謝其利 鄭惠珍 江光榮 任志洪 樊燕飛 劉加懷 張 文

(1 貴州師范學院心理健康教育與咨詢中心,貴陽 550018)

(2 青少年網(wǎng)絡心理與行為教育部重點實驗室,華中師范大學心理學院,湖北省人的發(fā)展與心理健康重點實驗室,武漢 430079)

(3 湖北省水果湖第一中學,武漢 430071)

(4 湖北省武漢市硚口區(qū)教育科學研究室,武漢 430030)

1 引言

一直以來,外化問題行為(externalizing problem behaviors)作為中小學生普遍而持久的學校適應不良形式之一受到研究者的廣泛關注(Lansford et al.,2018;張彩云,2015)。隨著學生進入小學中高年級(小學4～6 年級),其多動、不服從、撒謊、打架等外化問題行為顯著增加(Lansford et al.,2018;Petersen et al.,2015)。學生外化問題行為危害自身、同學和教師的當前及未來發(fā)展,例如,學生的外化問題行為與自身的低學業(yè)成就和心理問題緊密相關(Collins et al.,2016;Zhang et al.,2018)、負面影響同學的學習和生活(Lanas &Brunila,2019;張彩云,2015)、導致教師較高的職業(yè)壓力和職業(yè)倦怠(Aloe et al.,2014;Malinen &Savolainen,2016)。教師對學生的外化問題行為進行有效管理,有利于師生雙方的發(fā)展。

在教師管理學生外化問題行為的眾多方法中,協(xié)商管理(Lewis et al.,2005;魏書生,2014)和構建積極的師生關系(Lei et al.,2016;Pakarinen et al.,2017)因良好的效果而受到了廣泛關注和運用。然而,最近的研究結果卻為教師采用協(xié)商管理和構建積極的師生關系的方法管理學生的外化問題行為蒙上了一層陰影。例如,Williford 和Vitiello (2020)的交叉滯后研究發(fā)現(xiàn),學生的外化問題行為負面影響教師的管理行為,但教師的管理行為卻不能預測學生的外化問題行為。多項交叉滯后研究發(fā)現(xiàn),學生外化問題行為能預測師生關系沖突的增加、進而預測學生外化問題行為的增加,學生外化問題行為能預測師生關系親密的降低、但師生關系親密卻不能預測學生外化問題行為的減少(Mejia &Hoglund,2016;Roorda &Koomen,2021;Skalická et al.,2015)。這些研究提示,學生的外化問題行為可能會負面影響教師的協(xié)商管理行為和師生關系,驅動消極的相互作用過程。

與驗證學生外化問題行為的消極驅動作用相比,研究者更關心如何終止并扭轉由學生外化問題行為驅動的消極相互作用過程。發(fā)展心理學的動態(tài)相互作用模型(Transactional Model)認為,個體的發(fā)展是個體與環(huán)境之間持續(xù)、動態(tài)相互作用的結果,在環(huán)境影響個體的同時、個體的特點和行為也會反作用于環(huán)境(Sameroff,2009)。基于該理論,教師協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為三者可能會相互影響,任何一方的改變均可能導致相互作用過程的改變(Sameroff,2009)。教師協(xié)商管理行為也許可以終止學生外化問題驅動的消極相互作用過程、啟動積極的相互作用過程,但需要追蹤研究對此進行驗證。

在中國,班主任是管理中小學生在校期間的外化問題行為的第一責任人(中華人民共和國教育部,2009)。班主任與學生相處時間長、互動頻繁,其管理行為(如,協(xié)商管理行為)對學生外化問題行為的影響較一般科任教師可能更大(江光榮,2004;魏書生,2014)。探討班主任協(xié)商管理行為、班主任與學生的關系和學生外化問題行為間的相互作用關系更符合中國的教育實際。因此,本研究將以動態(tài)相互作用模型為理論基礎,關注班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為三者間的相互作用關系。

1.1 班主任協(xié)商管理行為與學生外化問題行為的相互作用

班主任協(xié)商管理行為可以減少學生外化問題行為(Cheon et al.,2020;魏書生,2014)。協(xié)商管理行為是指班主任/教師聽取學生的聲音,讓學生參與到外化問題行為管理的決策和執(zhí)行過程中,師生討論如何預防外化問題行為、討論外化問題行為發(fā)生的原因及改進方式、注重學生的自我管理等行為(Lewis et al.,2005;魏書生,2014)。自我決定理論(Self-Determination Theory)認為,個體有3 種基本的心理需求——對于自主、能力和關系的需要,這3 種心理需求得到滿足會促進個體的社會功能發(fā)展,反之則會導致個體的社會功能適應不良(Ryan &Deci,2017)。從該理論看,師生協(xié)商降低了班主任對學生的控制,學生的自主需求得到滿足;學生參與外化問題行為的管理,學生的能力需求得到滿足,因此班主任的協(xié)商管理行為可以減少學生的外化問題行為(Cheon et al.,2019)。

