1引言

教師作為肩負(fù)教育使命的人,對(duì)幼兒的發(fā)展起到了有力的支持作用｡人格是個(gè)體在生物基礎(chǔ)上,受社會(huì)生活條件制約而形成的獨(dú)特而穩(wěn)定,且具有調(diào)控能力､傾向性和動(dòng)力性的各種心理特征的綜合系統(tǒng)(楊麗珠,1993)｡兒童人格一直是國內(nèi)外研究的熱點(diǎn),一方面因?yàn)閮和谑侨烁竦男纬善?楊麗珠,2015);另一方面因?yàn)閮和诘娜烁駥?duì)個(gè)體當(dāng)前,乃至今后的學(xué)業(yè)表現(xiàn)(Wilson,Schalet,Hicks,&Zucker,2013)､職業(yè)成就(Judge,Higgins,Thoresen,&Bar-rick,1999)､社會(huì)適應(yīng)(Kavˇciˇc,Podlesek,&Zupanˇciˇc,2012)等均有顯著的預(yù)測(cè)作用｡現(xiàn)今,我國加快了學(xué)前教育普及的步伐(龐麗娟,孫美紅,張芬,夏靖,2012),幼兒園成為學(xué)前兒童成長的重要場(chǎng)所｡其中,教師的人格品質(zhì)､行為方式､職業(yè)道德､教師期望等均對(duì)幼兒人格的發(fā)展起到重要作用(楊麗珠,2014),故考察教師如何影響幼兒人格發(fā)展對(duì)尋找幼兒健全人格培養(yǎng)途徑具有重要參考價(jià)值｡
眾多影響兒童發(fā)展的因素中,教師期望很早就是心理學(xué)和教育學(xué)領(lǐng)域的研究重點(diǎn),其是教師在對(duì)學(xué)生現(xiàn)狀全面了解的基礎(chǔ)上,對(duì)學(xué)生未來學(xué)業(yè)成就､人格特征和行為表現(xiàn)等所做出的預(yù)測(cè)性認(rèn)知(楊麗珠,張華,2012)｡Rosenthal關(guān)于教師期望效應(yīng)的研究在20世紀(jì)70年代后引發(fā)了一系列教育和心理領(lǐng)域的相關(guān)研究｡研究表明,教師期望對(duì)于學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展等有著重要的影響作用(Kuklinski&Wein-stein,2001)｡但由于過去長期存在著“重學(xué)業(yè),輕人格”的現(xiàn)象,教師期望的早期研究大都關(guān)注其對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)和智力的影響,較少關(guān)注對(duì)學(xué)生的人格､社會(huì)性等方面的影響｡
近些年,關(guān)于教師期望的相關(guān)研究顯示,教師不僅重視與智力相關(guān)的認(rèn)知能力,對(duì)兒童的自我控制､合作､自信､社會(huì)情感等也尤為重視(Lane,Pierson,Stang,&Carter,2010)｡楊麗珠､沈悅等(2012)的研究發(fā)現(xiàn),教師對(duì)幼兒日常行為和人際互動(dòng)的期望可以有效預(yù)測(cè)自我控制的水平｡研究者認(rèn)為相比于低期望的兒童,教師會(huì)給予高期望的兒童更多的表揚(yáng)和反饋,更富有挑戰(zhàn)的機(jī)會(huì)等(Rubie-Davies,2007;Rubie-Davies,Peterson,Sibley,&Rosenthal,2015)｡
但是,現(xiàn)有的研究?jī)H僅是探討教師期望對(duì)人格某些特質(zhì)的影響,而沒有整體地探討教師期望對(duì)人格發(fā)展的影響｡
