初中留守儿童的学业自我效能与学校适应：潜变量增长模型分析*

石雷山 姜冬梅 高峰强

(1.丽水学院教师教育学院，丽水 323000；2.山东师范大学心理学院,济南 250014)

初中留守儿童的学业自我效能与学校适应：潜变量增长模型分析*

石雷山1姜冬梅1高峰强2**

(1.丽水学院教师教育学院，丽水 323000；2.山东师范大学心理学院,济南 250014)

为考察初中留守儿童学校适应的发展趋势，以及学业自我效能的变化趋势对其的影响，对142名被试进行2年4次追踪测试。结果发现：(1)初中留守儿童学校适应在2年内未出现显著下降，但起始水平和发展速度均存在显著的个体差异；(2)控制性别、社会经济地位的效应后，学业自我效能的初始水平对学校适应的初始水平具有正向影响，但对其发展速度没有影响；(3)学业自我效能的发展速度可正向预测学校适应的发展速度。

初中留守儿童 学业自我效能 学校适应 潜变量增长模型

1 问题提出

学校适应是指在学校背景下愉快地参与学校活动并获得学业成功的状况(Ladd，Kochenderfer & Coleman，1996)。适应学校生活是儿童早期发展的一个重要任务。随着社会人口流动的加剧，有类儿童由于其父母一方或双方外出打工而被迫留守老家，需要其他亲人或他人照顾。他们常被称为留守儿童。作为一个特殊群体，留守儿童的学校适应状况尤其值得关注。但纵观现有研究，少有研究能从发展动态的角度考察留守儿童的学校适应在某一时间内的发展变化，以及进一步探讨发展变化中存在个体差异的原因。用发展的视角探索留守儿童心理变化的动态曲线才是后续研究的方向(罗静，王薇，高文斌，2009)。

1.1 初中留守儿童学校适应的发展趋势

从初中开始，儿童开始进入青少年期。这一时期普遍被心理学家视为是人生中一段激情奔放、骚动不安的时期。基于横断研究表明，在进入初中教育阶段后，留守儿童在校率急剧下降，在完成初中教育方面存在比较明显的问题(周福林，段成荣，2006)。年级越高，留守儿童的学校适应状况反而越差(许传新，2010)，其学习兴趣有降低的趋势(赵景欣，杨萍，张婷，2015)。总之，通过横向比较，这些研究认为，随着年龄的增长，留守儿童学校适应的状况越来越不尽如人意。但罗静等人(2009)在总结有关留守儿童的研究后，认为留守儿童在一些方面表现出的适应不良也许只是发展中的问题，发展到一定阶段自然就会适应。不过，至今尚缺乏实证研究的支持。

关于学校适应与年龄的关系，国内以非留守儿童为被试的研究结论也不一致。一些研究表明，学校适应存在年级差异，初一学生的学校适应状况在三个年级中表现最差(刘旺，冯建新，2006)。但另一些研究却表明，初一年级学生的学校适应状况要显著好于初二学生(李文道，邹泓，赵霞，2003)，随着年级的升高，初中生学校适应能力反而不断下降(宋爱芬，张向葵，高丽，2007)。美国几项基于追踪的研究也发现，从六年级至八年级，美国初中生的学业适应呈显著的线性下降(McGill，Hughes，Alicea & Way，2012)，其学习动机和学业表现也都表现出下降趋势(Burchinal，Roberts，Zeisel & Rowley，2008)。

从发展的角度，我们认为留守儿童的学校适应状况可能要比一般儿童更为复杂。父母外出打工对儿童既有正效应，也有负效应(Leng & Park，2010)。现有研究已经不再片面夸大或是过分强调留守给儿童带来的危害，但父母的外出导致家庭教育的缺位、亲情的缺失，从而也给儿童的身心发展带来不利的影响。因此，综合上述研究结果，我们预期留守儿童在学校适应的发展上可能呈现逐步下降的趋势，并在发展上表现出显著的个体差异。