同時,學生外化問題行為也可能影響班主任協(xié)商管理行為。探討學生外化問題對教師管理行為的影響,可幫助教師覺察、調整使用合適的管理行為(McGrath &Bergen,2015)。雖然目前探討學生外化問題行為影響班主任/教師管理行為(如,協(xié)商管理行為)的實證研究較少,但有不少間接證據(jù)。例如,班主任/教師發(fā)現(xiàn),學生外化問題行為的發(fā)生頻率和嚴重程度會影響其管理學生外化問題行為的方式(de Ruiter et al.,2020;魏書生,2014)。如果學生平時的外化問題行為較少,班主任/教師傾向于采用溫和的方式(如,提醒)對該生進行管理;而如果學生平時的外化問題行為較多,班主任/教師傾向于采用嚴厲的方式(如,批評)對該生進行管理(Dunkake &Schuchart,2015;魏書生,2014)。最近的一項交叉滯后研究也證實,學生外化問題行為負向預測教師的課堂管理行為(Williford &Vitiello,2020)。

1.2 師生關系與學生外化問題行為的相互作用

師生關系對學生的外化問題行為有重要影響(Lei et al.,2016;Sutherland et al.,2020)?；谝缿倮碚?Attachment Theory),研究者認為,師生關系包含3 個維度：師生關系親密,師生關系是溫暖、親切和有效的;師生關系沖突,師生關系是消極、緊張和無效的;師生關系依賴,學生過度依賴老師、與老師的界限不清晰(Bowlby,1969;Pianta,2001)。親密的師生關系就像一個安全基地,促進學生自由探索,減少其外化問題行為(Pakarinen et al.,2017;Pianta,2001)。從自我決定理論的角度看,親密的師生關系能滿足學生對于關系的心理需求,從而減少其外化問題行為(Reeve,2009;Ryan &Deci,2017)。追蹤研究證實,親密的師生關系可以減少學生外化問題行為、而沖突的師生關系則會導致或加重學生外化問題行為(Crockett et al.,2017;de Laet et al.,2016;Ettekal &Shi,2020)。

隨著研究的進展,師生關系對學生外化問題行為的單向作用受到了部分研究者的質疑,他們認為,學生外化問題行為會負面影響師生關系(Henricsson&Rydell,2004;Rudasill,2011)。近年來的一系列交叉滯后研究證實,在師生關系影響學生外化問題行為的同時,學生外化問題行為也會降低師生關系親密、增加師生關系沖突(Crockett et al.,2017;Ettekal&Shi,2020;Ly &Zhou,2018)。例如,Roorda 和Koomen (2021)的交叉滯后研究發(fā)現(xiàn),學生的外化問題行為負向預測其感知的師生關系親密、正向預測其感知的師生關系沖突。

1.3 班主任協(xié)商管理行為與師生關系的相互作用

班主任協(xié)商管理行為可能有利于構建積極的師生關系(Rogers &Freiberg,1994)。師生關系是在教師和學生相遇之后逐漸發(fā)展起來的(Mejia &Hoglund,2016),師生雙方的行為和特點均會對師生關系的發(fā)展產生影響(Sameroff,2009)。但因為教師在師生互動過程中處于優(yōu)勢地位,所以教師的行為在師生關系的發(fā)展過程中起著比學生的行為更重要的作用(Kincade et al.,2020;Reeve,2009)。以人為中心的理論指出,教師行為中的非指導、積極關注、溫暖、真誠、尊重等特點是促進積極的師生關系形成的關鍵(Cornelius-White,2007)。協(xié)商管理具備尊重學生、非指導等特點,因此可能會促進師生關系親密、降低師生關系沖突(Lewis et al.,2005;Rogers &Freiberg,1994)。

同時,師生關系可能會影響班主任協(xié)商管理行為。教師發(fā)展的“壓力和應對動態(tài)相互作用模型”(Transactional Model of Stress and Coping)指出,師生關系可能會影響師生互動行為(Lazarus,1991;Spilt et al.,2011)。親密的師生關系為班主任/教師提供積極的情感線索,觸發(fā)其積極管理行為;沖突的師生關系則會激發(fā)班主任/教師的負面情緒,導致其消極管理行為(Spilt et al.,2011)。追蹤研究發(fā)現(xiàn),師生關系沖突負向預測教師的學生行為管理效能感(Zee et al.,2017)。在高管理效能感的情況下,教師容易采用積極的方式管理學生的外化問題行為,而在低管理效能感的情況下,教師容易采用消極的方式管理學生的外化問題行為(Reeve,2009;魏書生,2014)。這些研究間接提示,師生關系可能會影響班主任的協(xié)商管理行為。

