摘 要 為揭示兒童執(zhí)行功能和師生關(guān)系的變化軌跡對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的獨(dú)特效應(yīng)和交互效應(yīng)，對(duì)523 名小學(xué)三至五年級(jí)兒童進(jìn)行了6 個(gè)月的追蹤測(cè)量。結(jié)果表明：（1） 6 個(gè)月內(nèi)，兒童的執(zhí)行功能有所增長(zhǎng)，而師生關(guān)系質(zhì)量有所下降；（2） 執(zhí)行功能和師生關(guān)系的初始水平和發(fā)展速度均能正向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感；（3） 師生關(guān)系初始水平和變化速度與執(zhí)行功能初始水平而非發(fā)展速度之間存在交互效應(yīng)。研究結(jié)果有助于揭示個(gè)體與環(huán)境因素隨時(shí)間交互影響學(xué)業(yè)自我效能感的復(fù)雜機(jī)制，對(duì)提升學(xué)齡兒童學(xué)業(yè)自我效能感具有實(shí)踐指導(dǎo)意義。

關(guān)鍵詞 學(xué)業(yè)自我效能感 執(zhí)行功能 師生關(guān)系 縱向交互效應(yīng)

1 引言

教育部于2014 年提出研究制定學(xué)生發(fā)展核心素養(yǎng)體系，其中自主學(xué)習(xí)被研究者視作核心素養(yǎng)框架的本質(zhì)與核心（郭文娟， 劉潔玲， 2017）。作為影響自主學(xué)習(xí)能力的關(guān)鍵因素，學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的提高尤為重要。學(xué)業(yè)自我效能感是學(xué)習(xí)者對(duì)自己成功實(shí)現(xiàn)學(xué)習(xí)目標(biāo)能力的判斷（Elias amp; MacDonald，2007）。與質(zhì)疑自身學(xué)業(yè)能力的學(xué)生相比，學(xué)業(yè)自我效能感高的學(xué)生會(huì)設(shè)立更高目標(biāo)，并付出更多努力（Bandura， 1982， 1993）。學(xué)業(yè)自我效能感不僅直接影響學(xué)業(yè)表現(xiàn) （Honicke amp; Broadbent， 2016），還會(huì)間接影響學(xué)生同伴交往、幸福感等（Mao et al.，2023; Satici， 2020）。考慮到小學(xué)階段是學(xué)生成長(zhǎng)變化的關(guān)鍵時(shí)期，且這些變化往往存在較大個(gè)體差異。因此，從發(fā)展的角度考察學(xué)業(yè)自我效能感的影響因素具有重要現(xiàn)實(shí)意義。故本研究旨在以小學(xué)中高年級(jí)兒童為對(duì)象，采用潛變量增長(zhǎng)模型從個(gè)體自身和環(huán)境因素兩方面揭示影響學(xué)業(yè)自我效能感的動(dòng)態(tài)機(jī)制。

學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)業(yè)成就密切相關(guān)?；趯W(xué)業(yè)成就與個(gè)體認(rèn)知特別是執(zhí)行功能關(guān)系的系列研究（Spiegel et al.， 2021; Willoughby et al.， 2019），執(zhí)行功能可能是影響學(xué)業(yè)自我效能感的重要因素。執(zhí)行功能（executive functions）是指?jìng)€(gè)體有目的地對(duì)行為、思想和情緒施加影響的高級(jí)認(rèn)知加工過(guò)程（Neubecket al.， 2022; Vandenbroucke et al.， 2018）。有效的問(wèn)題解決、決策以及沖動(dòng)控制會(huì)影響個(gè)體對(duì)生活的控制感 （Bemath et al.， 2020），執(zhí)行功能的構(gòu)成成分如注意轉(zhuǎn)移、記憶更新、組織計(jì)劃等是學(xué)生勝任學(xué)習(xí)所必需的基本技能（Cirino amp; Willcutt， 2017）。高執(zhí)行功能學(xué)生會(huì)更專(zhuān)注于學(xué)習(xí)任務(wù)，選擇更恰當(dāng)?shù)膶W(xué)習(xí)策略，更靈活地根據(jù)任務(wù)要求轉(zhuǎn)移注意且記憶表現(xiàn)更佳，這將使學(xué)生體驗(yàn)到更為積極輕松的學(xué)業(yè)情緒（King amp; Gaerlan， 2014），進(jìn)而有更好的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。此外，一項(xiàng)干預(yù)研究發(fā)現(xiàn)，接受過(guò)自我調(diào)節(jié)訓(xùn)練（如制定目標(biāo)，計(jì)劃時(shí)間）的學(xué)生在學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和效能感方面有明顯提升（Darabi et al.， 2022）。據(jù)此，擁有高水平執(zhí)行功能的兒童可能有更高的學(xué)業(yè)自我效能感。然而，學(xué)業(yè)自我效能感的建立不僅源于暫時(shí)的經(jīng)驗(yàn)，更源于長(zhǎng)時(shí)間的經(jīng)驗(yàn)積累（Bandura， 1977）。執(zhí)行功能雖在兒童早期至晚期持續(xù)發(fā)展（McGuckian et al.， 2023），但發(fā)展往往存在異質(zhì)性（Chaku et al.， 2022）。當(dāng)執(zhí)行功能的發(fā)展速度與學(xué)業(yè)進(jìn)步的需求不匹配時(shí)，學(xué)生完成任務(wù)所需的能力與實(shí)際能力之間的差距會(huì)逐漸擴(kuò)大，學(xué)習(xí)可能變得愈發(fā)困難。而執(zhí)行功能的快速發(fā)展，有助于其成功應(yīng)對(duì)學(xué)習(xí)過(guò)程中的新問(wèn)題和新挑戰(zhàn)。因此，有必要同時(shí)探究發(fā)展速度對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響。