1.2 学业自我效能与学校适应

怎样提高留守儿童的学校适应水平，使留守儿童能在学校正常、健康地成长？发展情境论认为，个体也是发展的来源(Lerner & Walls，1999)。在影响人类发展的因素中，不仅只有人的基因遗传及其所处的环境经历和情境在起作用，个体具有的特征也对环境产生影响。在人的内在因素、行为和环境三者的交互关系中，Bandura(1997)也特别强调人的内在因素在三者中的决定作用，并赋予了与自我有关的认知因素在三者中的重要地位。因此，不同于以往研究多从社会支持(刘霞，胡心怡，申继亮，2008)、同伴关系(赵景欣，刘霞，张文新，2013)、亲子沟通(Su，Li，Lin，Xu & Zhu，2012)等环境或人与环境交互关系的角度分析留守对儿童的影响，我们旨在从个体自身的角度探讨影响留守儿童适应发展的因素。在个体的自身因素中，Bandura特别重视自我效能在个体行为中的作用(傅旭波，吴明证，2013；黄丽，陈维政，2012)。具体到学校教育情境，留守儿童对自己学业能力所持的效能信念，即学业自我效能将会对学校适应施加积极的影响。

学业自我效能在单一的时间点上可以预测学校适应(Elias，Noordin & Mahyuddin，2010；牟生调，赵微，2012)，但学业自我效能的发展变化是否也可以预测其学校适应的发展变化？对此，已有研究尚无涉及。社会认知理论认为个体具有预期、自我调节和自我反思的能力，因而个体的自我效能也不是一成不变的(Peterson，Luthans，Avolio，Walumbwa & Zhang，2011；Pan，2013)。相对于低学业自我效能者，一个高学业自我效能的个体，不仅其学校适应的水平本就较好，而且其学校适应的速度会更快。也就是说，学业自我效能的快速提升，能有效促进留守儿童在学校适应上的发展水平。因此，我们预期留守儿童学业自我效能的初始水平越高，学校适应的起点也高，其发展速度也越快；留守儿童学业自我效能的发展速度越快，学校适应的提升也越好。

综上所述，本研究拟从两个方面探讨留守儿童的学校适应。第一，从纵向的角度考察留守儿童学校适应的发展变化。不仅描述留守儿童在一定时间内所呈现出的整体发展趋势，还要考察其在发展过程中是否表现出显著的个体差异。第二，从动态变化的角度，考察学业自我效能与学校适应之间的关系，从而对留守儿童在学校适应发展过程中表现出的个体差异进行解释。有研究表明，初中生学校适应存在性别差异(张效芳，杜秀芳，2014；刘旺，冯建新，2002)，家庭社会经济地位也会影响学校适应(Wentzel，2003)。因此，在探讨学业自我效能与学校适应之间的关系时，我们将控制性别和家庭社会经济地位的效应。

2 研究方法

2.1 样本

根据已有研究，留守儿童是指父母一方或双方离开家庭达6个月以上的儿童(周福林，段成荣，2006)。为保证四次测查的被试均符合留守儿童的操作定义，要求本研究的留守儿童在调查的任意1年内，其父母一方或双方离开家庭都要达到6个月及以上。最终，符合这一要求的被试共142名，分别取自江苏省苏北某农村地区的3所中学。其中，男生81人(57.0%)，女生51人(43.0%)。追踪测试从初一年级第一学期开始，一直追踪到初二年级，历时2年，共测查了4次，四次的测查时间都安排在每一学期的期中考试后2周内。由于被试生病或其他的各种原因，参加测查的被试存在一定的流失。第2、3、4次分别流失被试5、2、4人。对流失被试和参加研究的被试进行卡方和t检验，结果表明性别比(χ2(1)=0.83，p>0.05)，第一次测试时的家庭社会经济地位(t(141)=0.12，p>0.05)、学业自我效能(t(141)=0.87、p>0.05)、学校适应(t(141)=0.98，p>0.05)均不存在显著差异，这表明被试不存在结构化流失。