1.4 班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為的相互作用

在將師生關系視為班主任協(xié)商管理行為和學生外化問題行為的結果的情況下,班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為三者間還可能存在以下相互作用關系。

班主任協(xié)商管理行為可能會通過師生關系影響學生外化問題行為;學生外化問題行為也可能會通過師生關系影響班主任協(xié)商管理行為。一方面,班主任協(xié)商管理行為有利于構建積極的師生關系(Rogers &Freiberg,1994),而師生關系又影響學生外化問題行為(Pakarinen et al.,2017),因此,班主任協(xié)商管理行為可能會通過師生關系影響學生外化問題行為。另一方面,學生外化問題會影響師生關系(Crockett et al.,2017;Roorda &Koomen,2021),師生關系會影響班主任協(xié)商管理行為(Spilt et al.,2011)。因此,學生外化問題行為也可能會通過師生關系影響班主任協(xié)商管理行為。

班主任協(xié)商管理行為可能會通過學生外化問題行為影響師生關系;學生外化問題行為也可能會通過班主任協(xié)商管理行為影響師生關系。一方面,班主任協(xié)商管理行為可能會降低學生外化問題行為(Ryan &Deci,2017),而學生外化問題行為會影響師生關系(Ettekal &Shi,2020;Roorda &Koomen,2021),因此,班主任協(xié)商管理行為可能通過學生外化問題行為影響師生關系。另一方面,學生外化問題行為可能會影響班主任協(xié)商管理行為(Dunkake&Schuchart,2015),而班主任協(xié)商管理行為又會影響師生關系(Freiberg et al.,2009;Lewis et al.,2005),因此,學生外化問題行為可能會通過班主任協(xié)商管理行為影響師生關系。

綜上,本研究基于動態(tài)相互作用模型,以中國小學4～6 年級學生為研究參與者,采用連續(xù)3 次測量的追蹤研究設計,探討班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為三者間復雜的相互作用關系,以期深入提示三者間的相互影響機制,為個體發(fā)展的“動態(tài)相互作用模型”和教師發(fā)展的“壓力和應對動態(tài)相互作用模型”補充證據(jù),并為干預小學4～6 年級學生的外化問題行為提供依據(jù)。

2 研究方法

2.1 研究參與者

采用方便整群抽樣的方式,選取3 個省市地區(qū)7 所小學39 個班的4～6 年級學生為本研究的參與者,分別是：湖北省武漢市2 所城區(qū)小學、貴州省黔南州3 所農村小學、貴州省遵義市1 所農村小學和四川省攀枝花市1 所農村小學。新學年的10 月中旬進行第1 次測量(以下簡稱T1),次年3 月中旬進行第2 次測量(以下簡稱T2),次年6 月中旬進行第3次測量(以下簡稱T3);T1 時有1587 名學生參加調查,共有1407 名學生參加了全部3 次調查,一共流失180 人,流失率為11.34%。分析結果顯示,完成全部 3 次調查的參與者與流失的參與者在性別[χ(1)=0.65,

p

=0.42]、年齡[(

t

(1585)=-1.32,

p

=0.19)]及T1 時的班主任協(xié)商管理行為[(

t

(1585)

=-0.96,

p

=0.33)]、師生關系親密[(

t

(1585)=-1.16,

p

=0.25)]、師生關系沖突[(

t

(1585)

=-0.12,

p

=0.91)]和學生外化問題行為[(

t

(1585)=0.90,

p

=0.37)]上均未發(fā)現(xiàn)顯著差異,表明參與者不存在結構化缺失。3 次測量均參加的學生為本研究的參與者。其中,湖北省703 人(50.00%),貴州省511 人(36.30%),四川省193 人(13.70%);自評家庭經(jīng)濟狀況(5 級計分)：貧困36 人(2.56%),比較貧困117人(8.32%),一般951 人(67.59%),比較富裕257 人(18.26%),富裕46 人(3.27%);參與者年級、性別、年齡等人口學信息見表1。

