組（M+1S D）和低分組（M-1SD），進行簡單斜率檢驗考察友誼質量在師生關系對領悟社會支持、領悟社會支持對學習投入中的影響，具體的調節效應見圖2、圖3和圖4。圖2表明，當同伴友誼質量較低時，師生關系對領悟社會支持正向預測作用顯著（B=0.58,t=21.54,p＜0.001），當同伴友誼質量較高時，師生關系對領悟社會支持的正向預測作用減緩（B=0.44,t=23.09,p＜0.001）；圖3表明，當同伴友誼質量較低時，領悟社會支持對學習投入的正向預測作用顯著（B=0.32,t=11.05,p＜0.001），當同伴友誼質量較高時，領悟社會支持對學習投入的正向預測作用增加減緩（B=0.22,t=7.71,p＜0.001）。圖4表明，當同伴友誼質量較低時，師生關系對學習投入的正向作用顯著（B=0.31,t=8.93,p＜0.001），當同伴友誼質量較高時，師生關系對學習投入的正向預測作用增加（B=0.43,t=16.79,p＜0.001）。

圖 2 友誼質量在師生關系對留守兒童領悟社會支持的調節效應

圖 3 友誼質量在領悟社會支持對留守兒童學習投入的調節效應

圖 4 友誼質量在師生關系對留守兒童學習投入的調節效應

4 討論

4.1 師生關系與學習投入

本研究探究了師生關系對留守兒童學習投入的影響及其內在機制。結果表明，積極和諧的師生關系可以正向預測留守兒童的學習投入，支持了假設H1。該研究結果驗證了期望價值理論的觀點，老師作為留守兒童的重要他人，能夠影響學生的價值觀和學業信念（張興旭 等, 2019; Xuan et al., 2019）。對于留守兒童而言，積極的師生關系會增加與老師在學習上的溝通，互動過程中老師傳達的對學生的信念和期待被學生內化成自我的信念和期待，進而提高學習投入水平。積極和諧的師生關系在一定程度上彌補了留守兒童父母的教育缺位，給予個體學習上的鼓勵和支持，從而使其更加積極主動地投入學習。因此，積極和諧的師生關系能夠激發學生進一步的積極行為，增加更多的學習投入行為。

4.2 領悟社會支持的中介作用

研究發現，領悟社會支持在師生關系對留守兒童學習投入的影響過程中起部分中介作用，支持了假設H2。與以往研究結果一致，領悟社會支持在個體人際關系和個人發展中起著重要的橋梁作用（Dai et al., 2021）。老師不僅是學生學習能力的培養者，也是人生道路的引導者（郎悅茹 等,2022; Liu et al., 2015），既能在學業上給予學生鼓勵和支持，也能在情感上讓其產生歸屬感。良好的師生關系讓個體感受到更多老師的幫助、支持與關懷，更有信心和力量去應對學習上的困難，積極尋求提高學習成績和學習能力的方法，在學習中會表現得更加投入和認真。同時，本研究也驗證了社會動機理論的觀點（Roorda et al.,2011），與老師保持積極和諧的關系，能夠讓留守兒童感知到周圍環境滿足了他們對關系、能力、自主的基本心理需求（Deci & Ryan, 2000）。當基本心理需求得到滿足時，激發了留守兒童投入學習的內在動力，他們就會成為積極的學習者。因此，良好師生關系提高了留守兒童的領悟社會支持水平，使得他們在師生互動中收獲更多支持和積極情緒，從而提高了其學習投入水平。

4.3 同伴友誼質量的調節作用

首先，本研究發現，友誼質量調節了師生關系對留守兒童領悟社會支持的預測結果，支持了假設H3a。相較于高同伴友誼質量的留守兒童，低同伴友誼質量個體的師生關系對領悟社會支持的正向預測效果更強，這與以往研究結果一致。由于缺乏父母的關愛和支持，留守兒童十分缺乏必要的心理社會資源，老師和同伴是其成長過程中的重要社會支持來源（譚德琴 等, 2022）。當同伴關系不良，即同伴友誼質量較低時，他們從同伴那里獲得的支持和認可較少，感知到的社會支持很大部分來源于老師，領悟社會支持會更容易受到師生關系的影響（Jin et al., 2020）。其次，友誼質量調節了領悟社會支持對留守兒童學習投入的預測結果，支持了假設H3b。相較于高同伴友誼質量的留守兒童，低同伴友誼質量個體的領悟社會支持對學習投入的正向預測效果更強。低同伴友誼質量的個體從同伴那里獲得的關于學習發展的實際支持較少，感受到更多的人際沖突，進而產生了不同的情緒和反應，領悟社會支持關于周圍環境的認知與解釋對留守兒童的學習行為影響會更大。最后，同伴友誼質量調節了師生關系對留守兒童學習投入的直接路徑，支持了假設H3c。相較于低友誼質量的留守兒童，高友誼質量個體的師生關系對其學習投入的預測作用更強。對于同伴友誼質量高的個體來說，他們的社交技能總體上會高于低同伴友誼質量的個體（H o s a n &Hoglund, 2017; Yang et al., 2021），師生互動更多，更容易與老師建立關系（Wang & Fletcher, 2017），因此學習和生活更容易受到老師的影響，學習動機和學習行為與老師的關系更為密切。相反，對于低同伴友誼質量的留守兒童，他們更容易在人際交往過程中表現出焦慮、敏感的特點（Zhang et al., 2015），回避與老師的交往，進而個體的學習投入水平與師生關系狀態的相關性會更小。

4.4 研究意義與局限

本研究為提高留守兒童學習投入提供了新的視角，具有一定的理論意義和實踐意義。理論上，該研究在一定程度上延伸了期望價值理論、社會動機理論和壓力緩沖假說的應用范圍，為留守兒童的學業發展提供了理論參考。實踐上，對于留守兒童來說，父母長期在外工作，很難關注到該群體的情感需求和學習動態，老師和同伴能給予其一定的關心和陪伴，會提高其對社會支持的感知，進一步提升其學習投入水平。

同時，本研究也存在一些局限，未來研究可以從以下角度進一步完善：第一，本研究構建了一個有調節的中介模型探討師生關系對留守兒童學習投入的關系，但還存在其他變量（如居住方式、重大生活事件、親子關系）可能影響這一關系，未來可納入這些變量或考慮其他模型，更加全面地探討兩者關系。第二，師生關系與同伴關系之間可能存在復雜的雙向關系，今后研究可以通過實驗或追蹤進一步探討兩者之間的關系。第三，本研究采用自我報告法測量留守兒童的師生關系及友誼質量不夠全面和客觀，未來可將他人報告與學生自我報告結合，全面評估留守兒童人際關系的真實水平。

5 結論

（1）師生關系能夠顯著預測留守兒童的學習投入；（2）領悟社會支持在師生關系與留守兒童學習投入之間起部分中介作用；（3）同伴友誼質量調節了師生關系對留守兒童學習投入中介效應的前半路徑、后半路徑和直接路徑。