此外，作為學(xué)校環(huán)境的重要組成部分，師生關(guān)系對(duì)學(xué)生發(fā)展意義深遠(yuǎn)。基于羅森塔爾效應(yīng)，感到被教師認(rèn)可的學(xué)生往往對(duì)自我學(xué)習(xí)能力的評(píng)價(jià)更高（Johnston et al.， 2022; Liu et al.， 2018; Rubie-Davies，2006），而回避教師以及師生沖突則會(huì)降低學(xué)業(yè)效能感（Li amp; Yang， 2021; Usta， 2016; Wu et al.， 2022;Xu amp; Qi， 2019）?？紤]到相較于小學(xué)低年級(jí)，進(jìn)入三年級(jí)后，知識(shí)難度提升，師生依戀逐漸由二元情感層面向課堂知識(shí)層面傾斜，師生關(guān)系可能發(fā)生明顯變化。國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)，小學(xué)階段師生關(guān)系整體呈下降趨勢(shì)，且高年級(jí)下降尤其明顯（Jerome et al.，2009; Spilt et al.， 2012）。盡管師生關(guān)系的下降可能是一種普遍趨勢(shì)，但穩(wěn)定甚至增強(qiáng)的師生關(guān)系可能帶來(lái)更積極的結(jié)果。一項(xiàng)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定的師生親密和改善的師生沖突降低了兒童問(wèn)題行為風(fēng)險(xiǎn)（Ettekal amp; Shi， 2020），本研究推測(cè)增強(qiáng)的師生親密度也可能利于學(xué)業(yè)效能感的提高。考慮到師生關(guān)系特點(diǎn)可能存在文化差異（駱禹， 2016; Chen et al.，2019），本研究擬同時(shí)關(guān)注小學(xué)中高年級(jí)師生關(guān)系的初始水平和變化趨勢(shì)，并探討其對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響。

值得注意的是，執(zhí)行功能和師生關(guān)系并非獨(dú)立發(fā)揮作用。Portilla 等（2014）發(fā)現(xiàn)，兒童的沖動(dòng)、注意力不集中以及與教師的沖突共同預(yù)測(cè)學(xué)校參與度的下降，且進(jìn)一步預(yù)測(cè)了更低的學(xué)業(yè)能力。Bronfenbrenner 和Morris（2006）提出了生態(tài)系統(tǒng)的四個(gè)主要組成成分：過(guò)程、人、背景和時(shí)間（PPCT），四個(gè)成分動(dòng)態(tài)交互地影響個(gè)體發(fā)展。作為學(xué)校生態(tài)系統(tǒng)中重要的“近端過(guò)程”和“人”的基本認(rèn)知資源，良好師生關(guān)系可能促進(jìn)執(zhí)行功能對(duì)學(xué)業(yè)發(fā)展的積極影響。Acar 等人（2022）以學(xué)齡前兒童為樣本，發(fā)現(xiàn)高師生親密促進(jìn)了熱自我調(diào)節(jié)能力（情緒狀態(tài)下的行為控制）對(duì)學(xué)習(xí)行為的積極影響。另一項(xiàng)以中國(guó)初中生為樣本的研究發(fā)現(xiàn)師生情感沖突增強(qiáng)了學(xué)生低自我控制對(duì)掌握目標(biāo)的負(fù)向影響，進(jìn)而降低了學(xué)業(yè)成績(jī)（Li et al.， 2022）。然而這些有限的研究忽視了“時(shí)間”的作用?；诎l(fā)展性研究倡導(dǎo)采用縱向設(shè)計(jì)推測(cè)前后時(shí)間點(diǎn)變量的預(yù)測(cè)關(guān)系且人隨時(shí)間不斷發(fā)展變化，我們推測(cè)，個(gè)體與環(huán)境因素對(duì)發(fā)展結(jié)果的影響不僅體現(xiàn)在“某一時(shí)間點(diǎn)變量水平”上的主效應(yīng)和交互效應(yīng)，而且還會(huì)反映在“時(shí)間段內(nèi)變量變化”上的主效應(yīng)和交互效應(yīng)。即執(zhí)行功能（或師生關(guān)系）的初始水平和發(fā)展速度與學(xué)業(yè)效能感的關(guān)系強(qiáng)度可能會(huì)受師生關(guān)系（或執(zhí)行功能）的初始水平和發(fā)展速度的加強(qiáng)或削弱。在潛變量增長(zhǎng)模型將縱向數(shù)據(jù)分解為初始水平和發(fā)展速度的基礎(chǔ)上，潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法便利地產(chǎn)生交互項(xiàng)的優(yōu)勢(shì)為我們挖掘執(zhí)行功能和師生關(guān)系變化軌跡的交互效應(yīng)提供了新思路（方杰， 溫忠麟，2022）。

綜上，本研究將對(duì)小學(xué)三到五年級(jí)學(xué)生開(kāi)展為期半年的追蹤測(cè)查，考察執(zhí)行功能和師生關(guān)系的變化趨勢(shì)，并重點(diǎn)探討其初始水平和發(fā)展速度對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的獨(dú)特效應(yīng)及交互效應(yīng)。假設(shè)如下：（1）在半年內(nèi)，兒童執(zhí)行功能水平有所提高，而師生關(guān)系質(zhì)量有所下降。（2）師生關(guān)系和執(zhí)行功能的初始水平和增長(zhǎng)速度均能正向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感。（3）師生關(guān)系的初始水平和發(fā)展速度與執(zhí)行功能的初始水平和發(fā)展速度均存在交互作用：高水平且提高的師生關(guān)系能夠執(zhí)行功能初始水平并增強(qiáng)發(fā)展速度對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的積極影響。

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

本研究參與者為廣東省某小學(xué)三到五年級(jí)學(xué)生，分別于2021 年3 月（T1）、6 月（T2）、9 月（T3）進(jìn)行三次班級(jí)集體測(cè)查。T1 時(shí)收集人口學(xué)信息（兒童年齡10.36±0.98 歲；51% 為男生），三個(gè)時(shí)間點(diǎn)均測(cè)量?jī)和瘓?zhí)行功能和師生關(guān)系，T3 時(shí)測(cè)量學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感。T2 轉(zhuǎn)入12 人、流失12 人，T3 轉(zhuǎn)入4 人、流失17 人、回歸3 人，91.4% 的被試擁有三次測(cè)查時(shí)間點(diǎn)的完整數(shù)據(jù)，女生比男生更容易出現(xiàn)缺失，χ 2（1） =7.22，p lt; .01。至少完成一次測(cè)查的學(xué)生數(shù)據(jù)被保留，最終523 名學(xué)生被納入分析。

