社会经济地位与教师关怀行为关系：主观幸福感的中介作用

雷 浩， 李 静

(华东师范大学课程与教学研究所，上海 200062)

一、引言

目前教师关怀行为(Teachers’ caring behavior)的研究主要集中于探究其发展特征[1]以及其对学生学业成绩的影响等方面。[2]其是指教师为了建构一种良好的师生关系，而在教育教学过程中尽职尽责地完成教学任务，投入时间来支持学生发展，并且包容学生等诸多行为活动的综合体现。[3]由其定义可知，教师关怀行为是师生关系的重要表现形式，而既往研究表明，社会经济地位(Social Economic Status,SES)能够正向预测良好的师生关系，[4]还有研究指出社会经济地位能够有效预测教师支持行为。[5]同时，根据一般学习理论中行为形成机制可知，背景因素对个体行为的形成具有重要影响。[6]综合上述分析不难推断教师的社会经济地位是影响教师关怀行为重要因素。

然而，随着研究方法进步，有教育与心理统计学家指出仅仅探讨变量之间的相关是远远不够的，更深层次的作用过程可以通过中介机制的考察来实现。那么到底什么因素在社会经济地位和教师关怀行为之间起中介作用呢？文献检索发现，教师的主观幸福感可能是社会经济地位与教师关怀行为之间的中介变量。主观幸福感是指个体根据自身标准对其生活质量的整体评估，包括认知评价和情感体验两个成分。[7]现有研究发现，社会经济地位能够有效预测个体的主观幸福感，比如，杨帆以北京市为例进行调查发现，经济因素是决定个体幸福感的重要变量；[8]Veenhoven(1991)的研究也显示，与贫困个体相比较，富裕个体更加容易感受到幸福。[9]教师作为一种特殊的社会个体而存在，因此可以推断教师的社会经济地位能够影响教师的主观幸福感。由一般学习理论可知，认知和情感的反应会造成个体行为的差异。[10]而本研究中主观幸福感既包括认知成分又涉及情感成分，据此可以推断，教师的主观性幸福感是能够作用教师关怀行为的。并且，主观幸福感与个体行为的相关研究也显示，主观幸福感能够显著预测个体行为。[11],[12]因此，教师的主观幸福感能够正向预测教师关怀行为。

综合上述分析，本研究聚焦于考察主观幸福感在社会经济地位和教师关怀行为之间的中介作用。即首先分析社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为之间的相关；然后运用结构方程模型来考察主观幸福感在社会经济地位中的中介作用；最后探究上述中介模型中是否存在性别差异和城乡分布差异。

二、研究对象与方法

(一)研究对象

本研究采取整群取样的方法，从湖北省咸宁市某县调查小学、初中和高中教师320名，最后回收316份问卷，然后删除作答不完整的4份，最后有效问卷312份，有效率为97.5%。其中小学教师132名，所占比例为42.30%；初中教师109名，所占比例为34.94%；高中教师71名，所占比例22.76%。女教师为212名，所占比例为67.95%，男教师为100名，所占比例为32.05%。城镇教师为169名，所占比例为54.17%；乡村教师为143名，所占比例为45.83%。

(二)研究工具

1.社会经济地位量表

社会经济地位的测量有多种方法，其中比较典型要数Bradley(2002)建立的家庭经济收入、受教育程度和职业作为测量社会经济地位的指标。[13]由于本研究是研究教师的社会经济地位(所有教师的职业是一样的)，因此这里主要以学校的类别来代替职业；就学校的类别而言主要划分为四个等级：省重点、市重点、县重点和一般学校。教师的受教育程度主要划分为四个等级：高中、大专、本科、硕士及以上。对于家庭收入的测量,为了克服教师在经济水平自我评价时候出现从众效应，这里主要用家里的电脑、洗衣机、书房等八项家里日常设施为测试项目，如果教师回答“是”记1分，“不是”记0分，计算被试在这个选项上的得分情况，然后与权重相乘，最后得出家庭经济指数。

然后采用探索性因素分析对上述3个指标进行分析，以便检验它们是否适合整合成一个综合指标。通过探索性因素分析发现，Bartlett球形检验值为120.12，P<0.01，样本适应性指标KMO为0.781，这表明上述三个指标是可以合并进行因子分析。采用最大正交旋转提取主成分的方法对三个指标进行探索性因素分析，结果显示特征根大于1的因子有且仅有一个，总方差解释率为54.33%，这说明这三个指标可以整合成一个因子。探索性因素分析还显示，三个指标的因子负荷分别为：家庭经济为0.78，受教育程度为0.67，学校类型为0.71。接下来对上述三个指标的分数进行标准化，然后以标准分乘以各指标的因子负荷，再接着将乘以因子负荷之后的三个分数相加，就得出社会经济地位的总分，计算社会经济地位的公式如下。