表1 參與者年級、性別、年齡等人口學信息

2.2 研究工具

2.2.1 班主任協(xié)商管理行為問卷

采用Lewis 等(2005)編制的課堂紀律管理策略問卷(Classroom Discipline Strategies Questionnaire,CDSQ)的討論(Discussion)和參與(Involvement)分問卷,來測量班主任的協(xié)商管理行為(即,班主任與學生討論、商量、學生參與到班級及自身外化問題行為管理的決策和執(zhí)行過程中的行為。例如,班主任和全班同學共同討論制定獎勵良好行為的班規(guī);通過討論,班主任讓我們明白有的行為會對其他人造成不好的影響)。研究團隊中心理學專業(yè)的2名博士生和2 名碩士生對量表進行了多輪翻譯,然后請1 位持有英語一級翻譯證書的高校外語教師對問卷進行回譯、并對翻譯的質量進行把關。根據(jù)一線班主任的建議對語言表達進行了微調,將條目中的“教師”明確為“班主任”。問卷共7 個自評條目,5級計分(1=完全沒有,5=總是如此),總分越高表明學生感知到的班主任的協(xié)商管理行為越多。使用T1 的數(shù)據(jù)對問卷進行驗證性因子分析,結果表明問卷的結構效度良好(χ/

df

=3.26,RMSEA=0.04,NFI=0.97,IFI=0.98,CFI=0.98)。在本研究中,問卷在T1、T2 和T3 時的Cronbach’s

α

系數(shù)分別為0.77、0.85、0.87。

2.2.2 師生關系問卷

采用學生感知師生關系量表簡版(Student Perception of Affective Relationship with Teacher Scale,SPARTS)的親密維度和沖突維度來測量學生感知的師生關系(Koomen &Jellesma,2015;Zee &de Bree,2016)。兩個維度各含6 個自評條目(本研究將條目中的“教師”明確為“班主任”),7 級計分(1=完全不符合,7=完全符合),總分越高表明學生感知的師生關系親密/沖突程度越高。研究團隊中心理學專業(yè)的2 名博士生和2 名碩士生對量表進行了多輪翻譯,然后請1 位持有英語一級翻譯證書的高校外語教師對問卷進行回譯、并對翻譯的質量進行把關。使用T1 的數(shù)據(jù)對問卷進行驗證性因子分析,結果表明問卷的結構效度良好(χ/

df

=3.69,RMSEA=0.04,NFI=0.95,IFI=0.96,CFI=0.96)。在本研究中,師生關系親密維度在 T1、T2 和 T3 時的Cronbach’s

α

系數(shù)分別為0.79、0.81、0.87;師生關系沖突維度在T1、T2 和T3 時的Cronbach’s

α

系數(shù)分別為0.71、0.76、0.73。

2.2.3 外化問題行為問卷

采用Goodman (2001)編制的困難與長處問卷(Strengths and Difficulties Questionnaire,SDQ)中文版(許文兵 等,2019)的品行問題(Conduct Problems)和多動——注意不能(Hyperactivity-Inattention)分問卷,測量學生自我報告的外化問題行為(如,多動、不服從、撒謊、打架等)。問卷共10 個自評條目,5 級計分(1=完全不符合,5=完全符合),總分越高表明學生的外化問題行為越嚴重。使用T1 的數(shù)據(jù)對問卷進行驗證性因子分析,結果表明問卷的結構效度良好(χ/

df

=5.34,RMSEA=0.06,NFI=0.94,IFI=0.95,CFI=0.95)。在本研究中,問卷在T1、T2 和T3 時的Cronbach’s

α

系數(shù)分別為0.80、0.84、0.82。

2.3 調查程序

在征得學校和學生本人的知情同意后,以班級為單位進行團體施測,調查由學校專職心理教師組織,統(tǒng)一指導語、集體發(fā)放問卷,志愿參加的學生匿名回答問卷,當場核對、回收問卷,該班的班主任回避。每次測量時參與者完成全部問卷約需要15分鐘。

2.4 共同方法偏差的控制與檢驗

本研究首先從測量程序上控制共同方法偏差,例如部分題目反向計分、匿名填寫問卷等。在正式數(shù)據(jù)分析前,采用Harman 單因子檢驗法對共同方法偏差進行檢驗,結果發(fā)現(xiàn),在3 次測量中,特征值大于1 的因子總數(shù)依次為4 個、4 個、5 個,未經(jīng)旋轉的第一個因子解釋的變異量分別為21.66%、27.56%、28.53%,均小于40%的臨界值。表明本研究的3 次測量均不存在明顯的共同方法偏差(湯丹丹,溫忠麟,2020)。

