蔡倩 王天驕 劉傳軍

摘 要|在教育活動(dòng)中，作為交互關(guān)系的主體，學(xué)生與老師、父母或祖父母會(huì)分別形成教化關(guān)系和養(yǎng)育關(guān)系。面對不同關(guān)系的交互對象，學(xué)生的歸因模式可能有所不同。本研究采用情境故事法，模擬了學(xué)生與老師、父母和祖父母的交互教育情境，然后讓被試寫出老師、父母或祖父母在該情境中的行為原因。研究者對被試所寫的行 為原因進(jìn)行了編碼，如果被試認(rèn)為是學(xué)生的原因則計(jì)為內(nèi)部歸因，如果被試認(rèn)為是老師、父母或祖父母的原 因則計(jì)為刺激歸因。對編碼結(jié)果分析后發(fā)現(xiàn)，在與父母或祖父母的交互教育活動(dòng)中，被試有顯著的刺激歸因 偏差，在與老師的交互教育活動(dòng)中，被試有顯著的內(nèi)部歸因偏差。結(jié)果表明，教化關(guān)系和養(yǎng)育關(guān)系對學(xué)生的 歸因模式具有顯著的影響，這種歸因模式的差異可能是學(xué)校教育活動(dòng)使個(gè)體內(nèi)化社會(huì)規(guī)范的重要方式。在家 庭教育活動(dòng)中，則需要引導(dǎo)學(xué)生的外歸因偏差向積極外歸因方向發(fā)展，從而營造良好的家庭教育氛圍，促進(jìn) 個(gè)體的成長。

關(guān)鍵詞|歸因偏差;關(guān)系型交互;教化關(guān)系;養(yǎng)育關(guān)系

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1 引言

“孩子只聽老師的話，不聽家長的話怎么辦？”這是中國家庭教育環(huán)境中很多父母遇到的一個(gè)問題。事實(shí)上，這種現(xiàn)象可能與孩子在教育活動(dòng)中的歸因差異有關(guān)。由于交互對象的身份差異，導(dǎo)致孩子在相同或相似的教育活動(dòng)中產(chǎn)生不同的歸因模式，從而接受或拒絕來自交互對象的教育建議。本研究通過對學(xué)生在不同關(guān)系交互情境中的歸因模式進(jìn)行研究，發(fā)掘其背后潛在的歸因差異，為建立合理有效的家校聯(lián)合培養(yǎng)模式提供一定的參考依據(jù)。

歸因

歸因（Attribution）即個(gè)體對他人或自己行為的解釋，個(gè)體在生活中無論遇到正性事件還是負(fù)性事件， 總會(huì)表現(xiàn)出一種較為穩(wěn)定的歸因傾向。研究者按來源或部位常將歸因分為內(nèi)部歸因和外部歸因兩種[1]。值得注意的是，在現(xiàn)實(shí)情境中，個(gè)體的行為活動(dòng)都是有針對性的，尤其在人際交往情境中，個(gè)體的行為活動(dòng)都伴隨著行為對象的參與。因此當(dāng)某一事件發(fā)生時(shí)，除了將結(jié)果歸為內(nèi)部的個(gè)人原因和外部的環(huán)境原因之外，還可歸于外部的行為對象[2]。凱利把這種歸因于行為對象的心理活動(dòng)稱為刺激歸因[1]，內(nèi) 部歸因和刺激歸因是主體將思維關(guān)注點(diǎn)向內(nèi)和向外投射的表現(xiàn)，在交互活動(dòng)當(dāng)中，個(gè)體既可能進(jìn)行內(nèi)部歸因，又可能進(jìn)行刺激歸因。

