社会情感感知对男女生阅读成绩的影响

摘 要

基于PISA2018中国四省数据，利用多层线性模型分析比较了男女学生社会情感感知对其阅读成绩的影响。结果显示：在仅考虑外部情感支持的情况下，父母情感支持和教师阅读激励均对学生阅读成绩呈极显著的正向影响，同伴合作感知仅对男生阅读成绩呈显著的负向影响。在控制学生阅读兴趣的情况下，父母情感支持和教师阅读激励的影响均减弱，相对而言，前者对男生的影响更显著，后者对女生的影响更显著，同伴合作感知对男女生阅读成绩均呈显著的负向影响。家长和教师应重视对学生的情感支持，并引导学生提高同伴合作的质量。

关键词

社会情感;父母情感支持;教师激励;同伴关系;阅读成绩

中图分类号 G40-051  文献标识码A  文章编号1005-4634（2022）02-0058-07

1 问题提出

社会情感关系中的各个方面都有可能对学生的学业成绩产生影响[1]。学生在日常生活中接触最多的社会情感关系是亲子关系、师生关系和同伴关系。研究表明，来自这三类社会关系的积极情感支持都对学生的学业成绩有显著的正向影响[2]。阅读素养作为语文学科素养的重要内涵，是学生学业成绩的考核要点，也是研究者对社会情感支持影响机制的考察对象之一。

父母是儿童发展早期接触最密切也是最早学习的对象。社会学习理论创始人班杜拉（Albert Bandura）曾提出，父母的鼓励性反馈将有利于提高儿童的自我效能感[3]。而自我效能感是预测学生学习动机和学业成绩的一个有效指标[4-5] 。杜长宏等人指出学生感知的父母情感支持越强，越有可能形成积极的情感态度和较高的自我教育期望，从而影响其阅读表现[6] 。Ramirez等人提出家长对儿童阅读与写作的评价支持能够显著解释其语文成绩[7]。但也有学者发现，家长同孩子过度或低质量的交往可能对儿童学业成绩带来负面影响[8]。

师生关系是学校中最基本、最主要的人际关系[9]。有学者发现，来自教师的情感支持对学生成绩的影响甚至超过了家长[10]。大量研究表明，积极的师生关系或教师情感支持能正向预测学业成绩[11-12] ，或通过提高学生自我效能感改善其学业成绩[13]，教师的犹疑态度则与学生成绩呈显著的负相关性[14]。但在对学生阅读素养的影响上，不同研究结果之间存在差异：贾瑜等人提出学生感受到越多的教师支持时，其阅读成绩越高[15] ;Jacqueline等人亦认为学生对教师的信任可以正向预测学生的语言成绩[16] 。然而，Mccormick等人发现，高质量的师生关系对阅读成绩的影响是不显著的[17]。

同伴关系在学校教育中也可理解为同学关系。对于同伴关系，以往的研究主要以同伴接纳作为学业成绩的预测变量，大部分学者认为同伴接纳对学业成绩有正向作用[18] ，同伴拒斥则与学业成绩呈显著负相关[19] 。另外，Roseth等人提出更高的学业成绩与合作型而非竞争型的同伴关系正相关[20] 。大部分研究结果显示同伴支持的影响在三种社会情感支持中是最小的[2，21]。也有相反的结果，如郭雯婧等人发现，同伴支持对初二学生成绩的影响是最大的[22];Jennifer则提出这些因素的影响程度存在年级差异[2]。

根据以上研究可知，社会情感支持，尤其是学生感知到的情感关系，对学生成绩的影响是值得关注的。然而，以往研究大多集中于这些因素对总体学生成绩的影响，较少关注这些影响之间的性别差异。实际上，男女生对社会情感支持的识别、接受、给予都存在差异[23]。Nalipay等人曾以父母支持为预测变量，发现父母对阅读的情绪对学生阅读成绩有显著的间接影响，而这一影响在女生中更为明显[24]。Tennant等人的研究显示，教师情感支持仅与女生阅读成绩显著相关[12]。基于上述已有研究发现和结果间的差异，为进一步探究社会情感支持是否对我国中学生阅读成绩产生显著影响、这一影响存在怎样的性别差异，本研究利用多层线性模型控制学生及学校层面背景因素，探究男女生感知的社会情感支持对其阅读成绩的影响差异，为我国未来教育提供启示。