多水平分析方法的出現(xiàn)豐富了心理學(xué)研究的角度,其能夠區(qū)分研究的組內(nèi)效應(yīng)(個(gè)體層面)和組間效應(yīng)(班級(jí)層面),即組內(nèi)同質(zhì)性與組間異質(zhì)性(方杰,張敏強(qiáng),邱皓政,2010)｡一些研究發(fā)現(xiàn),教師期望的影響不僅僅局限于個(gè)體層面(教師對(duì)學(xué)生個(gè)體的期望),教師期望在班級(jí)層面(教師對(duì)班級(jí)整體的期望)上也發(fā)揮著更加顯著的作用(Rubie-Davies,Hattie,&Hamilton,2006)｡班級(jí)層面的教師期望水平較低時(shí),教師向?qū)W生提供的富有挑戰(zhàn)性的任務(wù)更少,對(duì)學(xué)生的自我概念和成就感產(chǎn)生消極的影響｡與此相反,班級(jí)層面教師期望水平較高時(shí),教師更愿意為學(xué)生提供具有挑戰(zhàn)性的任務(wù),給學(xué)生更多的機(jī)會(huì),對(duì)學(xué)生自我概念和成就感的形成與發(fā)展帶來更多積極方面的影響(Spinath&Spinath,2005)｡Rubie-Davies(2006)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),班級(jí)層面的教師期望處于較低水平時(shí),學(xué)生的自我感知水平下降,進(jìn)而對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績(jī)產(chǎn)生消極影響｡
基于教師期望在班級(jí)層面上對(duì)學(xué)生的影響可能會(huì)大于其對(duì)學(xué)生個(gè)體的影響(Brophy,1983)｡Rubie-Davies(2006,2010)的研究發(fā)現(xiàn)教師整體上對(duì)待學(xué)生積極的態(tài)度將有利于營造積極的學(xué)習(xí)和社交環(huán)境,使班級(jí)中每個(gè)學(xué)生受益｡
也有研究表明,教師對(duì)班級(jí)整體的期望區(qū)別越大時(shí),教師期望對(duì)學(xué)生的影響就越大(McKown&Weinstein,2008;Bohlmann&Wein-stein,2013)｡對(duì)比幼兒園的不同班級(jí)也會(huì)發(fā)現(xiàn),有的班級(jí)幼兒安靜､守紀(jì),有的班級(jí)幼兒則活潑､好動(dòng)(莫源秋,2003),這可能與教師期望不同有關(guān)｡由此可見,教師期望在班級(jí)層面上的作用可以影響幼兒的生活環(huán)境,也潛移默化地影響了幼兒的人格｡
教師期望對(duì)兒童心理影響的過程十分復(fù)雜,Rosenthal(1973)認(rèn)為教師期望傳遞主要通過氣氛､反饋､輸入､輸出,四種行為群影響學(xué)生的表現(xiàn)｡另一些社會(huì)互動(dòng)質(zhì)量的優(yōu)劣能夠使兒童感受到自身的價(jià)值被教師接受的程度,相比于惡劣的關(guān)系,如果能夠與成人建立良好的關(guān)系,兒童更加可能接受和內(nèi)化成人的期望和目標(biāo),因此安全､親密､信任的師生關(guān)系有利于積極教師期望的傳遞｡而且,以往關(guān)于師幼關(guān)系和人格方面的研究也顯示,親密性師幼關(guān)系的兒童表現(xiàn)出較高的社會(huì)交往能力和自主能力(Birch&Ladd,1997;張曉,陳會(huì)昌,2008),而沖突性師幼關(guān)系的兒童則顯示出更多的攻擊性行為､退縮和違紀(jì)問題(Verschueren&Koomen,2012;Runions&Shaw,2013)｡由此,我們假設(shè)教師期望對(duì)幼兒人格影響中,師幼關(guān)系在其中起到中介作用｡