關(guān)系型交互活動(dòng)中的歸因

在教育情境中，作為關(guān)系的主體，孩子與父母或祖父母、老師會(huì)分別形成養(yǎng)育關(guān)系和教化關(guān)系而進(jìn)行日常交互活動(dòng)。前人關(guān)于關(guān)系型交互活動(dòng)的歸因研究大多針對某一特定對象（如父母或老師），從歸因的特性和維度方面進(jìn)行討論。周雪雪等人發(fā)現(xiàn)父母的教養(yǎng)方式易使大學(xué)生進(jìn)行外部歸因[3];張野等 人發(fā)現(xiàn)高水平師生關(guān)系下初中生傾向?qū)W(xué)業(yè)成敗歸為努力這樣的內(nèi)部可控因素，將人際成功看作是內(nèi)外因素的綜合作用，而低水平師生關(guān)系初中生傾向?qū)W(xué)業(yè)與人際成敗做外部歸因[4]。事實(shí)上，個(gè)體對于 不同交互對象的歸因模式不盡相同。本研究主要關(guān)注個(gè)體在同一情境下，面向不同對象進(jìn)行交互活動(dòng)時(shí)表現(xiàn)出的歸因模式差異。

哪些因素會(huì)影響關(guān)系型交互活動(dòng)中個(gè)體的歸因模式呢？瓊斯（Jones）等人發(fā)現(xiàn)個(gè)體對自己比對他人 越熟悉，就越容易對自己的行為進(jìn)行情境歸因，對他人行為進(jìn)行特質(zhì)歸因[5];董振華發(fā)現(xiàn)對陌生人和 熟悉人的行為，青少年分別易進(jìn)行內(nèi)歸因和外歸因[6]，這說明熟悉度會(huì)影響歸因。胡平等人發(fā)現(xiàn)依戀 行為和親密行為維度均與自我歸因顯著相關(guān)[7];瓦巴（Wahba）等人發(fā)現(xiàn)依戀與歸因方式有密切聯(lián)系[8]; 米庫利茨（Mikulincer）發(fā)現(xiàn)安全依戀者對其伴侶的行為更易做出仁慈歸因[9]。相比老師，人們對血緣關(guān)系更近的親人更熟悉，因此本研究假設(shè)在親子關(guān)系和隔代關(guān)系這種基于血緣和養(yǎng)育的交互活動(dòng)中與在師生關(guān)系這種基于教育培養(yǎng)的教化關(guān)系交互活動(dòng)中的歸因模式存在顯著差異。

在中國傳統(tǒng)文化中，父母和祖父母常常對孩子采取過度保護(hù)和過度干涉的教養(yǎng)模式。這樣的教養(yǎng) 方式在一定程度上剝奪了孩子獨(dú)立面對和解決問題的權(quán)力，同時(shí)也不利于孩子自信心的培養(yǎng)和自我效 能感的提升。因此孩子在成功完成任務(wù)時(shí)，會(huì)認(rèn)為自己并不是因?yàn)槟芰?qiáng)而是因?yàn)檫\(yùn)氣好，而在任務(wù) 失敗時(shí)，常常為了逃避責(zé)罰而將失敗的原因歸結(jié)于任務(wù)難度大等外部因素。而在師生關(guān)系中，老師通 過獎(jiǎng)懲等方式進(jìn)行鼓勵(lì)，可以在一定程度上給予學(xué)生自信，使其遇到困難時(shí)會(huì)更多地從自己的角度反 思問題并思考解決辦法，形成向內(nèi)歸因的思維模式。同時(shí)，王婷等人發(fā)現(xiàn)青少年遵從父母的權(quán)威僅僅 是向約定俗成的規(guī)則妥協(xié)，因?yàn)楦改傅闹R(shí)經(jīng)驗(yàn)會(huì)有利于事情的進(jìn)展，所以當(dāng)負(fù)性事件發(fā)生時(shí)會(huì)更傾 向于認(rèn)為父母的經(jīng)驗(yàn)出了問題[10]，而在良好的師生關(guān)系中，由于建立了明確的獎(jiǎng)懲規(guī)定，老師相較 之下更具有權(quán)威性，因此當(dāng)負(fù)性事件發(fā)生時(shí)，青少年更傾向于向內(nèi)部找原因。巴塔爾（Bar-Tal）等人也發(fā)現(xiàn)學(xué)生對成敗結(jié)果的原因知覺更接近老師而不是父母[11]。因此，本研究假設(shè)學(xué)生會(huì)更加遵從老 師的權(quán)威，在師生交互情境中更易做出內(nèi)部歸因（歸因于自身），在親子和隔代交互情境中更易做出刺激歸因（歸因于父母或祖父母）。