Z总社会经济地位= 0.78×Z家庭经济+0.67×Z受教育程度+0.71×Z学校类型

2.主观幸福感问卷

国际上常用的测量主观幸福感的指标主要是生活满意度(Satisfaction with life scale，SWLS)和积极消极情绪量表(Positive affective and negative affective，PANAS)。生活满意度是由Diener(1985)编制的，该问卷主要包括5个项目，采用李克特7点计分，从“非常不同意”到“非常同意”，得分越高代表生活满意度水平越高。[14]积极消极情绪问卷是由Waston(1988)编制，该问卷包括消极情绪和积极情绪词汇各10个，采用李克特5点计分，从“完全没有”到“非常多”。[15]分别对消极和积极情绪词汇进行相加，然后得出积极或者消极情绪分数，分数越高代表积极或者消极情绪水平越高。为了得出主观幸福感的最终指标，根据以往研究的建议，首先对生活满意度、积极情绪和消极情绪得分进行标准化，然后用生活满意度标准分加上积极情绪标准分减去消极情绪标准分，得出主观幸福感的最终指标，具体计算公式如下：

Z主观幸福感= Z生活满意度+Z积极情绪-Z消极情绪

3.教师关怀行为量表

本问卷采用雷浩编制的《教师关怀行为问卷》，该问卷由尽责性、支持性和包容性三个维度组成。[16]该问卷共由18个项目组成，尽责性包括7个项目，支持性包括6个项目，包容性包括5个项目，其中尽责性是指教师按要求完成教学任务，比如，“我能够认真地完成课堂教学”等项目；支持性是指教师投入时间对学生进行鼓励和支持，比如，“我对我的提问能够详细地给予解答”等项目；包容性是指教师在情感上尊重和接纳学生，比如，“当学生的观点与我观点冲突时，我会尊重学生的观点”等项目。原问卷信效度良好，问卷采用5点计分，从“非常不同意”到“非常同意”。本研究对问卷进行验证性因素分析，结果如下：χ2/df为4.12，GFI为0.909，CFI为0.915，TLI为0.921，IFI为0.901，RMSEA为0.039。这说明该问卷信效度良好。

(三)共同方法偏差分析

采用自我报告法的研究可能会存在共同方法偏差(common method biases)问题，因此，研究者通常采用程序控制器和统计控制两种方法对其进行修正。[17]本研究先采用高信效度测量工具、反向计分题、强调保密性等方式进行程序控制。在数据收集完成后，进一步采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行检验，结果表明，第一个因子解释的变异量为22.43%，小于临界标准40%，这表明共同方法偏差不显著。

(四)研究程序与数据处理

以各学校的德育处主任为主试，并且对各学校参加测试的教师进行测试说明(即不让主任对测试进行干预)，并且要求德育主任读测试指导语，以确保测试的有效性。整个测试大约在15分钟完成。

本研究收集的数据采用SPSS16.0软件进行录入和管理，并用SPSS16.0和AMOS4.0两个软件进行数据分析。

三、研究结果

(一)社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为之间的相关

社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为之间的相关分析发现(具体见表1)，社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为总分以及各维度之间的均存在显著的正相关。这为进一步的中介效应分析提供了基础。

(二)主观幸福感在社会经济地位和教师关怀行为之间的中介作用分析

本研究假设主观幸福感是社会经济地位和教师关怀行为之间中介变量，而这三个变量中，社会经济地位和主观幸福感是显变量，教师关怀行为为潜变量。根据结构方程模型的建模要求，需要根据潜变量的维度来建立测量模型，在本研究中只有教师关怀行为一个潜变量，即尽责性、包容性和支持性构成教师关怀行为。由上述三个变量(两个显变量一个潜变量)来建立结构方程模型，以此检验社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为之间的关系模型。具体路径分析结果见图1。

表1 社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为之间的相关分析

注：*P<0.05，*[KG-*2]*P<0.01，*[KG-*2]*[KG-*2]*P<0.001

对结构方程模型各个参数估计和检验采取方差极大似然法和Amos4.0进行，得到拟合指数见表2。根据拟合良好的标准，χ2/df小于5，RMSEA小于0.08，NFI、TLI、CFI、GFI等大于0.90，表明该模型拟合良好，为进一步检验提供了基础。采用Bootstrap 检验，得到各个路径的总效应、直接效应和间接效应及各标准误，具体结果见表3。