2研究方法

2.1被試
研究被試來自大連市4所幼兒園,3個(gè)年級(jí),30個(gè)教學(xué)班｡每個(gè)班隨機(jī)抽取25名幼兒(其中不足25名幼兒的班級(jí),整體抽取),共選取幼兒738人｡由于本研究測(cè)試分為2個(gè)時(shí)間段(開學(xué)初和學(xué)期末),其中2個(gè)班級(jí)因?yàn)橹型痉职?而沒有完成整個(gè)測(cè)試,2個(gè)班級(jí)被試流失嚴(yán)重而整體刪除｡最終有效的班級(jí)為26個(gè)(小班10個(gè),中班8個(gè),大班8個(gè)),有效調(diào)查對(duì)象為634人(85.91%),班級(jí)內(nèi)人數(shù)在22~25人之間,小班240人,中班198人,大班196人,男生316人,女生318人,平均月齡51.46個(gè)月(SD=11.02月)｡

2.2工具
2.2.1幼兒教師期望問卷
該問卷為楊麗珠等人(李淼,楊麗珠,杜文軒,2015)編制,共有12個(gè)題目,包括認(rèn)知期望(4)､行為期望(4)､交往期望(4)三個(gè)維度,采用5點(diǎn)計(jì)分,分?jǐn)?shù)越高表示教師對(duì)幼兒期望水平越高,問卷結(jié)構(gòu)擬合良好(CFI=0.98,TLI=0.96,RM-SEA=0.06),問卷內(nèi)部一致性信度為0.91,分半信度為0.86｡
2.2.2師幼關(guān)系量表
該量表為Pianta和Steinberg編制,張曉(2010)進(jìn)行了修訂,修訂后的量表共有27個(gè)項(xiàng)目,包括親密性(10題)､依賴性(5題)和沖突性(11)三個(gè)維度,采用5點(diǎn)計(jì)分｡量表結(jié)構(gòu)擬合良好(χ2/df=1.48,NNFI=0.94,CFI=0.94,RMSEA=0.03),內(nèi)部一致性信度0.67~0.83｡當(dāng)親密性得分越高､沖突性和依賴性得分越低時(shí),表示師幼關(guān)系越好｡本研究中只關(guān)注了師幼關(guān)系的總分(計(jì)算方法為親密性得分與沖突性､依賴性題目反向計(jì)分后的得分相加),總量表的內(nèi)部一致性信度為0.70｡
2.2.3幼兒人格教師評(píng)定問卷
該問卷為楊麗珠等人編制(楊麗珠,張金榮,劉紅云,孫巖,2015),共有60個(gè)題,由智能特征(17題)､認(rèn)真自控(12題)､外傾性(9題)､親社會(huì)性(14題)､情緒穩(wěn)定性(8題)五個(gè)維度構(gòu)成,5點(diǎn)計(jì)分｡問卷有較好信度(分半信度0.93､內(nèi)部一致性信度0.97､再測(cè)信度0.67),問卷結(jié)構(gòu)擬合良好(χ2/df=3.14,RMSEA=0.05,SRMR=0.06),在本研究中各維度的內(nèi)部一致性信度分別為0.93､0.93､0.90､0.93､0.81｡

2.3數(shù)據(jù)收集和分析方法
學(xué)年初,由主班教師根據(jù)本班幼兒3個(gè)月內(nèi)的行為表現(xiàn),填寫“教師期望問卷”｡學(xué)年末,由主班教師填寫“師幼關(guān)系量表”,請(qǐng)另一名帶班教師填寫“幼兒人格教師評(píng)定問卷”,要求教師根據(jù)本班幼兒3個(gè)月的行為表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)定,評(píng)定時(shí)間均為1周｡由于本研究同時(shí)關(guān)注教師期望的班級(jí)效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng),故從多水平的分析方法入手對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析｡數(shù)據(jù)分析時(shí),首先將教師期望和師幼關(guān)系以班級(jí)為單位進(jìn)行組中心化,用以分解組內(nèi)和組間效應(yīng),以教師期望和師幼關(guān)系的班級(jí)均值作為層2(班級(jí))變量,以中心化的教師期望和師幼關(guān)系作為層1(個(gè)體)變量;然后,在控制了層2的組間效應(yīng)后,考察層1變量間的中介效應(yīng),研究模型｡中介效應(yīng)分析采用多數(shù)學(xué)者推薦的系數(shù)乘積法,即檢驗(yàn)a×b是否顯著(Zhao,Lynch,&Chen,2010;方杰,溫忠麟,張敏強(qiáng),任皓,2014),采用的分析軟件為Mplus7.0,所參考的語句來自Preacher等人(2010)的文章｡

