陳一帆

（青島酒店管理職業(yè)技術(shù)學院 酒店管理學院，山東 青島 266000）

1 引言

社會責任感是一種道德情感，是人們對社會及其發(fā)展的強烈關(guān)切和對他人的倫理關(guān)懷，是個體將有利于國家、社會和個人的良好發(fā)展的目標視為自身的理想信念和人生追求，主動做出有利于國家、社會和他人的行為。[1]作為培養(yǎng)社會主義合格建設(shè)者和可靠接班人的高校，成為了社會責任感培養(yǎng)的主陣地和主要對象。社會責任感的影響因素有許多，本研究聚焦于高校的平臺，從高校內(nèi)部尋找影響大學生社會責任感的影響因素，試圖探討高校學生社會責任感的發(fā)生機制，為提高高校學生社會責任感提供依據(jù)。

依據(jù)馬克思主義理論，人與社會環(huán)境存在著辯證統(tǒng)一的關(guān)系。[2]在社會責任感的影響中，他人影響是一項重要的指標，同伴關(guān)系、同事關(guān)系均對個體的社會責任感有正向預(yù)測作用。[3-4]高校學生作為一個特殊的群體，其學習、生活和發(fā)展的重心均為學校，學校是高校學生養(yǎng)成良好的社會責任感的主戰(zhàn)場，而在這個戰(zhàn)場中，與學生接觸最密切的則是教師。如果教師是一個有社會責任感的人，那么這種社會責任感產(chǎn)生的內(nèi)在動力會促使他能夠更多的關(guān)注與自己無直接利益相關(guān)的學生，用更多的付出、更多的經(jīng)歷、更多的實際行動，感染學生，塑造學生，增強學生的社會責任感。同時，教師作為更高的視角審視學生的代表，有較高的社會責任感，則可以更好的利用導(dǎo)師的角色，為學生剖析和指點，促進其更好的認識和評價自我，提高學生的自我概念。自我概念是指個體對自身存在的感受，包括通過經(jīng)驗、他人交往反饋、自我反省等方式，逐步加深對自我的了解。[5]學生自我概念的提高，有利于學生在了解和評價自我的能力不斷提升的過程中，增強自身社會責任感。因此，本研究假設(shè)，高校教師社會責任感和高校學生社會責任感之間存在跨層級中介效應(yīng)。

班杜拉自我效能理論提出，教師自我效能是個體對自身能否完成某項事情的期望，是對其一般教學和個人教學的看法和判斷，[6]教師的自我效能感的高低，會導(dǎo)致其與學生不同的交往方式，進而影響自己作為導(dǎo)師對學生的影響，[7]較高的自我效能感，有利于展現(xiàn)積極的一面給學生，促進學生積極性格的養(yǎng)成，促進學生對自我的認知，增強自我概念，進而增強其社會責任感，而較低的自我效能感，則會對學生產(chǎn)生消極影響。因此，本研究假設(shè)，高校教師自我效能感和高校學生社會責任感之間存在跨層級中介效應(yīng)。

因此，本文立足高校環(huán)境，剖析大學生社會責任感的影響因素，利用教師與學生之間的相互作用，分析教師社會責任感對大學生社會責任感的影響機理，豐富了社會責任感的相關(guān)研究，同時，對高校提升學生社會責任感，改善大學生責任感低的問題、實現(xiàn)學生的有效管理和高校的人才培養(yǎng)目標具有重要意義。

2 方法

2.1 被試

2.1.1 社會責任感問卷編制

從青島市、哈爾濱市、北京市選擇三所高校，采用隨機的方式發(fā)放問卷300 份，回收287 份，最終有效問卷270 份。

2.1.2 變量間關(guān)系研究

從青島市、哈爾濱市和北京市選擇三所高校，每所學校隨機抽取3 個年級，共9 個班，保證專業(yè)均衡。在每個年級的調(diào)查中，同樣采取隨機抽樣的方式，選取30 名學生填答問卷，最終形成270 份學生問卷和9 份高校教師問卷。

2.2 工具

2.2.1 自編社會責任感問卷

由于社會責任感的問卷在我國仍未完善，本研究的對象為高校教師和學生，因此采用自編問卷的方式進行測量。問卷共14 個題目，由責任對象、內(nèi)在動力、責任體驗和自覺程度4 個維度組成。采用五點計分的方式，責任感隨分數(shù)增高而增強。本研究的該問卷驗證性因素分析結(jié)果為，χ2/df=1.713，CFI=0.939，TLI=0.921，RMSEA=0.049，模型擬合良好。

2.2.2 自我概念量表

采用Harter 自我概念量表，共28 個項目，四個維度。自我概念隨問卷分數(shù)的增高而增強。

2.2.3 教師自我效能感問卷

選取由德國心理學家Schmitz 和Schwarzer編制的教師自我效能感量表（Teacher’s Self—Efficacy Scale，以下簡稱TSES），共10 個題目，4 點計分，教師的自我效能感隨分數(shù)增高而增強。[8]