2.2 研究工具

2.2.1 執(zhí)行功能量表

采用Gioia 等（2015）編制的學(xué)齡兒童執(zhí)行功能行為評(píng)定量表第二版（BRIEF-2）測(cè)量?jī)和膱?zhí)行功能。該量表分為計(jì)劃、自我監(jiān)控、轉(zhuǎn)換等7 個(gè)維度，共55 個(gè)條目，按1（從不）～3（經(jīng)常）評(píng)分。為了便于理解，將題項(xiàng)反向計(jì)分，總得分越高，表示執(zhí)行功能越好。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示三個(gè)時(shí)間點(diǎn)的結(jié)構(gòu)效度良好（χ 2/df lt; 2.44， RMSEA lt; .05，CFI gt; .99， TLI gt; .98， SRMR lt; .02）， Cronbach' s α 分別為.94、.96、.96。

2.2.2 師生關(guān)系量表

采用修訂后的師生關(guān)系量表（鄒泓等， 2007）測(cè)量師生關(guān)系質(zhì)量。該量表由學(xué)生自我報(bào)告，包含23 項(xiàng)條目，采用1（完全不符合）-5（完全符合）級(jí)計(jì)分，部分條目反向計(jì)分?？偡衷礁?，表明師生關(guān)系越好。該量表在三個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Cronbach' s α 分別為.89、.90、.89。

2.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感量表

采用學(xué)業(yè)自我效能感量表測(cè)量學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感（周勇， 董奇， 1994）。該量表共12 個(gè)條目，采用6 點(diǎn)計(jì)分，部分條目反向計(jì)分?？偡衷礁?，代表學(xué)業(yè)自我效能感越高。該量表的Cronbach' s α 為.87。

2.2.4 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料

收集兒童性別、父母受教育程度等人口學(xué)信息。將父母受教育程度、月收入水平和職業(yè)進(jìn)行等級(jí)編碼并標(biāo)準(zhǔn)化后求平均作為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)。

2.3 數(shù)據(jù)分析

使用 SPSS 21.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行基本的初步的描述性和相關(guān)分析，使用Mplus 8.3 對(duì)三次測(cè)量的執(zhí)行功能和師生關(guān)系建立無(wú)條件線性潛增長(zhǎng)模型，并構(gòu)建潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)模型考察師生關(guān)系與執(zhí)行功能的初始水平和變化速度對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感影響的獨(dú)特效應(yīng)和交互效應(yīng)。潛增長(zhǎng)模型將縱向數(shù)據(jù)的交互效應(yīng)轉(zhuǎn)化為初始水平和變化率的交互效應(yīng)?；跐撛鲩L(zhǎng)模型，采用潛調(diào)節(jié)模型構(gòu)建交互項(xiàng)而非采用乘積指標(biāo)可以避免在潛在變量和指標(biāo)殘差之間構(gòu)建大量復(fù)雜的非線性約束，同時(shí)避免乘積項(xiàng)不符合正態(tài)分布而導(dǎo)致的估計(jì)偏差（Cheung et al.， 2021）。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

Harman 單因子檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，第一個(gè)因子解釋的變異分別為21.59%（T1）、24.77%（T2） 和25.76%（T3），均低于臨界值 40%，因此本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 初步分析

重復(fù)測(cè)量方差分析表明，執(zhí)行功能年級(jí)主效應(yīng)顯著，F(xiàn) = 4.10， p lt; .05，η 2 = .02， 三年級(jí)（M =132.51）顯著高于四（M = 127.94）、五年級(jí)（M= 129.18）；師生關(guān)系年級(jí)主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) = .07，p gt; .05，M 三年級(jí) = 87.72， M 四年級(jí) = 87.92， M 五年級(jí) =87.36；執(zhí)行功能和師生關(guān)系時(shí)間主效應(yīng)顯著，F(xiàn) =36.56， p lt; .001， η 2 = .07，F(xiàn) = 17.54， p lt; .001，η 2 =.04，執(zhí)行功能：MT1lt; MT2lt; MT3；師生關(guān)系：MT1.05）和是否獨(dú)生上（p gt; .05）均不存在顯著差異。

3.3 兒童執(zhí)行功能與師生關(guān)系的變化趨勢(shì)：多變量無(wú)條件潛增長(zhǎng)模型

構(gòu)建多變量無(wú)條件潛增長(zhǎng)線性模型以考察執(zhí)行功能和師生關(guān)系的變化趨勢(shì)（Crockett et al.，2018）。截距表示初始值，所有因子載荷固定為1；斜率代表線性增長(zhǎng)速度，執(zhí)行功能的斜率因子載荷被分別設(shè)置為0，1，2，基于三個(gè)時(shí)間點(diǎn)師生關(guān)系的差異比較結(jié)果，師生關(guān)系的斜率因子載荷被設(shè)置為0，1，1.5。模型擬合較好，χ 2/df = 2.15，RMSEA = .05，SRMR = .04，CFI = .99， TLI = .99。結(jié)果顯示，在半年內(nèi)執(zhí)行功能呈線性增長(zhǎng)趨勢(shì)（MSlope= 2.66， p lt; .001），師生關(guān)系呈先下降后漸緩趨勢(shì)（MSlope = -2.32， p lt; .001），且執(zhí)行功能和師生關(guān)系的初始水平和發(fā)展速度（σ2intercept = 223.90，σ2Slope =34.76， ps lt; .001） 以及師生關(guān)系的初始水平和發(fā)展速度（σ2intercept =184.50， σ2Slope=37.96， ps lt; .01） 均存在顯著個(gè)體差異。

3.4 師生關(guān)系與執(zhí)行功能對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感影響的縱向交互作用

采用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法（LMS）檢驗(yàn)師生關(guān)系和執(zhí)行功能對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的獨(dú)特效應(yīng)與交互效應(yīng)?？刂萍彝ド鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位后，不含交互項(xiàng)的基線模型（模型1）擬合良好，χ 2/df = 2.13，RMSEA = .05，SRMR = .06，CFI = .99， TLI = .98，各個(gè)自變量主效應(yīng)均顯著。如表2 模型1 所示，執(zhí)行功能初始水平越高（β = .42， p lt; .001）、增長(zhǎng)速度越快（β = .34， p lt; .001），學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高；師生關(guān)系質(zhì)量初始水平越好（β = .43， p lt; .001）、下降速度越慢（β = .32， p lt; .01），學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感越高。所有變量解釋了學(xué)業(yè)自我效能感變異的63.90%。進(jìn)一步對(duì)年級(jí)差異進(jìn)行多群組分析發(fā)現(xiàn)，與限定主效應(yīng)相等模型相比，不限定主效應(yīng)模型的擬合未明顯改善，Δχ 2=1.84，Δdf =8，p gt; .05，這表明執(zhí)行功能和師生關(guān)系變化趨勢(shì)對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響無(wú)顯著年級(jí)差異。