3結(jié)果

3.1共同方法偏差檢驗(yàn)
為避免共同方法效應(yīng),研究從程序安排和統(tǒng)計(jì)處理兩個(gè)方面進(jìn)行了控制｡在程序控制方面,采用了測(cè)量時(shí)間上控制,期望問卷為開學(xué)初評(píng)定,師幼關(guān)系問卷為學(xué)期末評(píng)定,同時(shí)為了避免一個(gè)教師評(píng)多個(gè)問卷,請(qǐng)班里另一個(gè)帶班老師評(píng)價(jià)人格問卷｡在統(tǒng)計(jì)處理方面,進(jìn)行了Harman單因素同源誤差檢驗(yàn)(周浩,龍立榮,2004)｡將教師期望､師幼關(guān)系和人格問卷的所有項(xiàng)目一同納入進(jìn)行探索性因素分析,查看因子旋轉(zhuǎn)前的結(jié)果,如果第一個(gè)主成分能夠解釋方差的大部分變異(累計(jì)貢獻(xiàn)率超過40%),則認(rèn)為存在嚴(yán)重的共同方法偏差｡本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),未旋轉(zhuǎn)情況下共提取了18個(gè)主成分,第一個(gè)主成分只解釋了總方差變異的25.43%,共同方法偏差程度不嚴(yán)重｡

3.2變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
以往的研究顯示,幼兒的年齡和性別能夠?qū)處熎谕?#65380;師幼關(guān)系､人格各維度產(chǎn)生影響,因此本研究將幼兒性別和月齡納入到數(shù)據(jù)分析當(dāng)中｡我們看出,教師期望和師幼關(guān)系,人格的各維度之間呈顯著正相關(guān);師幼關(guān)系和人格的各維度均成顯著正相關(guān);另外月齡與人格各維度均成顯著正相關(guān),性別與智能特征､認(rèn)真自控､親社會(huì)性顯著相關(guān),說明二者對(duì)人格會(huì)產(chǎn)生影響｡因此,在后面的數(shù)據(jù)分析時(shí),將月齡和性別作為控制變量參與到數(shù)據(jù)分析｡

3.3自變量､中介變量聚合到班級(jí)層面的適用性分析
由于班級(jí)平均教師期望和班級(jí)平均師幼關(guān)系是由個(gè)體變量匯聚而成,屬于情境變量,因此需要進(jìn)行聚合指標(biāo)適用性檢驗(yàn)｡本研究中采用的聚合指標(biāo)為ICC(1)､ICC(2)和Rwg｡教師期望的ICC(1)=0.46,ICC(2)=0.98,Rwg-mean=0.95;師幼關(guān)系的ICC(1)=0.37,ICC(2)=0.93,Rwg-mean=0.98｡
ICC(1)值和ICC(2)值均大于判斷標(biāo)準(zhǔn)0.12和0.60(楊建鋒,王重鳴,2008),班級(jí)平均Rwg值也都在0.70以上,說明教師期望和師幼關(guān)系有顯著的組間異質(zhì)性和組內(nèi)一致性(方杰,張敏強(qiáng),邱皓政,2010),可以將其班級(jí)均值作為層2(班級(jí))變量｡

3.4師幼關(guān)系在教師期望對(duì)人格各維度影響的多層中介效應(yīng)檢驗(yàn)
首先,在不含有任何預(yù)測(cè)變量的兩水平模型(參見M0),分解因變量組間(班級(jí)水平)和組內(nèi)(個(gè)體水平)變異,計(jì)算組內(nèi)相關(guān)ICC(1),檢驗(yàn)是否有必要進(jìn)行多水平分析｡結(jié)果人格智能特征､認(rèn)真自控､外傾性､親社會(huì)性､情緒穩(wěn)定性維度的ICC(1)值分別為0.18､0.24､0.18､0.37､0.58,均大于0.06,說明有必要進(jìn)行多層級(jí)分析(溫福星,2009)｡
其次,采用系數(shù)乘積法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)｡首先計(jì)算層1､層2的自變量到中介變量的路徑系數(shù)γa110､γa201和層1､層2的中介變量到因變量的路徑系數(shù)γb120､γb202;然后檢驗(yàn)a×b是否顯著,即組內(nèi)中介效應(yīng)γa110×γb120和組間中介效應(yīng)γa201×γb202的顯著性,當(dāng)a×b顯著時(shí),中介路徑存在,反之則中介路徑不存在;最后,再深入探討各個(gè)路徑的主效應(yīng)情況｡