2 方法

被試

基于方便樣本抽取 125 名在校本科生填寫問卷，剔除無效問卷后獲得有效問卷 121 份，有效率為96.8%，其中男生 46 人，女生 75 人，大一 93 人，大二 21 人，大三 7 人。在正式研究前的預(yù)研訪談中， 超過一半被試表示不愿意透露年齡信息，因此在正式研究中只統(tǒng)計(jì)了年級信息作為年齡段的參考。被試在參與研究前簽署了知情同意書，完成研究后獲得了一份小禮物作為報(bào)酬。

研究材料

在正式研究前，我們通過訪談 26 名大學(xué)生，選出親子關(guān)系、隔代關(guān)系和師生關(guān)系交互情境中易出現(xiàn)的涉及日常生活、興趣愛好、學(xué)業(yè)職業(yè)、人際交往和道德品質(zhì)等方面的事件，然后與 5 名心理學(xué)學(xué)生和 1 名心理學(xué)教師評定出 36 道原因填空題，組成歸因問卷。

在這 36 題中，父母、祖父母、老師三類主體各占 10 題，其余 6 題不涉及上述主體。問卷中肯定性情境描述，例如：“陳旭的上班著裝得到父母的贊成，請寫出父母此舉的原因”;否定性情境描述，例如： “爸媽反對蘇茜留長發(fā)，請寫出爸媽此舉的原因”各占一半。

研究程序

被試收到歸因問卷后，閱讀首頁的問卷簡介并簽署知情同意書。然后，被試閱讀每一段互動(dòng)情境并根據(jù)自己的真實(shí)想法，盡可能多地寫出能想到的所有理由，時(shí)間不限。對父母、祖父母和老師三類交互主體出現(xiàn)的順序做了預(yù)隨機(jī)處理，確保相鄰兩段情境的主體不同。寫完所有歸因問題后，被試填寫了基本人口學(xué)問卷。最后，由主試回答其關(guān)心的所有疑問并贈(zèng)送小禮物致謝。

歸因問卷回收后，交由另一名主試，使用貼紙將所有題目進(jìn)行掩蓋，確保編碼人員在對被試的回答進(jìn)行編碼時(shí)無法看到題目信息。編碼人員對答卷中的親子、隔代、師生三種交互活動(dòng)中的主體性歸因（被試進(jìn)行歸因時(shí)思維關(guān)注點(diǎn)在父母、祖父母或老師身上）和客體性歸因（被試進(jìn)行歸因時(shí)思維關(guān)注點(diǎn)在子輩、孫輩或?qū)W生身上）的數(shù)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。假如第 1 題被試進(jìn)行了 2 次主體性歸因，1 次客體性歸因，則賦分為“2、1”。對于含義模糊或無法確定歸因?qū)ο蟮那樾巫龀鰳?biāo)記，后續(xù)與心理學(xué)專業(yè)教師進(jìn)行協(xié)商， 仍無法確認(rèn)歸因?qū)ο蟮木挥?jì)分。因?yàn)榫幋a工作本身較為簡單，本研究只有 1 位編碼者，另一個(gè)專業(yè)教 師只對不確定的情形進(jìn)行確認(rèn)。

3 結(jié)果

被試在三種交互關(guān)系（師生、親子和隔代）與兩種交互類型（肯定、否定）下的平均歸因次數(shù)如 圖1 ?所示，為了更加清晰地展現(xiàn)每種關(guān)系下歸因模式的差別，以下將對每種交互關(guān)系下的平均歸因次數(shù)進(jìn)行分析。

師生交互關(guān)系中的歸因偏差

以歸因?qū)ο螅ń處熁驅(qū)W生）、交互類型（肯定或否定）為被試內(nèi)變量進(jìn)行組內(nèi)方差分析，結(jié)果顯示， 歸因?qū)ο蟮闹餍?yīng)顯著，F(xiàn)（1，120）=51.42，p<0.001，η 2=0.300，被試總體上歸因于學(xué)生的次數(shù)高于歸因于教師的次數(shù);交互類型的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，120）=5.54，p=0.020，η ?2=0.044，否定交互時(shí)的平均歸因次數(shù)高于肯定交互時(shí)的平均歸因次數(shù)。二者交互作用均不顯著，F(xiàn)（1，120）=0.60，p=0.440， η 2=0.005。這說明，在師生交互關(guān)系活動(dòng)中，被試存在顯著的內(nèi)部歸因偏差，并且不受交互類型的影響。