2.2 测量

2.2.1 家庭社会经济地位

采用石雷山等人(2013)测量家庭社会经济地位方法。家庭社会经济地位指数一般由家庭收入、父母受教育水平与父母职业合成。家庭收入采用Currie等(1997)测量学生家庭财富方法，要求学生回答4个问题：“你拥有属于你自己的卧室吗？”“你家是否拥有一辆小汽车、货车或卡车？”“你家有几台电脑？”“过去12个月里，你与家人一起旅游的次数？”父母受教育水平包括“小学或小学以下”“初中(含初中未毕业)”“高中或中专(含高中未毕业)”“大专(含夜大、电大)”“大学本科”“研究生(硕士或博士)”六类。依照有关职业分类的标准，父母职业被分成5个等级。分别将家庭收入、父母受教育水平和父母职业的得分转化为标准分后相加合成一个家庭社会经济地位的指标。

2.2.2 学业自我效能

采用石雷山等人(2013)修订的初中生学业自我效能量表。学业自我效能包括学习能力自我效能与学习行为自我效能两个维度。采用6级记分法，从完全不赞成到完全赞成。在本研究中，该量表及其各因子的α系数分别为0.93、0.91、0.87，其验证性因素分析的结果为:χ2/df=2.67，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.07，SRMR=0.02。

2.2.3 学校适应

采用吴武典(1997)编制的学校适应量表，该量表包括学业适应、常规适应、师生关系适应、同学关系适应和自我适应5个维度，每个维度10个项目。该量表常被用于测量初中生的学校适应(廉串德，郑日昌，2002；彭彦琴，江波，田婷婷，2011；侯静，2012)。在本研究中，学校适应量表的验证性因素分析结果为χ2/df=4.68，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.08。学业适应、常规适应、师生关系、同学关系和自我适应的α系数分别为0.95、0.92、0.96、0.91、0.91，总量表的α系数为0.99。

2.3 数据分析方法

本研究采用Mplus 7.0构建潜变量增长模型(LGM)分析学校适应的发展轨迹及其学业自我效能对其的影响。

3 研究结果

3.1 初步统计分析

四次测量的学校适应及其他变量的均值、标准差及相关系数矩阵如表1所示。四次测量的学业自我效能与学校适应之间呈显著正相关，且其相关强度有逐步上升的趋势。四次测量的学校适应之间也呈中等程度的正相关。

表1 研究变量之间的相关、平均数与标准差

注：男记为1，女记为0；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.2 学校适应增长的无条件模型

为了检验留守儿童学校适应的发展轨迹是线性的还是非线性的，我们分别构建了3个无条件潜变量增长模型：(1)线性无条件模型；(2)二阶曲线无条件模型；(3)自由估计的无条件模型。

表2 留守儿童学校适应的无条件潜变量增长竞争模型的拟合指标

注：自由估计的无条件模型，结果没有收敛，故未提供拟合指标。

线性无条件模型和二阶曲线无条件模型的拟合结果见表2，而自由估计的无条件模型没有收敛，因而我们只对线性无条件模型和二阶曲线无条件模型进行比较。两个模型的χ2/df都不显著，但二阶曲线无条件模型的TLI小于0.90，RMSEA远大于0.08，模型拟合得很不理想，比线性无条件模型要差(王济川，王小倩，姜宝法，2011)。Kline(2005)认为SRMR小于0.10，模型也可以接受。因此，从总体看，线性无条件模型的各项拟合指标均达到要求，说明该模型可以接受。无论是嵌套模型，还是非嵌套模型，模型比较都可应用信息标准指数如AIC、BIC和ABIC等。如果BIC的绝对值差在2～6之间时，表明两模型存在差异；如果BIC的绝对值差在6～10之间时，表明两模型存在很大的差异；如果BIC的绝对值差大于10，则表明两模型存在极大的差异(王济川，王小倩，姜宝法，2011)。通过对BIC值进行比较，两个模型的BIC差值为13.84，因而可以认为两个模型之间存在极大的差异，应该接受BIC值较小，并更为简约的线性无条件模型。