4討論

研究表明,控制性別和年齡后,個(gè)體水平上,教師期望對(duì)幼兒人格的智能特征､認(rèn)真自控､外傾性及親社會(huì)性仍有正向的預(yù)測(cè)作用,對(duì)情緒穩(wěn)定性沒有預(yù)測(cè)作用｡這一結(jié)果與我們的預(yù)期和編制幼兒教師期望問卷時(shí)的訪談結(jié)果(李淼,楊麗珠,杜文軒,2015)基本相符｡在前期的半結(jié)構(gòu)訪談中,教師提到喜歡班級(jí)內(nèi)頭腦靈活､能夠自我約束,關(guān)心其他小朋友,積極參加集體活動(dòng)的幼兒,這與包含“聰慧性”的智能特征,包含“抑制沖動(dòng)､堅(jiān)持自制”的認(rèn)真自控,包含“合群守禮､同情利他”的親社會(huì)性以及包含“主動(dòng)活躍”的外傾性的人格特征有關(guān)｡因此,當(dāng)教師對(duì)某個(gè)幼兒形成較高水平的期望時(shí),可以積極影響人格的智能特征､認(rèn)真自控､親社會(huì)性和外傾性｡而在與教師交談時(shí),教師對(duì)幼兒情緒方面較少提及,使得教師期望對(duì)幼兒情緒穩(wěn)定方面沒有顯著的預(yù)測(cè)作用｡
從另一個(gè)角度思考,即使教師對(duì)幼兒產(chǎn)生的期望存在偏差,也可能通過對(duì)幼兒的態(tài)度､教育行為上的影響來促使幼兒朝著教師期望的方向發(fā)展,即所謂的自我實(shí)現(xiàn)預(yù)言(Jussim,1989;Jussim&Harber,2005)｡Cood和Brophy(1987)提出教師對(duì)待高､低期望學(xué)生的態(tài)度和行為方式存在差別,并通過觀察總結(jié)出17種教師對(duì)待不同期望學(xué)生的差別行為,包括回答問題時(shí)教師等待時(shí)間的長短差異,表揚(yáng)批評(píng)次數(shù)的差異,互動(dòng)過程的差異等｡因此,推測(cè)到本研究中,當(dāng)教師對(duì)幼兒形成高的期望時(shí),可能在互動(dòng)行為上,機(jī)會(huì)分配上,反饋評(píng)價(jià)等方面促進(jìn)幼兒人格的發(fā)展｡
雖然班級(jí)平均教師期望僅對(duì)認(rèn)真自控維度有顯著的預(yù)測(cè)作用,但我們也不能忽視這一重要結(jié)果｡認(rèn)真自控是人格的調(diào)控系統(tǒng),幼兒自我控制能力高的兒童,學(xué)齡期學(xué)校適應(yīng)方面總體發(fā)展也好(楊麗珠,王江洋,2007;張萍,梁宗保,陳會(huì)昌,張光珍,陳欣銀,2014),說明認(rèn)真自控是學(xué)前期教師關(guān)注的重心,教師不僅對(duì)幼兒具體行為提出自我約束的要求,同時(shí)也在班級(jí)管理過程中向幼兒傳遞自控的期望｡
通過統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn),師幼關(guān)系在教師期望對(duì)人格的影響中起到中介作用｡師幼關(guān)系是師幼互動(dòng)的結(jié)果,更容易被教師和幼兒感知,從而影響幼兒的發(fā)展｡結(jié)果表明,控制了幼兒性別和年齡后,個(gè)體層面上,師幼關(guān)系是教師期望對(duì)認(rèn)真自控､外傾性､親社會(huì)性和情緒穩(wěn)定性的中介變量,即教師對(duì)某幼兒期望高,師生關(guān)系越好,幼兒更加外向,情緒更加穩(wěn)定,表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為､做事更認(rèn)真盡責(zé)､有較高的自我控制能力｡
首先,本研究中,不論是班級(jí)還是個(gè)體層面,均是教師期望越高,師幼關(guān)系越好,表明當(dāng)教師對(duì)幼兒產(chǎn)生積極期望時(shí),容易創(chuàng)建融洽的師幼關(guān)系｡教師對(duì)于幼兒學(xué)業(yè)､行為和社會(huì)互動(dòng)方面有積極地期望,那么就會(huì)在教育過程中付諸更多期望行為,如更愿意參與到幼兒活動(dòng)中,并及時(shí)地給予指導(dǎo),也更會(huì)積極地去調(diào)和同伴間的矛盾等,這些實(shí)際的參與和教育過程,極大地提高了師生之間的互動(dòng)水平;同時(shí)幼兒有自我認(rèn)知積極偏向的特點(diǎn)(沈悅,楊麗珠,滿晶,劉歌,馬世超,2016),教師增強(qiáng)的互動(dòng)模式,更容易讓幼兒理解教師的善意,也就更愿意與教師進(jìn)行交往,進(jìn)而有良好的師幼關(guān)系;另外,教師期望除了明顯的外顯行為外,有時(shí)產(chǎn)生的差別行為隱蔽和微妙,如教師和兒童間眼神的交流,這類行為很難被研究者觀察和測(cè)量到,但是的確能夠被兒童接收到并做出相應(yīng)的解釋,對(duì)教師產(chǎn)生親密的心理聯(lián)系,有助于建立良好的師幼關(guān)系｡