親子交互關(guān)系中的歸因偏差

以歸因?qū)ο螅ǜ改富蜃优?、交互類型（肯定或否定）為組內(nèi)變量，進(jìn)行方差分析，結(jié)果顯示， 歸因?qū)ο蟮闹餍?yīng)顯著，F(xiàn)（1，120）=10.81，p=0.001，η 2=0.083，被試總體上歸因于父母的次數(shù)高于歸因于子女的次數(shù);交互類型的主效應(yīng)也顯著，F(xiàn)（1，120）=11.86，p=0.001，η 2=0.090，否定交互時(shí)的平均歸因次數(shù)高于肯定交互時(shí)的平均歸因次數(shù)。二者的交互作用邊緣顯著，F(xiàn)（1，120）=3.50， p=0.064，η 2=0.028，進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，無論是在肯定交互（F（1，120）=4.21，p=0.042， η 2=0.034） 還是在否定交互（F（1，120）=13.86，p<0.001，η 2=0.104） 中，被試歸因于父母的次數(shù)都高于歸因于子女的次數(shù);當(dāng)歸因于父母時(shí)，否定交互時(shí)的歸因次數(shù)高于肯定交互時(shí)歸因次數(shù)， F（1，120）=8.78，p=0.004，η 2=0.068，當(dāng)歸因于子女時(shí)，肯定交互與否定交互時(shí)的歸因次數(shù)無顯著差異， F（1，120）=0.31，p=0.578，η 2=0.003。這說明，在親子交互關(guān)系活動(dòng)中，被試存在顯著的刺激歸因偏差， 特別是在親子否定交互活動(dòng)中，刺激歸因偏差程度更大。

隔代交互關(guān)系中的歸因偏差

以歸因?qū)ο螅ㄗ娓改富驅(qū)O子女）、交互類型（肯定或否定）為組內(nèi)變量進(jìn)行方差分析，結(jié)果顯示， 歸因?qū)ο蟮闹餍?yīng)顯著，F(xiàn)（1，120）=22.00，p<0.001，η 2=0.155，被試總體上歸因于祖父母的次數(shù)高于歸因于孫子女的次數(shù);交互類型的主效應(yīng)也顯著，F(xiàn)（1，120）=275.11，p<0.001，η 2=0.696，否定交互時(shí)的平均歸因次數(shù)高于肯定交互時(shí)的平均歸因次數(shù)。二者的交互作用顯著，F(xiàn)（1，120）=5.12， p=0.025，η 2=0.041，進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，無論是在肯定交互（F（1，120）=11.54，p=0.001， η 2=0.088） 還是在否定交互（F（1，120）=19.94，p<0.001，η 2=0.142） 中，被試歸因于祖父母的次數(shù)都高于歸因于孫子女的次數(shù);當(dāng)歸因于祖父母時(shí)，否定交互時(shí)的歸因次數(shù)高于肯定交互時(shí)歸因次數(shù)， F（1，120）=79.18，p<0.001，η 2=0.398，當(dāng)歸因于孫子女時(shí)，也是否定交互時(shí)比肯定交互時(shí)的歸因次數(shù)更多， F（1，120）=23.94，p<0.001，η 2=0.166。這說明，在隔代交互關(guān)系活動(dòng)中，被試存在顯著的刺激歸因偏差， 無論在肯定交互還是否定交互活動(dòng)中，這種刺激歸因偏差均存在，并且在否定交互活動(dòng)中更大。