2 研究方法

2.1 样本

本研究采用PISA2018中国四省市（北京、上海、江苏、浙江）的相关数据，共涉及361所学校12 058名学生（15岁左右），其中男生占样本总数的47.9%，女生占52.1%。样本分布特征如表1所示。

2.2 变量选择

2.2.1 阅读成绩

PISA2018阅读素养测试成绩共提供了10个似真值。为使分析结果更准确，本研究建立的每个多层线性模型均对10个阅读成绩的似真值分别进行分析，再求其均值作为最终结果。

2.2.2 学生家庭及学校背景信息

大量研究已表明，家庭ESCS（economic，social and cultural status）对学生成绩具有显著影响[25]，同时考虑到家庭教育资源作为学生课外学习资源的重要来源，对阅读成绩可能造成影响，本研究将这两个因素作为学生层面的控制变量。学校类型、规模及城乡位置通常与学校教育资源配置紧密相关。除此之外，生师比作为学校资源配置的一个重要方面，较大程度反映了学校的师资情况[26]，因而本研究将以上四个因素作为学校层面的控制变量。变量说明如表2所示。

2.2.3 社会情感感知

由于社会情感支持是对学生主体施加的外部情感支持，因而比起以父母或教师角度衡量的情感支持，本研究更在意学生感知到的情感支持。本研究采用PISA2018数据库中“学生感知的父母情感支持”和“学生感知的教师阅读激励”作为这两类社会情感支持的预测变量。

在同伴关系方面，PISA2018提供了学生感知的同伴竞争和同伴合作两个维度的测试题。测试结果均为4等级的定序变量：1为完全不符合，2为轻微符合，3为非常符合，4为完全符合，即得分越高表示认同度越高。为更准确地反映学生感知同伴关系的真实水平，本研究采用因子分析分别对这两个维度的试题提取公共因子作为多层线性模型的预测变量。在同伴竞争维度，对“同学们看起来在相互竞争”“同学们看起来很重视竞争”两个试题进行降维，提取公共因子“学生感知的同伴竞争”，因子贡献率各达81.9%。在同伴合作维度，对“同学们看起来在相互合作”“同学们看起来很重视合作”两个试题提取公共因子“学生感知的同伴合作”，因子贡献率各达91.5%。变量说明如表2所示。

2.2.4 阅读兴趣

尽管本研究的研究重点是学生感知的社会情感支持对其阅读成绩的影响，但是考虑到与外部情感支持相对应的学生内部情感动机和阅读成绩也有紧密联系[27]，本研究额外将阅读兴趣纳入分析范围，欲观察学生的阅读兴趣对男女生阅读成绩的影响差异，特别是在控制阅读兴趣的情况下，学生感知的社会情感支持影响是否发生变化。变量说明如表2所示。

2.3 数据分析方法

本研究采用SPSS21.0对数据进行初步整理与描述性统计，再使用Mplus8.1对变量进行多层线性模型分析。

首先建立如下所示零模型，分别计算男女生阅读成绩的组内相关系数ICC，判断其是否需要使用多层线性模型。

层-1：Yij=β0j+eij，eij～N（0，σ2），[JY]（1）

层-2：β0j=γ00+u0j，uij～N（0，τ00）。[JY]（2）

以女生为例，在零模型基础上，依次建立模型1：增加学生和学校背景变量;模型2：增加变量“学生感知的父母情感支持”;模型3：增加变量“学生感知的教师阅读激励”;模型4：增加变量“学生感知的同伴竞争”和“学生感知的同伴合作”;模型5：增加变量“阅读兴趣”。最终的完整模型表达式如下：

层-1：Yij=β0j+β1j X1+β2jX2+…+β7jX7+eij，[JY]（3）

[JP4]层-2：β0j=γ00+γ01Z1+γ02Z2+γ03Z3+γ04Z4+u0j，[JY]（4）

其中，X1表示家庭ESCS，X2表示家庭教育资源，X3表示学生感知的父母情感支持，X4表示学生感知的教师阅读激励，X5表示学生感知的同伴合作，X6表示学生感知的同伴竞争，X7表示学生的阅读兴趣，Z1表示学校类型，Z2表示学校城乡位置，Z3表示学校规模，Z4表示学校生师比。