2.5 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 20.0 和Mplus 7.04 對數(shù)據(jù)進行分析。首先計算3 個時間點的班主任協(xié)商管理行為、師生關系親密/沖突和學生外化問題行為的平均得分,采用Pearson 相關分析計算3 個時間點上變量之間的相關系數(shù)。然后,分兩步構建交叉滯后模型。第一步,構建交叉滯后模型,考察3 個時間點的班主任協(xié)商管理行為與學生外化問題行為之間的相互作用關系。第二步,在上一模型的基礎上,分別加入師生關系親密或師生關系沖突,分析3 個時間點的班主任協(xié)商管理行為、師生關系親密/沖突與學生外化問題行為之間的相互作用關系。所有的變量均采用總分均值作為顯變量進行模型分析。

由于參與者填答、數(shù)據(jù)錄入等原因,研究數(shù)據(jù)存在一定的缺失值,因而首先采用缺失值完全隨機的Little 檢驗對缺失值的隨機性進行檢驗,結果發(fā)現(xiàn)缺失值呈隨機分布,χ(76)=74.23,

p

=0.54。因此,采用極大似然估計(ML)對缺失值進行處理(Berry &Willoughby,2017)。

3 結果

3.1 班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為的描述統(tǒng)計

相關分析結果表明(表2),3 個時間點上的班主任協(xié)商管理行為、師生關系親密、師生關系沖突和學生外化問題行為之間的兩兩相關均顯著;部分人口學變量與3 個時間點上的班主任協(xié)商管理行為、師生親密、師生關系沖突和學生外化問題行為之間的相關顯著(后續(xù)的交叉滯后模型構建及檢驗將學生年齡、性別、自評家庭經(jīng)濟狀況和來源地等人口學變量作為協(xié)變量納入交叉滯后模型進行統(tǒng)計控制)。

3.2 交叉滯后模型的構建及檢驗

3.2.1 班主任協(xié)商管理行為與學生外化問題行為的交叉滯后分析

在相關分析的基礎上構建交叉滯后模型,探討班主任協(xié)商管理行為與學生外化問題行為之間的縱向關系。構建如圖1 所示的假設模型,對圖1 的模型進行擬合,結果發(fā)現(xiàn)擬合良好,χ(2)=4.66,

p

=0.09,CFI=0.99,TLI=0.98,RMSEA=0.03(90% CI:0.001,0.07),SRMR=0.01。模型路徑顯示,在控制協(xié)變量(學生年齡、性別、自評家庭經(jīng)濟狀況和來源地)、自回歸和同時相關后,T1 的班主任協(xié)商管理行為跨時間點負向預測T2 的學生外化問題行為(β=-0.06,

p

=0.01),T2 的學生外化問題行為跨時間點負向預測T3 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.11,

p

＜ 0.001);T1 的學生外化問題行為跨時間點負向預測T2 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.10,

p

＜0.001),T2 的班主任協(xié)商管理行為跨時間點負向預測T3 的學生外化問題行為(β=-0.10,

p

＜ 0.001)。結果表明,班主任協(xié)商管理行為與學生外化問題行為之間存在相互作用關系。

3.2.2 班主任協(xié)商管理行為、師生關系親密與學生外化問題行為的交叉滯后分析

為考察班主任協(xié)商管理行為、師生關系親密與學生外化問題行為之間的相互作用關系,在圖1 的交叉滯后模型的基礎上納入師生關系親密(圖2)。對圖2的模型進行擬合,結果表明擬合良好,χ(6)=22.78,

p

＜ 0.001,CFI=0.99,TLI=0.96,RMSEA=0.05 (90% CI:0.03,0.06),SRMR=0.01。

圖1 班主任協(xié)商管理行為與學生外化問題行為的交叉滯后模型圖

圖2 班主協(xié)商管理行為、師生關系親密與學生外化問題行為的交叉滯后模型圖

模型路徑顯示,在控制協(xié)變量(學生年齡、性別、自評家庭經(jīng)濟狀況和來源地)、自回歸和同時相關后,T1 的班主任協(xié)商管理行為跨時間點正向預測T2 的師生關系親密(β=0.08,

p

=0.002)、不能跨時間點預測T2 的學生外化問題行為(β=-0.01,

p

=0.81),T2 的班主任協(xié)商管理行為跨時間點正向預測T3 的師生關系親密(β=0.06,

p

=0.01)、負向預測T3 的學生外化問題行為(β=-0.06,

p

=0.02);T1的師生關系親密跨時間點負向預測T2 的學生外化問題行為(β=-0.13,

p

＜ 0.001)、正向預測T2 的班主任協(xié)商管理行為(β=0.26,

p

＜ 0.001),T2 的師生關系親密跨時間點負向預測T3 的學生外化問題行為(β=-0.09,

p

＜ 0.001)、正向預測T3 時的班主任協(xié)商管理行為(β=0.25,

p

＜ 0.001);T1 的學生外化問題行為跨時間點負向預測T2 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.05,