然后加入交互項(xiàng)來(lái)檢驗(yàn)執(zhí)行功能和師生關(guān)系的縱向交互作用?？紤]到多個(gè)交互項(xiàng)會(huì)使模型過(guò)于復(fù)雜，我們建立兩個(gè)潛調(diào)節(jié)模型加以考察。執(zhí)行功能的截距與師生關(guān)系的截距和斜率的交互項(xiàng)（IEFx ITSR; IEF x STSR）被同時(shí)加入基礎(chǔ)模型，構(gòu)建LMS 方程（模型2）。加入交互項(xiàng)后模型擬合改善，TRd（df = 2） = 7.38， p lt; .05。執(zhí)行功能的截距與師生關(guān)系的截距和斜率的交互效應(yīng)均達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水平（β = .11， .13，ps lt; .001），兩項(xiàng)交互效應(yīng)可以解釋1.8% 的變異，效應(yīng)量f 2 = .05。執(zhí)行功能的斜率與師生關(guān)系的截距和斜率的交互項(xiàng)被同時(shí)加入基礎(chǔ)模型（模型3），模型未有明顯改善，TRd（df =2） = 2.96，p gt; .05。為避免因兩個(gè)交互項(xiàng)相互干擾而導(dǎo)致模型擬合未改善，我們將其分別放入基礎(chǔ)模型（模型4、模型5），模型擬合均無(wú)明顯改善，TRd（df=1） = 2.46，.07， ps gt; .05，這表明執(zhí)行功能的斜率與師生關(guān)系的截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)的交互作用均不顯著（Cheung et al.，2021）。模型比較結(jié)果見(jiàn)表3。

為了進(jìn)一步解釋交互效應(yīng)，我們使用Johnson-Neyman 法進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)。由于師生關(guān)系截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)同時(shí)發(fā)揮交互作用，因此我們首先控制師生關(guān)系的斜率項(xiàng)為平均水平，由圖1a 可知，當(dāng)師生關(guān)系的截距高于65 時(shí)，執(zhí)行功能斜率顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感，且隨師生關(guān)系初始水平的增加而增強(qiáng)。同樣，控制師生關(guān)系的截距為平均水平，由圖1b 可知，當(dāng)師生關(guān)系斜率大于-6 時(shí)，執(zhí)行功能初始水平顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感，且?guī)熒P(guān)系下降速度越慢，執(zhí)行功能初始水平的正向預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)。

4 討論

4.1 執(zhí)行功能和師生關(guān)系的變化趨勢(shì)

執(zhí)行功能從個(gè)體出生到青春期呈持續(xù)發(fā)展趨勢(shì)（李美華等， 2006; Best amp; Miller， 2010; Nelson et al.，2022）。然而以往執(zhí)行功能發(fā)展的研究大多基于實(shí)驗(yàn)任務(wù)測(cè)量且多發(fā)現(xiàn)在小學(xué)中后期增長(zhǎng)變緩或半年內(nèi)無(wú)顯著變化（王晶等， 2009; Davidson et al.， 2006;McGuckian et al.， 2023）。本研究采用問(wèn)卷測(cè)量方式發(fā)現(xiàn)了執(zhí)行功能在半年內(nèi)的明顯提高。由于實(shí)驗(yàn)任務(wù)和問(wèn)卷測(cè)量所得執(zhí)行功能分別反映不同認(rèn)知水平的心理結(jié)構(gòu)，前者主要反映個(gè)體在高度標(biāo)準(zhǔn)化環(huán)境下的最佳表現(xiàn)，而后者反映個(gè)體在日常情景下的典型表現(xiàn)（Toplak et al.， 2013）。我們?cè)囂叫缘赝茰y(cè)，在童年中后期，日常情境下執(zhí)行功能較之標(biāo)準(zhǔn)化情境下執(zhí)行功能可能發(fā)生更明顯的變化。通常實(shí)驗(yàn)任務(wù)更多測(cè)查的是個(gè)體認(rèn)知加工效率，這種能力在很大程度上與腦發(fā)育或先天遺傳有關(guān)（Ciobanuet al.， 2022; Wang et al.， 2020），而日常情境下的執(zhí)行功能主要體現(xiàn)在目標(biāo)選擇、計(jì)劃組織或習(xí)慣等方面（Friedman amp; Gustavson， 2022），這與后天經(jīng)驗(yàn)或訓(xùn)練密切相關(guān)。隨著學(xué)業(yè)難度的增加，兒童往往需要接受更多的家庭教養(yǎng)訓(xùn)練，從而發(fā)展自己的日常執(zhí)行功能，這可能使得中高年級(jí)兒童在較短追蹤時(shí)間內(nèi)即可表現(xiàn)出顯著發(fā)展。然而考慮到上述觀點(diǎn)更多是推測(cè)性的，未來(lái)的研究需同時(shí)對(duì)兩種測(cè)量方式下的執(zhí)行功能進(jìn)行關(guān)注比較，以得出更具說(shuō)服力的結(jié)論。還需指出的是，與上述短期追蹤的發(fā)展模式不一致，年級(jí)差異分析發(fā)現(xiàn)，三年級(jí)兒童的執(zhí)行功能顯著優(yōu)于四年級(jí)和五年級(jí)兒童。盡管我們對(duì)問(wèn)卷作答質(zhì)量（三年級(jí)問(wèn)卷的信效度）和數(shù)據(jù)分析過(guò)程進(jìn)行嚴(yán)格控制與核查，并對(duì)執(zhí)行功能發(fā)展趨勢(shì)及執(zhí)行功能和師生關(guān)系對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的主效應(yīng)均進(jìn)行年級(jí)差異比較并未發(fā)現(xiàn)顯著的年級(jí)間差異，但仍無(wú)法排除這一問(wèn)題。這可能與潛在組群效應(yīng)或三年級(jí)兒童存在高估自身能力或積極評(píng)估傾向有關(guān)，聚焦年齡跨度小的樣本且實(shí)施更為長(zhǎng)期的追蹤或許能幫助回答這一困惑。