三種交互關(guān)系中歸因偏差的對比

首先，將被試的刺激歸因次數(shù)（歸因于教師、父母或祖父母）減去內(nèi)部歸因次數(shù)（歸因于學(xué)生、子女或?qū)O子女），作為被試的歸因偏差指標(biāo)。將該歸因偏差指標(biāo)與 0 比較后發(fā)現(xiàn)，在師生關(guān)系交互活動(dòng)中， 被試無論在肯定交互（t（120）=-6.27，p<0.001，Cohens d=-0.57） 還是在否定交互（t（120）=-6.06， p<0.001，Cohens d=-0.55）中，均有顯著的內(nèi)部歸因偏差，即傾向于歸因給學(xué)生。在親子關(guān)系交互活動(dòng)中，被試無論在肯定交互（t（120）=2.05，p=0.042，Cohens d=0.19）還是在否定交互（t（120）=3.72，p<0.001， Cohens d=0.34）中，均有顯著的刺激歸因偏差，即傾向于歸因給父母。在隔代關(guān)系交互活動(dòng)中，被試無論在肯定交互（t（120）=3.40，p<0.001，Cohens d=0.31）還是在否定交互（t（120）=4.47，p<0.001， Cohens d=0.41）中，均有顯著的刺激歸因偏差，即傾向于歸因給祖父母。這些結(jié)果與上述分析結(jié)果一致。

為了進(jìn)一步對比三種交互關(guān)系中的歸因偏差，以三種交互關(guān)系（師生、親子和隔代）、兩種交互類型（肯定或否定交互）為組內(nèi)變量進(jìn)行方差分析，結(jié)果顯示，交互關(guān)系的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，240）=102.08， p<0.001，η 2=0.460，簡單比較發(fā)現(xiàn)，被試在親子關(guān)系和隔代關(guān)系交互活動(dòng)中的歸因偏差無顯著差異， p=0.226，在師生關(guān)系比親子關(guān)系（p<0.001）和隔代關(guān)系（p<0.001）中，被試均有更為顯著的內(nèi)部歸因偏差。交互類型的主效應(yīng)也顯著，F(xiàn)（1，120）=6.64，p=0.011，η 2=0.052，在否定交互活動(dòng)中比在肯定交互活動(dòng)中，被試有顯著更強(qiáng)的刺激歸因偏差傾向。三種交互關(guān)系與兩種交互類型之間無顯著交互作用，p>0.05。

4 討論

在親子交互、隔代交互和師生交互三種關(guān)系型交互活動(dòng)中，被試在親子交互和隔代交互中均傾向歸因于父輩或祖輩，在師生交互中均傾向歸因于自身。這反映出對基于血緣關(guān)系和基于教化關(guān)系中的歸因差異性，血緣關(guān)系中顯著的外歸因特點(diǎn)說明依戀的情感聯(lián)系會(huì)影響到歸因，這與胡平等人研究發(fā)現(xiàn)的依戀行為維度與自我歸因顯著相關(guān)，親密行為維度也與自我歸因顯著相關(guān)[7]的結(jié)論，和瓦巴等人研究發(fā) 現(xiàn)的依戀與歸因方式具有密切聯(lián)系[8]的結(jié)論，以及米庫利茨研究發(fā)現(xiàn)的相比于不安全依戀者，安全依 戀者對其伴侶的行為更易做出仁慈歸因[9]的結(jié)論一致。

瓊斯等人曾發(fā)現(xiàn)個(gè)體熟悉和了解自己比熟悉和了解他人更多，越了解自己就越容易對自己的行為進(jìn)行情境歸因，而對他人的行為進(jìn)行個(gè)人特質(zhì)歸因[5]。董振華曾發(fā)現(xiàn)，對陌生人行為和熟悉人行為，兒 童青少年分別更易進(jìn)行內(nèi)歸因和外歸因[6]。而本研究中發(fā)現(xiàn)的血緣關(guān)系中顯著的外歸因特點(diǎn)差異于教 化關(guān)系，可能是因?yàn)閭€(gè)體對與自己血緣關(guān)系較近的親人更加熟悉和了解，所以出現(xiàn)了這種差異。

教化關(guān)系中顯著的內(nèi)歸因特點(diǎn)說明老師相比于父母更具有一定的權(quán)威性，這與王婷等人發(fā)現(xiàn)的青少年遵從父母的權(quán)威，是因?yàn)榧榷ǖ囊?guī)則，所以有時(shí)老師比父母更有權(quán)威[10]的結(jié)論和巴塔爾等人曾發(fā)現(xiàn) 的對成敗結(jié)果的原因知覺，學(xué)生會(huì)更接近老師，而不是父母[11]的結(jié)論一致，所以在師生交互中，大部 分學(xué)生會(huì)更加尊重老師的權(quán)威，認(rèn)為老師是正確的，而從自身方面找原因，歸因時(shí)不自覺地將思維關(guān)注點(diǎn)放在自己身上。對于在親子交互與隔代交互情境中均傾向歸因于父輩或祖輩（即均傾向進(jìn)行刺激歸因）， 可能是因?yàn)檫@兩個(gè)關(guān)系交互活動(dòng)都是基于血緣關(guān)系的養(yǎng)育性交互活動(dòng)，二者無顯著區(qū)別。