p

=0.04)和T2 的師生關系親密(β=-0.07,

p

=0.003);T2 時的學生外化問題行為跨時間點負向預測T3 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.06,

p

=0.01)和T3 的師生關系親密(β=-0.08,

p

＜ 0.001)。結果表明,班主任協(xié)商管理行為、師生關系親密和學生的外化問題行為三者間存在相互作用關系。

3.2.3 班主任協(xié)商管理行為、師生關系沖突與學生外化問題行為的交叉滯后分析

為考察班主任協(xié)商管理行為、師生關系沖突與學生外化問題行為之間的相互作用關系,在圖1 的交叉滯后模型的基礎上納入師生關系沖突(圖3)。對圖3的模型進行擬合,結果發(fā)現(xiàn)擬合良好,χ(6)=16.90,

p

=0.009,CFI=0.99,TLI=0.96,RMSEA=0.04 (90% CI:0.02,0.06),SRMR=0.01。

圖3 班主任協(xié)商管理行為、師生關系沖突與學生外化問題行為的交叉滯后模型圖

模型路徑顯示,在控制協(xié)變量(學生年齡、性別、自評家庭經(jīng)濟狀況和來源地)、自回歸和同時相關后,T1 的班主任協(xié)商管理行為跨時間點負向預測T2 的師生關系沖突(β=-0.10,

p

＜ 0.001)和T2的學生外化問題行為(β=-0.05,

p

=0.01),T2 的班主任協(xié)商管理行為跨時間點負向預測T3 的師生關系沖突(β=-0.09,

p

＜ 0.001)和T3 的學生外化問題行為(β=-0.09,

p

＜ 0.001);T1 的師生關系沖突不能跨時間點預測T2 的學生外化問題行為(β=0.042,

p

=0.11)、能負向預測T2 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.16,

p

＜ 0.001),T2 的師生關系沖突不能跨時間點預測T3 的學生外化問題行為(β=0.04,

p

=0.10)、能負向預測T3 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.14,

p

＜ 0.001);T1 的外化問題行為跨時間點負向預測T2 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.07,

p

=0.001)、正向預測T2 的師生關系沖突(β=0.11,

p

＜0.001),T2 的外化問題行為跨時間點負向預測T3 的班主任協(xié)商管理行為(β=-0.08,

p

=0.001)、正向預測T3 的師生關系沖突(β=0.12,

p

＜ 0.001)。結果表明,班主任協(xié)商管理行為與師生關系沖突間存在相互作用關系,班主任協(xié)商管理行為與學生的外化問題行為間存在相互作用關系,學生外化問題行為能正向預測師生關系沖突、但師生關系沖突不能預測學生外化問題行為。

4 討論

本研究基于動態(tài)相互作用模型,以中國4～6 年級學生為研究對象,通過連續(xù)3 次追蹤測量,考察班主任協(xié)商管理行為、師生關系與學生外化問題行為的相互作用關系。研究發(fā)現(xiàn)：(1) 班主任協(xié)商管理行為啟動積極的相互作用過程：T1 的班主任協(xié)商管理行為減少T2 的學生外化問題行為、提升T2的師生關系親密、降低T2 的師生關系沖突,進而影響T3 的班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為。(2) 學生外化問題行為驅動消極的相互作用過程：T1 的學生外化問題行為減少T2 的班主任協(xié)商管理行為、降低T2 師生關系親密、增加T2 的師生關系沖突,進而影響T3 的學生外化問題行為、師生關系和班主任協(xié)商管理行為。結果表明,班主任協(xié)商管理行為和師生關系親密的積極作用沒有消失,在一定程度上驅散了已有研究帶來的陰影。結果為“動態(tài)相互作用模型”和“壓力和應對動態(tài)相互作用模型”補充了證據(jù),對干預學生的外化問題行為具有一定的啟示意義。

4.1 班主任協(xié)商管理行為啟動積極的相互作用過程

班主任協(xié)商管理行為負向預測學生外化問題行為,這一結果與國外已有研究及國內優(yōu)秀班主任的經(jīng)驗總結一致(Cheon et al.,2020;魏書生,2014),表明班主任聽取學生的聲音,讓學生參與到學生外化問題行為管理的決策和執(zhí)行過程中,可以有效地降低學生的外化問題行為。但這一結果與已有交叉滯后研究認為教師管理行為不能預測學生外化問題行為的結果不一致(Williford &Vitiello,2020)。其原因可能是,教師的積極管理行為發(fā)揮作用需要一定的時間(Evertson &Weinstein,2013),而Williford和Vitiello (2020)的研究以1 天為時間單元進行課堂觀察,可能無法觀察到教師積極管理行為的作用。本研究的結果還發(fā)現(xiàn),班主任協(xié)商管理行為減少學生外化問題行為,進而增加師生關系親密、降低師生關系沖突,表明班主任協(xié)商管理行為通過學生外化問題行為間接影響師生關系,這為教師管理行為影響師生關系的機制提供了一種可能的解釋(Roorda &Koomen,2021)。