與執(zhí)行功能變化趨勢(shì)相反，師生關(guān)系質(zhì)量在半年內(nèi)呈下降漸趨穩(wěn)定趨勢(shì)。這與國(guó)外研究結(jié)果較為一致。研究者指出，隨課程復(fù)雜程度增加，師生之間的交流轉(zhuǎn)向以知識(shí)為導(dǎo)向，而師生間的情感聯(lián)系則相對(duì)被忽略（Spilt et al.， 2012）。此外，兒童獨(dú)立性的增強(qiáng)使他們分享情感或遇到問(wèn)題時(shí)，優(yōu)先考慮同伴，減少對(duì)成人支持的依賴(lài) （Buhrmester amp;Furman， 1987）。故隨時(shí)間推移師生關(guān)系質(zhì)量呈整體下降趨勢(shì)。同時(shí)，基于心理距離效應(yīng)，先下降后變緩的模式可能與本項(xiàng)目的測(cè)查時(shí)間點(diǎn)有關(guān)。該效應(yīng)指出適當(dāng)空間距離有利于產(chǎn)生心理上的吸引，而過(guò)近或過(guò)遠(yuǎn)的空間距離會(huì)使人產(chǎn)生心理的排斥或疏離（Whitaker， 1968）。從T1（3 月）到T2（6 月）學(xué)期內(nèi)過(guò)近的空間距離與頻繁的交流可能使得師生間出現(xiàn)心理上的疏遠(yuǎn)，而在T2（6 月）到T3（9 月）暑假期間的分離可能減緩這一趨勢(shì)。德國(guó)一項(xiàng)研究也發(fā)現(xiàn)假期后學(xué)生對(duì)學(xué)校的態(tài)度相比假期前有所改善（van Ophuysen， 2008），由此推測(cè)假期的分離可能促使學(xué)生對(duì)學(xué)校的態(tài)度相比放假前變得積極，進(jìn)而推動(dòng)良性的師生互動(dòng)。

4.2 執(zhí)行功能和師生關(guān)系對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測(cè)作用

與研究假設(shè)相一致，執(zhí)行功能和師生關(guān)系的初始水平和變化速度均正向預(yù)測(cè)隨后的學(xué)業(yè)自我效能感，即執(zhí)行功能初始水平越高，增長(zhǎng)速度越快，師生關(guān)系初始水平越高，下降速度越慢，兒童學(xué)業(yè)自我效能感越高。根據(jù)班杜拉的自我效能感理論，影響個(gè)體發(fā)展的近端因素有直接經(jīng)驗(yàn)、榜樣示范、言語(yǔ)說(shuō)服或情緒喚醒。結(jié)合這一理論推測(cè)：相對(duì)遠(yuǎn)端的師生關(guān)系越親密，兒童更可能將教師作為觀察學(xué)習(xí)的榜樣，更容易獲得教師的積極反饋和成功的間接經(jīng)驗(yàn)且更容易認(rèn)同教師的指導(dǎo)建議；同時(shí)高水平執(zhí)行功能有助于兒童進(jìn)行積極的情緒調(diào)節(jié)，保持適度的情緒喚醒水平。以上均有助于學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)的可控感和自信心的增強(qiáng)。此外，關(guān)系效能模型（relationalefficacy model）認(rèn)為個(gè)體的自我效能會(huì)受到個(gè)體感知到的他人對(duì)自己看法的影響（Lent， 2016）。師生關(guān)系越積極，學(xué)生感知到教師對(duì)自己的評(píng)價(jià)越高，個(gè)體的自我效能也就隨之增高。與以往研究相比，本研究發(fā)現(xiàn)變化速度也可以獨(dú)立預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感。與初始水平相比，增長(zhǎng)速度含有個(gè)體發(fā)展?jié)摿涂伤苄缘闹匾畔ⅲǔ虂喨A等， 2023）。學(xué)齡期對(duì)潛在問(wèn)題的提早識(shí)別和干預(yù)是降低青春期心理健康問(wèn)題發(fā)生的重要手段（Ganesan amp; Steinbeis，2022）。動(dòng)態(tài)性變化軌跡對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的獨(dú)特預(yù)測(cè)效應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了在基礎(chǔ)教育階段學(xué)校對(duì)兒童個(gè)體發(fā)展及人際關(guān)系質(zhì)量進(jìn)行長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)評(píng)估和監(jiān)測(cè)的必要性與重要性?；A(chǔ)教育階段兒童心理發(fā)展提升系統(tǒng)的構(gòu)建既要關(guān)注兒童在某一時(shí)間點(diǎn)上的身心發(fā)展水平和環(huán)境因素，也要重視個(gè)體自身和環(huán)境的變化情況?？傊?，本研究發(fā)現(xiàn)從發(fā)展角度為學(xué)?？梢酝ㄟ^(guò)訓(xùn)練兒童執(zhí)行功能和維持良好師生關(guān)系來(lái)增強(qiáng)學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)提供了支持。

4.3 執(zhí)行功能和師生關(guān)系的發(fā)展趨勢(shì)對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感影響的交互作用。

在生態(tài)系統(tǒng)理論和累積風(fēng)險(xiǎn)模型的框架下，本研究基于追蹤數(shù)據(jù)采用潛調(diào)節(jié)模型創(chuàng)新性地探究了執(zhí)行功能和師生關(guān)系的初始水平和發(fā)展速度之間的交互效應(yīng)對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，執(zhí)行功能初始水平與師生關(guān)系（含初始水平和發(fā)展速度）交互影響學(xué)業(yè)自我效能感，而執(zhí)行功能發(fā)展速度與師生關(guān)系的交互效應(yīng)不顯著。具體來(lái)說(shuō)，當(dāng)個(gè)體師生關(guān)系初始水平較好或發(fā)展速度保持穩(wěn)定甚至增加時(shí)，執(zhí)行功能的初始水平能更強(qiáng)地正向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感，反之，當(dāng)師生關(guān)系的初始水平較差且下降速度較快，執(zhí)行功能初始水平對(duì)學(xué)業(yè)效能感的預(yù)測(cè)作用不顯著。這與研究假設(shè)一致，與Acar 等（2022）的研究結(jié)果相似，即自我調(diào)節(jié)水平較高的兒童在師生親密度較高的背景下，學(xué)習(xí)行為得分較高。