2.3 數(shù)據(jù)統(tǒng)計和處理

本研究采用spss21.0 和Mplus7.0 進行數(shù)據(jù)整理和分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗方法，探索性因素分析結(jié)果顯示，共12 個因子特征值大于1，最大因子解釋變異量為19.6%，低于40%，因此本研究共同方法偏差問題不嚴重。

3.2 高校教師社會責任感、學生自我概念、對高校學生社會責任感的影響分析

將學生與教師問卷結(jié)果進行匹配數(shù)據(jù)，采用跨層級中介效應(yīng)檢驗，高校教師社會責任感（層2自變量）通過學生自我概念（層1 中介變量）影響高校學生社會責任感（因變量）是否成立。

通過零模型檢驗，執(zhí)行以下兩個方程式：

層-1：高校學生社會責任感=β0+γ

層-2：β0=γ00+u0

通過Mplus 運行，該模型為飽和模型，完美擬合，ICC(1)=0.186，大于0.06，應(yīng)進行多層次分析。[9]在零模型的基礎(chǔ)上，將高校教師社會責任感作為自變量添加進層-2 方程式中，檢驗直接效應(yīng)c。

層-1：高校學生社會責任感=β0+γ

層-2：β0=γ00+γ01(高校教師社會責任感)+u0

通過Mplus 運行，χ2/df=0，CFI=1，TLI=1。直接效應(yīng) c 標準化路徑系數(shù)為 0.832 (p＜0.001***)，可進行中介效應(yīng)檢驗（見圖1）。

圖1 高校教師社會責任感對高校學生社會責任感直接效應(yīng)檢驗

在直接效應(yīng)c 顯著的基礎(chǔ)上，將高校教師社會責任感作為自變量，高校學生自我概念作為因變量，檢驗直接效應(yīng)a。

層-1：高校學生自我概念=β0+γ

層-2：β0=γ00+γ01(高校教師社會責任感)+u0

通過Mplus 運行，χ2/df=0，CFI=1，TLI=1。高校教師社會責任感對高校學生自我概念的直接效應(yīng)標準化路徑系數(shù)為0.782(p＜0.001***)，表明高校教師社會責任感對高校學生自我概念有顯著影響，可進一步進行中介效應(yīng)檢驗（見圖2）。

圖2 高校教師社會責任感對高校學生自我概念直接效應(yīng)檢驗

在直接效應(yīng)a 檢驗?zāi)Ｐ统闪⒌幕A(chǔ)上，將高校學生自我概念作為中介變量添加進層-1，將高校教師社會責任感、高校學生自我概念和高校學生社會責任感共同放入模型，進行效應(yīng)c′和b 的檢驗。

層-1：高校學生社會責任感=β0+β1(高校學生自我概念)+γ

層-2：β0=γ00+γ01(高校教師社會責任感)+u0

β1=γ10通過Mplus 運行，χ2/df=0，CFI=1，TLI=1。c’直接效應(yīng)的標準化路徑系數(shù)為0.823(p＜0.001***)，高校教師社會責任感對高校學生自我概念的直接效應(yīng)的標準化路徑系數(shù)為0.794 (p＜0.001***)，b 直接效應(yīng)的標準化路徑系數(shù)為0.304 (p＜0.001***)，因此，跨層級中介效應(yīng)成立（見圖3）。

圖3 高校學生自我概念跨層級中介效應(yīng)檢驗

3.3 高校教師自我效能感、高校學生自我概念、對高校學生社會責任感的影響分析

將學生與教師問卷結(jié)果進行匹配數(shù)據(jù)，采用跨層級中介效應(yīng)檢驗，驗證高校教師自我效能感（層2 自變量）通過學生自我概念（層1 中介變量）影響高校學生社會責任感（因變量）是否成立。

在零模型的基礎(chǔ)上，將高校教師自我效能感作為自變量添加進層-2 方程式中，檢驗直接效應(yīng)c。

層-1：高校學生社會責任感=β0+γ

層-2：β0=γ00+γ01(高校教師自我效能感)+u0

通過Mplus 運行，χ2/df=0，CFI=1，TLI=1。直接效應(yīng)c 標準化路徑系數(shù)為0.743(p＜0.001***)，可進行中介效應(yīng)檢驗（見圖4）。

圖4 高校教師自我效能感對高校學生社會責任感直接效應(yīng)檢驗

在直接效應(yīng)c 顯著的基礎(chǔ)上，將高校教師自我效能感作為自變量，高校學生自我概念作為因變量，檢驗直接效應(yīng)a。

層-1：高校學生自我概念=β0+γ

層-2：β0=γ00+γ01(高校教師自我效能感)+u0

通過Mplus 運行，χ2/df=0，CFI=1，TLI=1。高校教師自我效能感對高校學生自我概念的直接效應(yīng)標準化路徑系數(shù)為0.659(p＜0.001***)，表明高校教師自我效能感對高校學生自我概念有顯著影響，可進一步進行中介效應(yīng)檢驗（見圖5）。