與已有橫斷研究的結果一致(Freiberg et al.,2009),本研究發(fā)現(xiàn),班主任協(xié)商管理行為增加師生關系親密、降低師生關系沖突,進一步證實了班主任/教師的協(xié)商管理行為有利于積極的師生關系形成(Cornelius-White,2007;Rogers &Freiberg,1994)。而且,師生關系親密正向預測班主任協(xié)商管理行為、師生關系沖突負向預測班主任協(xié)商管理行為,這為教師發(fā)展的“壓力和應對動態(tài)相互作用模型”(Spilt et al.,2011)提供了重要證據(jù)。從班主任的角度看,親密的師生關系為班主任提供了積極的情感線索,增加其協(xié)商管理行為;沖突的師生關系可能誘發(fā)班主任的負面情緒,導致其協(xié)商管理行為減少(Spilt et al.,2011;Zee et al.,2017)。從學生的角度看,在親密的師生關系背景下,學生對班主任的管理行為解讀偏積極,而在沖突的師生關系背景下,學生可能對班主任的管理行為解讀偏消極(McGrath&Bergen,2015)。

本研究還發(fā)現(xiàn),班主任協(xié)商管理行為提升師生關系親密、降低師生關系沖突,并通過師生關系親密間接減少學生外化問題行為。從自我決定理論的角度看,這是因為班主任協(xié)商管理行為促進了積極的師生關系,滿足了學生對于關系的心理需求,因而可以降低學生外化問題行為(Ryan &Deci,2017)。這一發(fā)現(xiàn)有助于理解教師協(xié)商管理行為影響學生外化問題行為的機制。而且,師生關系親密負向預測學生外化問題行為,與已有交叉滯后研究認為師生關系親密的積極作用消失了的結果不同(Mejia &Hoglund,2016;Roorda &Koomen,2021)。可能的原因是,在小學階段,親密的師生關系對減少學生的外化問題行為有重要作用(Ettekal &Shi,2020),且班主任與學生互動頻繁,對學生的影響較其他科任老師更大(江光榮,2004)。

總之,班主任協(xié)商管理行為啟動了積極的相互作用過程：班主任協(xié)商管理行為提升了積極的師生關系、有效減少學生外化問題行為,并進一步影響班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為。

4.2 學生外化問題行為驅動消極的相互作用過程

學生外化問題行為減少班主任協(xié)商管理行為,并進一步增加學生外化問題行為,證實了學生外化問題行為會負面影響教師的管理行為(McGrath &Bergen,2015;Williford &Vitiello,2020)。學生外化問題行為影響班主任協(xié)商管理行為可能有以下的原因：首先,學生外化問題行為會觸發(fā)班主任的反應性管理行為,導致班主任協(xié)商管理行為減少(Evertson &Weinstein,2013;魏書生,2014)。其次,學生外化問題行為觸發(fā)了班主任對學生的負面情緒或較低的管理效能感,進而減少其協(xié)商管理行為(de Ruiter et al.,2020;Zee et al.,2017)。第三,外化問題行為較多或較嚴重的學生可能在與其早期主要照料者的互動中形成了不良的內部工作模型(Bowlby,1969),這種不良的內部工作模型遷移到師生互動中,負面影響班主任協(xié)商管理行為(Pianta,2001)。

而且,學生外化問題行為降低師生關系親密、增加師生關系沖突,并通過師生關系親密進一步影響學生外化問題行為。這一結果和已有研究一致,表明學生外化問題行為對師生關系有穩(wěn)定的負面作用(de Laet et al.,2016;Ly &Zhou,2018)。已有研究證實了學生外化問題行為對師生關系的負面作用,但鮮有研究探討學生外化問題行為是如何影響師生關系的,本研究發(fā)現(xiàn),學生外化問題行為減少班主任的協(xié)商管理行為,進而負面影響師生關系。這一結果提示,學生外化問題行為可能會負面影響教師的管理行為(如,協(xié)商管理行為),進而間接影響師生關系,這一結果有助于理解學生外化問題行為影響師生關系的機制(Dunkake &Schuchart,2015;Ly &Zhou,2018)。