图1 主观幸福感的中介效应模型

模型χ2dfχ2/dfNFIRFIIFITLICFIRMSEA有中介32.542162.0340.9010.9020.9130.9000.9130.031

根据Baron 和Kenny(1986) 检验中介效应的三个步骤将上述路径系数分解。[18]没有纳入中介变量主观幸福感时，社会经济地位对教师关怀行为的预测作用的总效应c=0.38，P<0.001，自变量社会经济地位到中介变量主观幸福感的效应为0.23，P<0.001，符合中介效应检验的条件，当纳入中介变量之后，主观幸福感到教师关怀行为的效应为0.26，P<0.001，效应也显著，即可能存在部分中介效应，对结果进行Sobel、GoodmanⅠ和GoodmanⅡ检验以说明中介效应的统计显著性，具体统计检验结果分别为2.98(P<0.001)，3.13(P<0.001)，3.06(P<0.001) ，三种检验都说明了中介效应的统计显著性。中介效应的大小为c’= 0.25，占总体变异的比率为c’/ c = 46.88% ，即中介效应能够解释社会经济地位和教师关怀行为二者关系的46.88%。

表3 学习效能感中介模型的效应分解

(三)中介作用的差异检验

1.中介作用的性别差异检验

为了检验中介作用模型的性别差异，我们运用多样本的分析方法来进行分析。这种方法主要是通过设定模型系数跨性别变化得到第一个模型，接着设定模型系数跨性别等值得到第二个模型，然后通过比较来检验中介模型的性别差异。检验结果显示，跨性别变化模型和跨性别等值模型的卡方不存在显著差异(△X2(3)=18.12,P<0.01)，这说明，主观幸福感的中介作用存在显著的性别差异。然后检验每一条路径系数的性别差异，结果发现：社会经济地位对主观幸福感的预测系数(△X2(1)=8.01,P<0.01)、主观幸福感对教师关怀行为的预测系数存在显著的性别差异(△X2(1)=7.29,P<0.01)；具体表现为女教师的社会经济地位对其主观幸福感的预测系数高于男教师，女教师的主观幸福感对教师关怀行为的预测系数高于男教师。而社会经济地位对教师关怀行为的预测系数不存在性别差异(△X2(1)=1.45,P(0.05)。这说明，主观幸福感在社会经济地位和教师关怀行为间的中介作用会受到性别的调节作用。

2.中介效应的城乡差异检验

与中介效应的性别差异检验一样，这里也是采用多样本的分析方法。检验结果显示，跨城乡变化模型和跨城乡等值模型的卡方存在显著差异(△X2(3)=13.43,P<0.01)。这说明，主观幸福感在社会经济地位与教师关怀行为之间的中介作用存在显著的城乡差异。然后检验每一条路径系数的城乡差异，结果发现：社会经济地位对主观幸福感的预测系数(△X2(1)=9.10,P<0.01)、社会经济地位对教师关怀行为的预测系数存在显著的性别差异(△X2(1)=8.56,P<0.01)；具体表现为乡村教师的社会经济地位对其主观幸福感的预测系数高于城镇教师，乡村教师的社会经济地位对教师关怀行为的预测系数高于城镇教师。而主观幸福感对教师关怀行为的预测系数不存在城乡差异(△X2(1)=2.01,P(0.05)。这说明，主观幸福感在社会经济地位与教师关怀行为之间的中介作用会受到城乡差异的调节作用。

四、讨论与建议

(一)主观幸福感在社会经济地位和教师关怀行为间的中介效应，这提示我们在改善教师关怀行为的过程中应该关注教师的社会经济地位的改善和教师的主观幸福感水平的提升。

相关分析的结果显示，教师社会经济地位、主观幸福感和教师关怀行为及其三个维度之间均存在显著的正相关。这说明这三个变量之间可能存在更为紧密的关系。这为检验社会经济地位对教师关怀行为的预测作用和主观幸福感在这两者之间的中介作用提供了前提。本研究发现教师的社会经济地位能够有效预测教师关怀行为，即教师的社会经济地位越高，教师关怀行为水平也就越高。法国著名教育社会学家布迪厄指出，个体由于所处的社会阶层不同，其所拥有的文化资本、经济资本和社会资本都是不同的，这种不同就会是个体的行为方式不同。[19]本研究中的社会经济地位作为教师社会阶层的一种表现，其必然会影响到教师关怀行为的表现。同时本研究还发现，教师主观幸福感能够对教师关怀行为产生预测作用。之前少有研究对这一现象进行分析，本研究认为之所以出现这种现象是因为主观幸福感既包括认知成分又包括情感成分，其对个体行为必然产生重要影响，即这也符合我们一般的认知和情感影响行为的发展规律。