對(duì)此，我們從以下兩個(gè)方面來(lái)進(jìn)行理解。一是基于依戀理論，以溫暖、信任和額外支持為特征的積極師生關(guān)系會(huì)促使學(xué)生做出更多參與和探索行為（Inayat amp; Ali， 2020; Martin amp; Collie， 2019; Roorda etal.， 2011）。執(zhí)行功能在學(xué)生參與或應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)性任務(wù)中能夠更充分地被調(diào)動(dòng)和使用，高執(zhí)行功能的兒童更容易在此類(lèi)任務(wù)中獲得成功的體驗(yàn)，進(jìn)而增強(qiáng)其效能感。另一方面，個(gè)體實(shí)際具有的能力需要被個(gè)體感知才得以成為自我效能感的來(lái)源（Trontel et al.，2013）。教師的鼓勵(lì)和支持可以提高學(xué)生自我概念（Gavidia-Payne et al.， 2015），使學(xué)生更清楚地感知自我控制、工作記憶等相關(guān)能力水平。個(gè)體感知到的自身能力越清晰，執(zhí)行功能對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響也就越強(qiáng)。由于短時(shí)間內(nèi)的變化可能不易被教師注意到，因此教師對(duì)學(xué)生執(zhí)行功能感知的提高可能僅限于過(guò)去的表現(xiàn)，而不包括半年的變化，繼而師生關(guān)系與執(zhí)行功能發(fā)展速度交互效應(yīng)不顯著。上述結(jié)果說(shuō)明，良好師生關(guān)系的保持或提升有助于增強(qiáng)執(zhí)行功能對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的積極影響，且積極的師生關(guān)系在提升高執(zhí)行功能學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感方面的效果可能尤其顯著。

4.4 研究意義與局限

本研究同時(shí)從個(gè)體和環(huán)境角度出發(fā)考察了影響兒童學(xué)業(yè)自我效能感的動(dòng)態(tài)因素及潛在動(dòng)態(tài)機(jī)制。研究結(jié)果啟發(fā)我們，基礎(chǔ)教育階段學(xué)校心理工作要遵循發(fā)展性、心理健康可塑性和系統(tǒng)性原則?？紤]到執(zhí)行功能及相關(guān)腦區(qū)在個(gè)體發(fā)展早期包括學(xué)齡期可塑性較強(qiáng)，在這一黃金干預(yù)期應(yīng)注重加強(qiáng)兒童青少年執(zhí)行功能相關(guān)認(rèn)知能力的訓(xùn)練，與此同時(shí)若持續(xù)引導(dǎo)建立并加強(qiáng)積極親密的師生關(guān)系，將更有利于提升學(xué)生對(duì)自身能力的積極評(píng)價(jià)進(jìn)而有效應(yīng)對(duì)學(xué)業(yè)難度增加帶來(lái)的壓力。本研究存在以下局限：第一，問(wèn)卷或?qū)嶒?yàn)測(cè)量反映了不同認(rèn)知水平的執(zhí)行功能，且不同主體報(bào)告的執(zhí)行功能也存在差異（PinoMu?oz amp; Arán Filippetti， 2021），多方法、多主體報(bào)告得到的結(jié)果會(huì)更具有說(shuō)服力。第二，本研究追蹤時(shí)間較短，覆蓋整個(gè)學(xué)齡期的長(zhǎng)期追蹤會(huì)得出更具實(shí)踐指導(dǎo)意義的研究結(jié)論。第三，本研究?jī)H在最后一個(gè)時(shí)間點(diǎn)測(cè)量學(xué)業(yè)自我效能感，對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感開(kāi)展追蹤測(cè)量能夠揭示三者間更為復(fù)雜的關(guān)系模式。

5 研究結(jié)論

（1）小學(xué)中高年級(jí)兒童日常情境下的執(zhí)行功能在半年內(nèi)有所增長(zhǎng)，師生關(guān)系質(zhì)量有所下降；（2）執(zhí)行功能和師生關(guān)系的初始水平和發(fā)展速度均能正向預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)自我效能感；（3）高水平且長(zhǎng)期穩(wěn)定甚至有所提高的師生關(guān)系有助于增強(qiáng)執(zhí)行功能初始水平對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的積極影響。

參考文獻(xiàn)

程亞華， 馮瑤， 李宜遜， 馬嘉琪， 沈嵐嵐， 張文建， 馮秋迪. （2023）. 小學(xué)兒童口語(yǔ)詞匯知識(shí)的發(fā)展軌跡及其對(duì)閱讀能力的預(yù)測(cè)： 一個(gè)潛變量增長(zhǎng)模型. 心理學(xué)報(bào)， 55 （7）， 1074-1086.

方杰， 溫忠麟. （2022）. 縱向數(shù)據(jù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析. 心理科學(xué)進(jìn)展， 30 （11），2461-2472.

郭文娟， 劉潔玲. （2017）. 核心素養(yǎng)框架構(gòu)建： 自主學(xué)習(xí)能力的視角. 全球教育展望， 46 （3）， 16-28.

李美華， 白學(xué)軍， 沈德立. （2006）. 不同年級(jí)學(xué)生執(zhí)行功能發(fā)展水平研究.心理科學(xué)， 29 （3）， 609-613.

駱禹. （2016）. 跨文化視野下的中西方師生授學(xué)關(guān)系比較研究 （ 碩士學(xué)位論文）. 哈爾濱師范大學(xué).

王晶， 陳英和， 仲寧寧. （2009）. 小學(xué)兒童執(zhí)行功能各成分的發(fā)展特點(diǎn).中國(guó)臨床心理學(xué)雜志， 17 （4）， 403-404， 407.

周勇， 董奇. （1994）. 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、歸因、自我效能感與學(xué)生自我監(jiān)控學(xué)習(xí)行為的關(guān)系研究. 心理發(fā)展與教育， 10 （3）， 30-33.

鄒泓， 屈智勇， 葉苑. （2007）. 中小學(xué)生的師生關(guān)系與其學(xué)校適應(yīng). 心理發(fā)展與教育， 23 （4）， 77-82.