學生外化問題行為降低師生關系親密、增加師生關系沖突,進而負面影響班主任協(xié)商管理行為。這一結果揭示了學生外化問題行為影響班主任/教師協(xié)商管理行為的機制之一,即,學生外化問題行為通過師生關系影響班主任/教師協(xié)商管理行為。已有追蹤研究表明,學生外化問題行為會負面影響師生關系(Crockett et al.,2017;Roorda &Koomen,2021),同時,相關理論(Spilt et al.,2011)及本研究的結果提示,積極的師生關系可促進班主任協(xié)商管理行為、消極的師生關系會減少班主任協(xié)商管理行為。因此,學生外化問題行為通過師生關系影響班主任管理行為存在一定的合理性。

總之,學生的外化問題行為驅動了消極的相互作用過程：學生外化問題行為負面影響班主任協(xié)商管理行為、降低師生關系質量,并進一步影響學生外化問題行為、師生關系和班主任協(xié)商管理行為。

4.3 研究意義

本研究采用追蹤研究設計,探討班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為三者間的相互作用關系。在驗證了學生外化問題行為驅動消極的相互作用過程的同時,發(fā)現(xiàn)班主任的協(xié)商管理行為可啟動積極的相互作用過程。

本研究的理論意義在于：第一,揭示了班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為間的相互作用關系,為“動態(tài)相互作用模型”補充了證據(jù)。第二,發(fā)現(xiàn)班主任協(xié)商管理行為通過師生關系親密間接影響學生的外化問題行為,有助于從“自我決定理論”的角度理解班主任協(xié)商管理行為影響學生外化問題行為的機制。第三,證實師生關系影響班主任協(xié)商管理行為,為教師發(fā)展的“壓力和應對動態(tài)相互作用模型”提供了重要證據(jù)。第四,發(fā)現(xiàn)學生外化問題行為通過師生關系間接影響班主任的協(xié)商管理行為,有助于理解學生外化問題行為影響教師管理行為的機制;發(fā)現(xiàn)學生外化問題行為通過班主任協(xié)商管理行為間接影響師生關系,拓展了學生外化問題行為影響師生關系的已有研究。

本研究的結果對于干預學生外化問題行為有一定的啟示意義。首先,班主任在管理學生外化問題行為的過程中,覺察到學生外化問題行為對自己的協(xié)商管理行為的負面“驅動”作用,可幫助班主任及時調整自己、終止由學生外化問題行為驅動的消極相互作用過程;更重要的是,班主任可有意識地利用協(xié)商管理的積極作用、啟動積極的相互作用過程,有效干預學生的外化問題行為。其次,在設計班主任專業(yè)發(fā)展干預項目時,一方面可以推薦班主任采用協(xié)商的方法管理學生的外化問題行為;另一方面,意識到學生外化問題行為負面影響班主任協(xié)商管理行為和師生關系,可以同感、共情班主任,讓班主任覺得自己是被理解而不是苛求的,有助于提升班主任對干預項目的認可度和接受度。

4.4 研究局限與未來研究展望

本研究存在一定的局限：首先,采用自陳問卷收集數(shù)據(jù),難以完全避免社會贊許效應和共同方法偏差,未來研究中可采用現(xiàn)場觀察或錄像評分等第三方評定的方式,對班主任的協(xié)商管理行為和學生的外化問題行為進行評定;其次,追蹤持續(xù)時間較短、追蹤次數(shù)較少、測量的時間間隔不一致,未來可增加追蹤的持續(xù)時間和測量次數(shù)、固定測量時間間隔,采用潛變量增長模型考察班主任協(xié)商管理行為對師生關系和學生外化問題行為的影響;再次,班級環(huán)境中的研究數(shù)據(jù)存在嵌套結構(本研究中,學生的數(shù)據(jù)嵌套于班主任),未來可采用多水平模型考察班主任協(xié)商管理行為對師生關系和學生外化問題行為的影響;最后,本研究的樣本是中國中、西部3 個省份的4～6 年級學生,樣本的代表性存在一定的局限,將研究結果推廣到其他地區(qū)和年級的學生時應持謹慎態(tài)度。

5 結論

(1) 班主任協(xié)商管理行為啟動積極的相互作用過程,T1 時的班主任協(xié)商管理行為負向預測T2 時的學生外化問題行為、正向預測T2 時的師生關系親密、負向預測T2 時的師生關系沖突,進而影響T3 時的班主任協(xié)商管理行為、師生關系和學生外化問題行為。

(2) 學生外化問題行為驅動消極的相互作用過程,T1 時的學生外化問題行為負向預測T2 時的班主任協(xié)商管理行為、負向預測T2 時的師生關系親密、正向預測T2 時的師生關系沖突,進而影響T3時的學生外化問題行為、師生關系和班主任協(xié)商管理行為。