本研究中最重要的研究结论之一就是教师主观幸福感在教师社会经济地位和教师关怀行为间起着部分中介作用，即社会经济地位既能够直接作用教师关怀行为，又能够通过主观幸福感的中介作用来间接作用教师关怀行为。上面已经分析了社会经济地位直接作用教师关怀行为的原因，那么这两者之间为什么会出现主观幸福感的中介作用呢？这可以用个体行为形成的一般学习理论模型来进行解释，即个体行为的出现是社会情境因素通过作用个体的认知和情感因素，最后使得个体行为表现出现差异，即“社会环境(认知和情感)行为”。[20]本研究的社会经济地位也是个体成长的一种社会背景变量，而主观幸福感包括认知成分又涉及情感成分，因此社会经济地位能够通过主观幸福感来间接作用教师关怀行为。这提示我们社会经济地位是影响教师关怀行为的重要因素，因此，在今后在教师教育领域增加资金投入是提升教师关怀行为表现的重要策略。然而，一般而言，短期内教师的社会经济地位是无法改变的；但是，主观幸福感作为一种认知和情感因素，我们可以通过自我调节或者外部调节(比如，增加社会对教师的认同度)来增强教师的主观幸福感，进而实现改善教师关怀行为的目标。

(二)主观幸福感的中介效应存在显著的性别差异，这提示我们可以着重针对男教师主观幸福感开展针对性干预以便提升教师关怀行为水平。

本研究发现，主观幸福感中介作用的性别差异显著，具体表现为：女教师的社会经济地位对其主观幸福感的预测系数高于男教师，女教师的主观幸福感对教师关怀行为的预测系数高于男教师。女教师的社会经济地位对主观幸福感的预测系数高于男教师的原因可能是：其一，男女教师的敏感性差异。有研究表明，由于社会和生理原因，女性青年比男性青年更加敏感，更加容易体会到外界因素所带来的影响，更容易产生情绪的波动；[21]其二，与男生相比较女生对家庭的社会经济地位的依赖性更强。既往研究显示，与男性相比较，女对家庭保持更加紧密的联系，而男性更加向往自由，[22]由此导致女性教师对家庭社会经济地位带来的影响感受更加明显。综合上述分析，本研究中的女教师比男教师更容易体验到好的社会经济地位所带来的幸福感受就容易理解了。另外，本研究还发现，女教师的主观幸福感对教师关怀行为的预测系数高于男教师，这可能是因为：一方面，与男教师相比较，女教师更加感性，她们更加容易将认知和情感转化为行为表现；另一方面，中国现代背景下学校中女教师占多数，男教师更容易体验到落寞的感觉，这就抑制了教师主观幸福感。由此导致女教师的主观幸福感对教师关怀行为的预测作用高于男教师。上述分析提示我们，在通过改善教师关怀行为的过程中应该更加关注男教师，即通过针对男教师的个体特征开展针对性的干预，以便实现男教师的关怀行为水平的提升。

(三)主观幸福感的中介效应存在显著的城乡差异，这提示我们应该提高农村教师的待遇，提升教师的综合素质来实现教师关怀行为水平的改善。

本研究发现主观幸福感中介作用的城乡差异显著，具体表现为：城镇教师的社会经济地位对其主观幸福感的预测系数高于农村教师，城镇教师的社会经济地位对教师关怀行为的预测系数高于农村教师。城镇教师的社会经济地位对其主观幸福感的预测系数高于农村教师，这是因为：其一，与农村教师相比较，城镇教师的社会资源、人力资源都要比乡村教师多，这就能够让城镇教师获得更高的社会经济地位，而现有研究均指出高的社会经济地位能够显著预测个体主观幸福感；其二，城镇教师的所教的学生的见识高于农村学生，这让教师容易让教师产生一种自豪感，这种自豪感在一定程度上也表现为主观幸福感。因此，城镇教师的社会经济地位对其主观幸福感的预测作用要高于农村教师。本研究还发现，城镇教师的社会经济地位对教师关怀行为的预测系数高于农村教师，这可能是因为：一方面，与农村相比较，城镇教师的社会经济地位更高，这就进而导致他们有更多的机会接受各种先进的教育理念，这当然也包括如何更好地关怀学生，而好的理念又是支持行为的重要因素，因此城镇教师就更加容易表现出高水平的教师关怀行为；另一方面，与农村相比较，城镇的师资力量的综合素质要高一些，而一般而言，教师素质越高越是尊重学生和关爱学生。由于上述原因导致了主观幸福感的中介作用存在城乡差异。这一结果提示我们，在今后教师关怀行为的干预研究上应该着重增加对农村教师的财政帮扶力度，改善农村教师的社会经济地位，以便让农村教师有更多精力投入关怀学生的行为中。