对男生建立相应的模型6、模型7、模型8、模型9和模型10。

3 研究结果

3.1 描述性统计结果

描述性统计结果如表2所示。PISA2018阅读素养测试OECD平均水平为487分，本研究通过对10个似真值的平均值计算得到中国四省市男生阅读成绩平均为552.95分，女生平均为568.75分，均超过OECD平均水平，女生平均水平高于男生。在学生家庭背景方面，男女生的家庭ESCS平均水平均低于OECD平均水平，家庭教育资源均高于平均水平。在对社会情感感知方面，女生对父母情感支持和教师阅读激励的感知均高于男生，而对同伴竞争与同伴合作的感知均低于男生。另外，女生的阅读兴趣平均水平高于男生。

变量之间的皮尔逊相关系数矩阵如表3所示。本研究关注的重要变量两两之间具有显著的弱相关性，且男女生之间的情况比较接近。

3.2 多层线性模型分析结果

利用Mplus8.1进行跨级相关系数检验，结果显示，女生零模型ICC为47.51%，男生零模型ICC为45.35%，即男女生阅读成绩均有近一半的方差需要学校层面的因素来解释，因而十分有必要建立多层线性模型进行进一步分析。多层线性模型分析结果如表4所示。

3.2.1 学生家庭及学校背景因素

通过模型1和模型6可以发现，家庭ESCS和教育资源均显著正向影响了学生的阅读成绩。随着其他变量的加入，家庭ESCS的效应较为稳定，但家庭教育资源对学生阅读成绩的影响逐渐变弱。这说明家庭教育资源很可能以社会情感支持和阅读兴趣为中介变量对学生阅读成绩产生影响。在学校层面，学校类型对男女生的阅读成绩均没有显著影响;城市学校的学生阅读成绩均显著高于乡镇学校，这一影响在男生中更显著;学校规模对男女生的阅读成绩均呈显著的正向影响;生师比对二者均有显著的负向影响，在女生中的影响更显著。

在模型1和模型6中，学生家庭背景因素分别解释了男女生阅读成绩在学生水平3.1%和5.5%的方差;学校背景因素分别解释了在学校水平11.1%和10.1%的方差。

3.2.2 社会情感因素

在零模型中依次加入对父母、教师情感支持和同伴竞争与合作的感知，分别得到女生模型2、3、4，男生模型7、8、9。其中，来自父母和教师的情感支持对男女生的阅读成绩均有极显著的正向影响。以下数据解读均针对增加相应变量的模型：在控制学校水平的方差，且控制学生层面其他变量的情况下，学生感知的父母情感支持每提高1分（WLE得分），男生阅读成绩平均提高6.13分（SE=1.06，p<0.001），女生阅读成绩平均提高5.70分（SE=0.97，p<0.001）;学生感知的教师阅读激励每提高1分（WLE得分），男生阅读成绩平均提高4.23分（SE=0.98，p<0.001），女生阅读成绩平均提高4.74分（SE=0.96，p<0.001）。在女生模型中，学生感知的同伴竞争或合作对其阅读成绩均没有显著影响;男生模型中，同伴合作对其阅读成绩呈显著的负向影响（B=-3.42，SE=1.00，p<0.01）。

对模型1～4和模型6～9进行相邻比较可知，学生感知的父母情感支持分别解释了男女生在学生水平0.7%和0.8%的方差;学生感知的教师阅读激励分别解释了学生水平0.6%和0.7%的方差;学生感知的同伴竞争与合作对女生阅读成绩方差的解释没有额外贡献，对男生阅读成绩的学生水平方差解释了0.3%。

3.2.3 阅读兴趣

在模型4和模型9的基础上加入变量“阅读兴趣”后可以看到，阅读兴趣对男女生阅读成绩均有极显著的正向影响。在控制学校水平方差和学生层面其他变量时，阅读兴趣每提高1分（WLE得分），男生阅读成绩平均提高18.64分（SE=1.19，p<0.001），女生阅读成绩平均提高19.41分（SE=1.10，p<0.001）。同时，其他变量对阅读成绩的影响和显著性发生了不同程度的变化。具体来看，家庭教育资源对女生阅读成绩的影响减弱，该影响在男生模型中变为不显著。父母情感支持的感知对学生阅读成绩的影响减弱，相对而言，该变量对男生的影响更显著。教师阅读激励的感知对女生阅读成绩的影响减弱，但依然显著，而该因素对男生阅读成绩的影响不再显著。学生感知的同伴合作对阅读成绩的负向影响均变大，且在女生模型中由不显著变为显著（B=-2.77，SE=1.02，p<0.05）。学生感知的同伴竞争对阅读成绩没有显著影响。