学校适应的线性无条件潜变量增长模型的各项参数估计如表3所示。在线性无条件模型中，留守儿童学校适应的截距均值为4.22(p<0.001)；斜率均值为-0.01(p>0.05)；截距与斜率之间的相关r=-0.02(p>0.05)。由此可以看出，第一次测量的初中留守儿童的学校适应显著不为0。初中留守儿童学校适应的线性发展趋势不显著。此外，学校适应的初始水平与发展速度之间的相关也不显著。但是，学校适应截距的方差σ2=0.20(p<0.001)和斜率的方差σ2=0.02(p<0.05)都显著。这说明留守儿童学校适应的初始水平和发展速度存在显著的个体差异。

表3 学校适应的潜变量无条件增长模型的参数估计结果

3.3 留守儿童学校适应的增长：学业自我效能的影响

由于留守儿童学校适应的初始水平和发展速度存在显著的个体差异，我们将考察留守儿童在学业自我效能上的发展变化是否可以解释其在学校适应发展中存在的显著个体差异。为此，我们构建学校适应的潜变量条件增长模型，并用学业自我效能的截距和斜率预测学校适应的初始水平和增长速率。同时，在该模型中，我们还将控制留守儿童的性别、社会经济地位(第一次测量)对学业自我效能和学校适应的初始水平和增长速率的影响。

在预测学校适应前，我们先构建学业自我效能的潜变量条件增长模型，其方法和步骤如前。通过对线性无条件模型、二阶曲线无条件模型和自由估计的无条件模型的比较，根据模型的先前判别标准，最终我们选择线性无条件模型。该模型的各项拟合指标为χ2/df(3.67/5)=0.73，RMSEA=0.000(95%的置信区间为0.000-0.099)，CFI=0.999，TLI=0.996，SRMR=0.025。各项拟合指标良好。接着，我们用学业自我效能模型中的截距和斜率去预测学校适应的线性增长。该结果见图1，其各项拟合指标为χ2/df(53.26/32)=1.66，RMSEA=0.068(95%的置信区间为0.033-0.100)，CFI=0.918，TLI=0.888，SRMR=0.082。总体来看，除TLI指标略低外，其余各项拟合指标良好。在学业自我效能与学校适应的潜变量增长模型中，学业自我效能的截距对学校适应截距的回归系数β=0.84(p<0.001)；学业自我效能的截距对学校适应斜率的回归系数β=0.26(p>0.05)；学业自我效能的斜率对学校适应斜率的回归系数β=0.93(p<0.001)。学业自我效能的截距与斜率的相关系数r=-0.48(p<0.01)；学校适应的截距与斜率的相关系数r=-0.62(p>0.05)。由结果得知，学业自我效能的截距对学校适应的截距具有显著的正向影响，但对学校适应斜率的影响不显著。学业自我效能的斜率对学校适应的斜率具有显著的正向影响。此外，学业自我效能的初始水平与发展速度存在负向关联，但学校适应的起点与发展速度之间没有显著联系。从总体看，学校适应截距的方差被解释了0.654(p<0.001)；学校适应斜率的方差被解释了0.707(p<0.001)。学校适应在截距和斜率上的变异得到大部分的解释，学业自我效能对学校适应的预测效果比较理想。