Acar， I. H.， Veziro?lu-?elik， M.， Rudasill， K. M.， amp; Sealy， M. A. （2022）.Preschool children' s self-regulation and learning behaviors： The moderating role of teacher-child Relationship. Child and Youth CareForum， 51 （1）， 1-18.

Bandura， A. （1977）. Self-efficacy： Toward a unifying theory of behavioral change. Psychological Review， 84 （2）， 191-215.

Bandura， A. （1982）. Self-efficacy mechanism in human agency. American Psychologist， 37 （2）， 122-147.

Bandura， A. （1993）. Perceived self-efficacy in cognitive development and functioning. Educational Psychologist， 28 （2）， 117-148.

Bemath， N.， Cockcroft， K.， Theron， L. （2020）. Working memory and psychological resilience in South African emerging adults. South African Journal of Psychology， 50 （4）， 493-506.

Best， J. R.， amp; Miller， P. H. （2010）. A developmental perspective on executive function. Child Development， 81 （6）， 1641-1660.

Bronfenbrenner， U.， amp; Morris， P. A. （2006）. The bioecological model of human development. In R. M. Lerner amp; W. Damon （Eds.）， Handbook of child psychology： Theoretical models of human development （pp. 793-828）.John Wiley amp; Sons， Inc.

Buhrmester， D.， amp; Furman， W. （1987）. The development of companionship and intimacy. Child Development， 58（4）， 1101-1113.

Chaku， N.， Barry， K.， Fowle， J.， amp; Hoyt， L. T. （2022）. Understanding patterns of heterogeneity in executive functioning during adolescence： Evidence from population-level data. Developmental Science， 25 （6）， Article e13256.

Chen， M. D.， Zee， M.， Koomen， H. M. Y.， amp; Roorda， D. L. （2019）.Understanding cross-cultural differences in affective teacher-student relationships： A comparison between Dutch and Chinese primary school teachers and students. Journal of School Psychology， 76， 89-106.

Cheung， G. W.， Cooper-Thomas， H. D.， Lau， R. S.， amp; Wang， L C. （2021）.Testing moderation in business and psychological studies with latent moderated structural equations. Journal of Business and Psychology，36 （6）， 1009-1033.

Ciobanu， L. G.， Stankov， L.， Schubert， K. O.， Amare， A. T.， Jawahar， M. C.，Lawrence-Wood， E.， amp; Aidman， E. （2022）. General intelligence and executive functioning are overlapping but separable at genetic and molecular pathway levels： An analytical review of existing GWAS findings.PLoS ONE， 17 （10）， Article e0272368.

Cirino， P. T.， amp; Willcutt， E. G. （2017）. An introduction to the special issue：Contributions of executive function to academic skills. Journal of Learning Disabilities， 50 （4）， 355-358.

Crockett， L. J.， Wasserman， A. M.， Rudasill， K. M.， Hoffman， L.， amp; Kalutskaya，I. （2018）. Temperamental anger and effortful control， teacher-child conflict， and externalizing behavior across the elementary school years.Child Development， 89 （6）， 2176-2195.

Darabi， K.， Jofreh， M. G.， amp; Shahbazi， M. （2022）. The role of self-regulation training in self-efficacy and academic motivation of male tenth graders in Ahvaz， Iran. International Journal of School Health， 9 （2）， 106-112.

Davidson， M. C.， Amso， D.， Anderson， L. C.， amp; Diamond， A. （2006）.Development of cognitive control and executive functions from 4 to 13 years： Evidence from manipulations of memory， inhibition， and task switching. Neuropsychologia， 44 （11）， 2037-2078.

Elias， S. M.， amp; MacDonald， S. （2007）. Using past performance， proxy efficacy，and academic self-efficacy to predict college performance. Journal of Applied Social Psychology， 37 （11）， 2518-2531.

Ettekal， I.， amp; Shi， Q. X. （2020）. Developmental trajectories of teacher-student relationships and longitudinal associations with children' s conduct problems from Grades 1 to 12. Journal of School Psychology， 82， 17-35.

Friedman， N. P.， amp; Gustavson， D. E. （2022）. Do rating and task measures of control abilities assess the same thing？ Current Directions in Psychological Science， 31 （3）， 262-271.

Ganesan， K.， amp; Steinbeis， N. （2022）. Development and plasticity of executive functions： A value-based account. Current Opinion in Psychology， 44，215-219.

Gavidia-Payne， S.， Denny， B.， Davis， K.， Francis， A.， amp; Jackson， M. （2015）.Children' s self-concept： Parental school engagement and student-teacher relationships in rural and urban Australia. Social Psychology of Education，18 （1）， 121-136.

Gioia， G. A.， Isquith， P. K.， Guy， S. C.， amp; Kenworthy， L. （2015）. BRIEF?2：Behavior Rating Inventory of Executive Function . Psychological Assessment Resources.

Honicke， T.， amp; Broadbent， J. （2016）. The influence of academic self-efficacy on academic performance： A systematic review. Educational Research Review， 17， 63-84.

Inayat， A.， amp; Ali， A. Z. （2020）. Influence of teaching style on students'engagement， curiosity and exploration in the classroom. Journal of Education and Educational Development， 7 （1）， 87-102.

Jerome， E. M.， Hamre， B. K.， amp; Pianta， R. C. （2009）. Teacher-child relationships from kindergarten to sixth grade： Early childhood predictors of teacher-perceived conflict and closeness. Social Development， 18 （4），915-945.

Johnston， O.， Wildy， H.， amp; Shand， J. （2022）. ‘That teacher really likes me' -student-teacher interactions that initiate teacher expectation effects by developing caring relationships. Learning and Instruction， 80， Article101580.

King， R. B.， amp; Gaerlan， M. J. M. （2014）. High self-control predicts more positive emotions， better engagement， and higher achievement in school.European Journal of Psychology of Education， 29 （1）， 81-100.

Lent， R. W. （2016）. Self-efficacy in a relational world： Social cognitive mechanisms of adaptation and development. The Counseling Psychologist，44 （4）， 573-594.

Li， C. N.， Song， Y. N.， Wang， Q.， amp; Zhang， B. （2022）. How does self-control affect academic achievement of adolescents？ The dual perspectives of teacher-student relationship and mastery approach goals. Youth and Society， 54 （8）， 1402-1418.