本研究最重要的貢獻(xiàn)在于使用歸因問卷的方式，揭示了師生交互、親子交互和隔代交互中，學(xué)生的歸因偏差特點(diǎn)。特別是，本研究發(fā)現(xiàn)基于血緣的養(yǎng)育關(guān)系，與基于教化的師生關(guān)系，學(xué)生的歸因模式完全不同，前者更傾向于刺激歸因，而后者更傾向于內(nèi)部歸因。這一研究證據(jù)，既驗(yàn)證了“孩子只聽老師話， 不聽家長話”的生活經(jīng)驗(yàn)，也為學(xué)校教育和家庭教育的差異化功能定位提供了依據(jù)。

但是，本研究也存在一定局限。首先，本研究沒有考慮到不良的師生關(guān)系、親子關(guān)系和隔代關(guān)系等特例。當(dāng)關(guān)系不良時(shí)，人們的歸因模式也可能完全不同。與此同時(shí)，也沒有考慮交互雙方的性別、年齡差距等因素的影響。未來研究可以對交互雙方的人口學(xué)因素、依戀關(guān)系模式等進(jìn)行更深入的探討。其次， 本研究中的參與者主要是大學(xué)本科在讀學(xué)生，本研究中反映出來的歸因模式可能反應(yīng)的是一種社會(huì)期待， 而對于小學(xué)生、中學(xué)生而言，其歸因模式也可能是完全不同的，未來研究還可以繼續(xù)探討。

5 結(jié)論

本研究通過對大學(xué)生在師生關(guān)系、親子關(guān)系和隔代關(guān)系交互活動(dòng)中的歸因模式進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明，在基于血緣關(guān)系和教化關(guān)系中的歸因模式存在差異，血緣關(guān)系中顯著的外歸因或刺激歸因特點(diǎn)說明依戀的情感聯(lián)系，教化關(guān)系中顯著的內(nèi)歸因特點(diǎn)說明老師的身份具有一定的權(quán)威性，鼓勵(lì)或批評教育具有內(nèi)化趨勢而實(shí)現(xiàn)教化的功能。這啟示我們在學(xué)校教育和家庭教育上應(yīng)當(dāng)進(jìn)行差異化功能定位，在家庭教育中給予學(xué)生更多關(guān)懷，在學(xué)校教育中給予學(xué)生更多正確的知識(shí)和價(jià)值引導(dǎo)。

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The Attribution Bias in the Interacting Activities among Educating and Nurturing Relationships

Cai Qian1 Wang Tianjiao2 Liu Chuanjun2

1. Tianfu No.4 High School， Chengdu;

2. School of Public Administration， SCU， Chengdu

Abstract： In educational activities， as the subject of interactive relations， students and teachers， parents or grandparents will respectively form the relationship of educating and nurturing. In the face of different interaction objects， students attributional patterns may be different. In this study， the situational story method was used to simulate the interactive education situation between students and teachers， parents and grandparents， and then subjects were asked to write down the reasons for the behavior of teachers， parents or grandparents in the situation. The researchers coded the reasons for the behavior written by the participants， and counted them as internal attributions if they thought it was due to the students， and as external attributions if they thought it was due to the teachers， parents， or grandparents. After analyzing the coding results， it was found that the subjects had significant external attribution bias in the interactive education activities with their parents or grandparents， and significant internal attribution bias in the interactive education activities with their teachers. The results show that the educating and nurturing relationship types have a significant impact on students attribution patterns， and the difference in attribution patterns may be an important way for school education activities to make individuals internalize social norms. In the family education activities， it is necessary to guide the deviation of students external attribution to the direction of positive external attribution， so as to create a good family education atmosphere and promote the growth of individuals.

Key words： Attribution bias; Relational interaction; Educating relationship; Nurturing relationship