在该模型中，只有性别与学业自我效能的截距具有显著的相关，控制变量(性别和社会经济地位)的其余效应均不显著。为保持图形的美观和简洁，上述结果就没有在图1中表示。

4 讨 论

4.1 初中留守儿童学校适应的发展趋势

通过历时2年的4次追踪，本研究首先考察初中留守儿童学校适应的发展趋势。从潜变量的线性增长模型的参数来看，斜率虽为负值，但不显著。这表明，初中留守儿童学校适应的线性下降趋势不显著。该发现与我们先前的预期不一致，也不同于已有的横断结论。横断研究认为，随着年龄的增长，初中留守儿童的学校适应会越来越差(许传新，2010；赵景欣，杨萍，张婷，2015；周福林，段成荣，2006)。但本研究基于2年的追踪却发现，随着时间的延展，留守儿童在学校适应上并没有表现出明显的下降趋势。

我们认为尽管留守隔断了与父母的直接联系，但父母的外出也不是毫无积极意义的(Leng & Park，2010)。父母外出也创造了能够接受到更多的新观念、新信息的机会，这会促使父母反思或改变自己的教育方式和亲子互动的模式。这些方面都会给留守儿童的发展带来较为积极的影响。现有研究已不再将留守儿童定位为问题儿童，甚至发现有的留守儿童表现得很出色，在各自的成长过程中，发展出积极的心理资源(罗静等，2009)。因此，从长期来看，留守给儿童带来的负面影响并没有产生累积性的附加效应。随着时间的延展，留守儿童的学校适应水平并没有随之降低。事实上，人在一生中的各个发展阶段都会遇到各种各样的适应任务和难题。作为一个较为特殊的群体，留守儿童在一些方面表现出的适应不良也许只是发展中的问题，发展到一定阶段自然就会适应(罗静等，2009)。本研究通过较长时间的追踪，对此提供了较为可靠的实证依据。

4.2 学业自我效能的发展变化对留守儿童学校适应发展趋势的影响

先前也有学者曾提到，留守儿童的心理适应存在较大的个体差异，既有适应良好的个体，也有适应不良的儿童(刘霞，胡心怡，申继亮，2008；黎志华，尹霞云，朱翠英，2013)。但遗憾的是，已有研究并未从纵向的角度继续探讨出现个体差异的原因。在探讨个体差异的成因时，追踪研究在方法上有两个关注的角度：一是通过追踪数据考察几个变量在时间序列上的先后关系；二是通过潜变量增长模型描述个体在某些变量上的发展变化，并探讨这几个变量的发展变化之间可能存在的关系(Ployhart & Vandenberg，2010)。本研究设计侧重于后者，即聚焦于发展变化所带来的影响。具体而言，我们关注于留守儿童在学业自我效能上的变化是否影响学校适应的发展。这样的追踪设计不仅更有价值，而且还可得出更为可靠的结论，从而在近年来被一些研究者倡导和采纳(Peterso，Luthans，Avolio，Walumbwa & Zhang，2011；Phan，2011)。

结果发现，在控制性别、社会经济地位的效应后，学业自我效能的初始水平对学校适应的初始水平具有显著的正向影响，这与大量基于横断研究的结论相一致。追踪研究设计进一步表明，学业自我效能的初始水平对初中留守儿童学校适应的发展速度没有影响，但学业自我效能的发展速度能正向预测初中留守儿童学校适应的发展速度。其解释率达到0.71，说明效果很好。这是以往的研究设计未曾发现的，也是难以发现的。初中留守儿童在初一入学时的学业自我效能水平只能预测当时的学校适应水平，却不能预测其学校适应在后续2年里的发展变化。学校适应在后续2年里的发展变化只受学业自我效能的发展速率的影响。这说明，留守儿童在学校适应上的发展变化取决于学业自我效能的增长与否，而与其学业自我效能的起始状态无关。这些发现都具有重要的现实意义和价值。