Li， L.， amp; Yang， S. S. （2021）. Exploring the influence of teacher-student interaction on university students' self-efficacy in the flipped classroom.Journal of Education and Learning， 10 （2）， 84-90.

Liu， R. D.， Zhen， R.， Ding， Y.， Liu， Y.， Wang， J.， Jiang， R. H.， amp; Xu， L. （2018）.Teacher support and math engagement： Roles of academic self-efficacy and positive emotions. Educational Psychology， 38 （1）， 3-16.

Mao， Y. H.， Xie， M.， Li， M. Y.， Gu， C. X.， Chen， Y. P.， Zhang， Z. Y.， amp; Peng， C.Y. （2023）. Promoting academic self-efficacy， positive relationships， and psychological resilience for Chinese university students' life satisfaction.Educational Psychology， 43 （1）， 78-97.

Martin， A. J.， amp; Collie， R. J. （2019）. Teacher-student relationships and students' engagement in high school： Does the number of negative and positive relationships with teachers matter？ Journal of Educational Psychology， 111 （5）， 861-876.

McGuckian， T. B.， Wilson， P. H.， Johnston， R. D.， Rahimi-Golkhandan， S.，Piek， J.， Green， D.， amp; Ruddock， S. （2023）. Development of complex executive function over childhood： Longitudinal growth curve modelingof performance on the Groton Maze Learning Task. Child Development，94 （3）， 648-658.

Nelson， T. D.， James， T. D.， Nelson， J. M.， Tomaso， C. C.， amp; Espy， K. A.（2022）. Executive control throughout elementary school： Factor structure and associations with early childhood executive control. Developmental Psychology， 58 （4）， 730-750.

Neubeck， M.， Johann， V. E.， Karbach， J.， amp; K?nen， T. （2022）. Age-differences in network models of self-regulation and executive control functions.Developmental Science， 25 （5）， Article e13276.

Pino Mu?oz， M.， Arán Filippetti， V. （2021）. Confirmatory factor analysis of the BRIEF-2 parent and teacher form： Relationship to performance-based measures of executive functions and academic achievement. Applied neuropsychology： Child， 10 （3）， 219-233.

Portilla， X. A.， Ballard， P. J.， Adler， N. E.， Boyce， W. T.， amp; Obradovi?， J. （2014）.An integrative view of school functioning： Transactions between selfregulation，school engagement， and teacher-child relationship quality.Child Development， 85 （5）， 1915-1931.

Roorda， D. L.， Koomen， H. M. Y.， Spilt， J. L.， amp; Oort， F. J. （2011）. The influence of affective teacher-student relationships on students' school engagement and achievement： A meta-analytic approach. Review of Educational Research， 81 （4）， 493-529.

Rubie-Davies， C. M. （2006）. Teacher expectations and student selfperceptions：Exploring relationships. Psychology in the Schools， 43 （5），537-552.

Satici， B. （2020）. Social exclusion and adolescent wellbeing： Stress， school satisfaction， and academic self-efficacy as multiple mediators. The Educational and Developmental Psychologist， 37 （1）， 67-74.

Spiegel， J. A.， Goodrich， J. M.， Morris， B. M.， Osborne， C. M.， amp; Lonigan， C.J. （2021）. Relations between executive functions and academic outcomes in elementary school children： A meta-analysis. Psychological Bulletin，147 （4）， 329-351.

Spilt， J. L.， Hughes， J. N.， Wu， J. Y.， amp; Kwok， O.-M. （2012）. Dynamics of teacher-student relationships： Stability and change across elementary school and the influence on children' s academic success. Child Development， 83 （4）， 1180-1195.

Toplak， M. E.， West， R. F.， amp; Stanovich， K. E. （2013）. Practitioner review： Do performance-based measures and ratings of executive function assess the same construct？ The Journal of Child Psychology and Psychiatry， 54 （2），131-143.

Trontel， H. G.， Hall， S.， Ashendorf， L.， amp; O' Connor， M. K. （2013）. Impact of diagnosis threat on academic self-efficacy in mild traumatic brain injury.Journal of Clinical and Experimental Neuropsychology， 35 （9）， 960-970.

Usta， H. G. （2016）. Analysis of student and school level variables related to mathematics self-efficacy level based on PISA 2012 results for China-Shanghai， Turkey， and Greece. Educational Sciences： Theory and Practice， 16 （4）， 1297-1323.

van Ophuysen， S. （2008）. How the liking of school changes from grade 4 to 7. A longitudinal study on school-type specific effects of holidays and primary school transition. German Journal of Educational Psychology， 22 （3-4），293-306.

Vandenbroucke， L.， Spilt， J.， Verschueren， K.， Piccinin， C.， amp; Baeyens，D. （2018）. The classroom as a developmental context for cognitive development： A meta-analysis on the importance of teacher-student interactions for children' s executive functions. Review of Educational Research， 88 （1）， 125-164.

Wang， C. J.， Hu， Y. Z.， Weng， J.， Chen， F. Y.， amp; Liu， H. F. （2020）. Modular segregation of task-dependent brain networks contributes to the development of executive function in children. NeuroImage， 206 ， 116334.

Whitaker， B. （1968）. Edward Bullough on \"psychical distance\". Quarterly Journal of Speech， 54 （4）， 373-382.

Willoughby， M. T.， Wylie， A. C.， amp; Little， M. H. （2019）. Testing longitudinal associations between executive function and academic achievement.Developmental Psychology， 55 （4）， 767-779.

Wu， F. W.， Jiang， Y.， Liu， D. Y.， Konorova， E.， amp; Yang， X. D. （2022）. The role of perceived teacher and peer relationships in adolescent students'academic motivation and educational outcomes. Educational Psychology，42 （4）， 439-458.

Xu， Z. Z.， amp; Qi， C. X. （2019）. The relationship between teacher-student relationship and academic achievement： The mediating role of selfefficacy.EURASIA Journal of Mathematics， Science and Technology Education， 15 （10）， Article em1758.

本研究得到國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（32071074）、北京市屬高校教師隊(duì)伍建設(shè)支持計(jì)劃優(yōu)秀青年人才項(xiàng)目（BPHR-202203128）和首都師范大學(xué)“人才托舉計(jì)劃”項(xiàng)目——燕京人才培育項(xiàng)目的資助。