其次,教師期望能夠通過師幼關(guān)系對(duì)人格的認(rèn)真自控､外傾性､親社會(huì)性和情緒穩(wěn)定性產(chǎn)生影響,師幼關(guān)系是教師期望影響人格諸維度的中介變量｡當(dāng)師幼關(guān)系融洽時(shí),幼兒能感受到自己在教師心目中的地位和價(jià)值,更愿意接受和內(nèi)化成人的期望和要求,從而提高其社會(huì)適應(yīng)性的發(fā)展(Pianta,1994;Pianta,Nimetz,&Bennett,1997;O’Connor,Dea-ring,&Collins,2011),幼兒便會(huì)更愿意參與到人際活動(dòng)中,通過學(xué)習(xí)和模仿,提高幼兒人格各個(gè)特質(zhì)的發(fā)展水平｡具體而言,教師對(duì)于幼兒社會(huì)互動(dòng)方面積極的期望,會(huì)提高教師與幼兒之間的互動(dòng)頻率和質(zhì)量,進(jìn)而提高師幼關(guān)系的水平,幼兒也由于更加喜愛教師,一方面更愿意符合教師的期望要求,另一方面幼兒也更愿意做出相對(duì)好的行為,如高水平的自我控制能力,愿意幫助他人,活潑外向(Howes etal.,1994;O’Connor et al.,2011)和良好的情緒控制能力等,以此獲得教師表揚(yáng),保證良好的師幼關(guān)系進(jìn)行下去｡此外,師生關(guān)系質(zhì)量高不僅有助于師幼間積極的互動(dòng)行為,還有助于營造安全的情感氛圍,當(dāng)幼兒感到安全時(shí),他們更喜歡幼兒園生活,更愿意與老師､同伴發(fā)生互動(dòng)行為､建立情感關(guān)系,把教師所期望的內(nèi)容付諸實(shí)踐,進(jìn)而提高幼兒人格的發(fā)展｡
另外,我們也應(yīng)看到相關(guān)分析表明師幼關(guān)系和智能特征呈顯著正相關(guān),以往研究也顯示師生關(guān)系與兒童的智力水平呈顯著正向關(guān)(Roorda,Koomen,Spilt,&Oort,2011)｡但就本研究的結(jié)果顯示,在幼兒階段,良好師幼關(guān)系與幼兒的外傾性､親社會(huì)性､情緒穩(wěn)定性､認(rèn)真自控人格特質(zhì)聯(lián)系更緊密,說明與那些具有高創(chuàng)造力但不合作的幼兒相比,教師更欣賞和積極對(duì)待那些具有合作性和堅(jiān)持性的幼兒,師幼關(guān)系更好｡
對(duì)于今后的研究,我們認(rèn)為,首先,本研究?jī)H采用了問卷法進(jìn)行了測(cè)量,單一方法的測(cè)量雖然時(shí)效性和操作性強(qiáng),但對(duì)于問題的深入探討是有限的,未來的研究將采用多種方法綜合的手段進(jìn)行測(cè)量,如情境實(shí)驗(yàn)､訪談､日常觀察等方法,甚至是腦電､眼動(dòng)等現(xiàn)代化的手段;其次,本次研究?jī)H選取了師幼關(guān)系和教師期望作為影響因素進(jìn)行探討,今后的研究中將選取更多有代表性的變量,如,家庭教養(yǎng)方式､學(xué)生知覺到的教師期望､友誼質(zhì)量等,全面地對(duì)幼兒人格影響機(jī)制進(jìn)行探討;最后,我們將在深入研究教師期望對(duì)幼兒影響的同時(shí),繼續(xù)探討如何改變教師對(duì)幼兒的負(fù)性認(rèn)知,設(shè)計(jì)培養(yǎng)方案,建立積極的教師期望來提高教師自身素質(zhì)､促進(jìn)教育公平｡
最后,在本研究中,師幼關(guān)系并沒有在教師期望對(duì)智能特征發(fā)揮中介作用,說明教師期望對(duì)智能特征的影響,并不需要通過師幼關(guān)系的間接路徑｡教師期望對(duì)智力的預(yù)測(cè)性遠(yuǎn)遠(yuǎn)要大于師幼關(guān)系,與以往研究者認(rèn)為教師期望關(guān)注學(xué)生智力發(fā)展?jié)撃苁且恢碌?#65377;