4.3 本研究的意义、不足及未来展望

本研究在研究设计上具有一定的创新，其研究发现也具有一定的理论意义。以往有关留守儿童的探讨多采用横断研究设计，对学校适应缺乏发展性的研究，鲜有研究能从纵向设计的角度追踪留守儿童在某个较长时间内心理发展的变化规律。本研究不仅考察了初中留守儿童学校适应的发展趋势，而且还探讨了学业自我效能的发展变化对学校适应发展趋势的影响。这种探讨多变量的发展变化之间的关系的研究设计正成为新近追踪研究的热点(Peterso etal，2011；Phan，2011)。而且，不同于以往研究大多从社会支持、同伴关系、亲子沟通等环境或人与环境交互关系的角度分析留守对儿童的影响，我们是从个体自身的角度(学业自我效能)探讨影响留守儿童学校适应发展的因素。

本研究发现具有重要的实践意义。尽管一些横断研究得出父母外出给留守儿童学校适应带来许多负面影响，但本研究基于2年追踪并未发现留守儿童在整体发展上表现出显著的下降趋势。从长期来看，留守给儿童带来的影响并没有产生累积性的附加效应。不过，留守儿童在学校适应的发展上呈现出显著的个体差异，其个体差异大部分能被学业自我效能的发展变化所解释，从而“挖掘”出造成个体差异背后的积极心理资源——学业自我效能。因此，本研究发现进一步表明留守未必一定会造成适应不良。那些能积极提升学业自我效能的留守儿童，其学校适应会越来越好。这些结论能为留守儿童的心理干预、教育政策的制定提供可靠的实证依据和新的切入视角。

本研究也存在一些不足。首先，本研究的样本量较小，取样也仅限于苏北农村地区，这影响研究结果的推论。发展趋势的自由估计模型未曾收敛可能有其部分原因。其次，受样本量的限制，本研究的留守儿童没有区分是父亲外出，或是母亲外出，还是双亲都外出。已有研究表明，父亲或母亲的外出对儿童的影响是不同的(Hu，2012)。因此，未来研究可以在追踪时，进一步考虑追踪期间父母是否再次外出，以及父亲外出或母亲外出对留守儿童学校适应发展轨迹的不同影响。再次，本研究只是描述了留守儿童学校适应的发展趋势，并未与非留守儿童学校适应的发展轨迹进行比较。未来研究如果能将留守儿童与非留守儿童的学校适应发展趋势进行比较，可能会更有利于揭示留守是否给儿童带来长期影响。最后，留守儿童的时间跨度很大，本研究限于条件只追踪了初中阶段的2年时间。以后研究可以延长追踪时间，特别是追踪考察处于小学阶段的留守儿童学校适应的发展趋势及其影响因素。

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Left-behind Children’s Academic Self-Efficacy and School Adjustment:A Latent Growth Modeling Approach

SHI Lei-shan1JIANG Dong-mei1GAO Feng-qiang2

(1.Teacher Education College, Lishui University, Lishui 323000，China;2.School of Psychology, Shandong Normal University, Jinan 250014,China)

The present study mainly aims to examine the relationship between left-behind children’ academic self-efficacy and school adjustment. Participants were 142 left-behind children in junior middle school, who were followed up for two years from grade seven to grade eight. Assessments of left-behind children’s academic self-efficacy and school adjustment were obtained from self-reports at four time points. Results showed: (1) the linear trend of left-behind children’s school adjustment was not significant, but significant individual differences in initial levels and change in left-behind children’s school adjustment were found. (2) In controlling for gender and social economic status, the initial level of academic self-efficacy has significant positive impact on the initial level of school adjustment, but not on the development speed of school adjustment. (3)The change of academic self-efficacy has positive impact on the development speed of academic school adjustment.

left-behind children in junior middle school，academic self-efficacy，school adjustment，a latent growth modeling

* 全国教育科学规划青年专项课题(EBA120331)；浙江省社科联课题(2014B023)；浙江省教育科学规划课题(2015SCG075)。

** 高峰强，男，山东师范大学教授，e-mail:gaofq_11@163.com。

B844

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1006-6020(2017)-02-0119-09