在直接效應(yīng)a 檢驗?zāi)Ｐ统闪⒌幕A(chǔ)上，將高校學生自我概念作為中介變量添加進層-1，將高校教師自我效能感、高校學生自我概念和高校學生社會責任感共同放入模型，進行效應(yīng)c′和b的檢驗。

層-1：高校學生社會責任感=β0+β1(高校學生自我概念)+γ

層-2：β0=γ00+γ01(高校教師自我效能感)+u0β1=γ10

通過Mplus 運行，χ2/df=0，CFI=1，TLI=1。高校教師自我效能感對高校學生社會責任感的直接效應(yīng)的標準化路徑系數(shù)為0.778(p＜0.001***)，a 路徑直接效應(yīng)的標準化路徑系數(shù)為0.682(p＜0.001***)，b 路徑直接效應(yīng)的標準化路徑系數(shù)為0.279(p＜0.001***)，因此，跨層級中介效應(yīng)成立（見圖6）。

研究結(jié)果表明，高校教師自我效能感通過高校學生自我概念對高校學生社會責任感影響的跨層級中介效應(yīng)成立。

4 討論

大學生的學習生活均以校園為主，因此，高校教師對學生的教育和引導(dǎo)對學生的成長產(chǎn)生關(guān)鍵影響。班杜拉提出的社會學習理論認為，道德行為是個體通過模仿這類行為方式學習得到的，他人的榜樣作用對個體道德行為的產(chǎn)生、發(fā)展以及自身道德觀念的改變起到了重要作用。于此可見，高校教師應(yīng)重視其自身的榜樣示范作用，通過自身行為潛移默化地培養(yǎng)高校學生的社會責任感。研究表明，模仿是人類與生俱來的社會學習行為之一，“觀察—模仿”這一心理機制是學生接受榜樣作用的關(guān)鍵所在，當他人在某一環(huán)境中做出特定行為時，個體會注意到他人的示范行為，并將該示范作為模仿的介質(zhì)，內(nèi)在地接受這一強化作用。因此，通過“觀察—模仿”行為，學生將教師示范作用中所體現(xiàn)出的價值觀內(nèi)化為自身的觀念，長此以往便會形成自覺的意識。在學生的社會責任感培養(yǎng)過程中，相比較于同學、朋友等其他人，由于高校教師自身感召力的作用，使其榜樣作用更加鮮明，有較高社會責任感的教師，會更多的影響和提升學生的社會責任感。并且，有較高社會責任感的教師，能夠積極、自覺地投入更多的時間和精力來培養(yǎng)學生，促進學生自我概念的形成和提高，能夠更清晰的認識自己，找準定位，明確自身社會角色和社會責任，進而能夠更有效率、更為積極地履行自身相應(yīng)的社會責任。

教師自我效能感是教師對自身在教育活動中，對學生產(chǎn)生影響的主觀感受。[10]教師在教學活動和對學生的指導(dǎo)與溝通中，會受到這種主觀判斷的影響。在學生的學習與生活中，往往與教師接觸的較為密切，若教師具有較高的自我效能感，則會更為自信、更愿意積極主動地與學生溝通，能夠更好地成為學生人生路上的領(lǐng)路人，學校生活的指導(dǎo)者和管理者，進而更好的將積極的情緒情感傳遞給學生，促進高校學生社會責任感的養(yǎng)成。[11]如若教師不具有較高的自我效能感，則更多傾向于逃避、恐懼與學生的交流和溝通，不利于良好的師生關(guān)系的養(yǎng)成，沒有一個較高的榜樣示范作用，不利于學生良好性格的養(yǎng)成。并且，高自我效能感的教師，能夠使學生對自己有積極評價，同時使學生用更多積極的心態(tài)去與他人、社會接觸，希望得到更多社會的認可，產(chǎn)生豐富的道德情感體驗，促進其自我概念形成和強化，并會注重社會中他人對自我的評價和責任的擔當，在無形中，培育了高校學生的社會責任感。

5 啟示

高校校園中，對學生影響最深遠的兩名角色是教師和學生自己，教師充當了學生大學生活的管理者、指導(dǎo)者和領(lǐng)路人，而學生自己又承擔了在大學四年進行各種活動的實施者。因此，要進一步加強教師責任感的培養(yǎng)，要不斷增強教師效能感的養(yǎng)成，將教師的責任感教育納入到教育教學全過程，作為一項重要的評價考核指標。同時，也要不斷加強學生對自我概念的認識，要增強其自我評價的能力，促進高校學生的社會責任感不斷增強。