5結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn),教師期望效應(yīng)可以通過兩個(gè)途徑實(shí)現(xiàn),一是直接途徑,即教師有差別地對(duì)待學(xué)生(如提供不同的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)),而直接影響學(xué)生的行為;二是間接途徑,以社會(huì)認(rèn)知為中介,在期望傳遞過程中,學(xué)生對(duì)教師期望的知覺和評(píng)價(jià)起到中介作用｡這就表明,教師期望的作用是通過教師與學(xué)生雙方的互動(dòng)過程,比如師生關(guān)系而發(fā)揮作用的｡研究者在論述教師期望和師幼關(guān)系二者關(guān)系時(shí),發(fā)現(xiàn)教師期望對(duì)幼兒態(tài)度､交往方式等方面的影響,是造成不同師幼關(guān)系的原因之一(Rubie-Davies,Peterson,Sib-ley,&Rosenthal,2015)｡
(1)個(gè)體層面和班級(jí)層面教師期望對(duì)師幼關(guān)系均有顯著預(yù)測(cè)作用｡
(2)個(gè)體層面上教師期望對(duì)人格智能特征､認(rèn)真自控､外傾性和親社會(huì)性有顯著的預(yù)測(cè)作用;班級(jí)層面,班級(jí)平均教師期望對(duì)認(rèn)真自控有顯著預(yù)測(cè)作用｡
(3)個(gè)體層面上,師幼關(guān)系是教師期望影響人格的認(rèn)真自控､外傾性､親社會(huì)性和情緒穩(wěn)定性的中介變量;班級(jí)層面上師幼關(guān)系無顯著的中介作用｡
綜上所述,以往研究?jī)H從個(gè)體或班級(jí)某個(gè)層面探討了環(huán)境因素對(duì)個(gè)體心理發(fā)展的影響,較少綜合兩個(gè)層面探討兒童心理的影響機(jī)制｡故本研究將采用多層線性模型從班級(jí)和個(gè)體兩個(gè)層次探討教師期望､師生關(guān)系對(duì)幼兒人格的影響,并提出假設(shè):在班級(jí)層面上,教師對(duì)班級(jí)整體的期望會(huì)以班級(jí)整體的師幼關(guān)系為中介變量正向預(yù)測(cè)幼兒人格的各個(gè)維度｡在個(gè)體層面上,教師期望會(huì)以師幼關(guān)系為中介變量正向預(yù)測(cè)幼兒人格的各個(gè)維度｡

參考文獻(xiàn):(略)