Ranjini 等人利用多組潛在成長跨域模型（ Mul-tigroup latent growth cross - domain models） 的研究[1]顯示，6 ~8 年級(jí)學(xué)生感知到的教師支持能夠預(yù)測他們的自尊和抑郁。但是對(duì)于小學(xué)生而言，他們感知到的教師支持可能具有更加不同的意義。
根據(jù) Erikson 的理論[2],小學(xué)生處于“勤奮感 vs自卑感”的特殊成長階段，能否獲得“我是努力勤奮的”這一評(píng)價(jià)對(duì)其成長極其重要。而教師無疑是該信息的重要來源。然而在日常校園生活中，除了成績，教師不經(jīng)意間流露出對(duì)學(xué)生的關(guān)心、欣賞或漠視、冷淡等情感性行為，在孩子眼里可能也會(huì)具有評(píng)價(jià)意義。這是由于小學(xué)階段的學(xué)生對(duì)教師偏于情感上的依戀，孩子對(duì)成人的情感表達(dá)已具有足夠的敏感性[3].同時(shí)小學(xué)生思維仍然處于具體運(yùn)算階段[4],他們難以區(qū)分喜歡與評(píng)價(jià)，容易將“老師喜歡我”與“我是好孩子（ 成功的孩子） ”等同。“隱性行為”較于教師給學(xué)生的學(xué)業(yè)評(píng)分、品行評(píng)語、榮譽(yù)及獎(jiǎng)勵(lì)等而言，其評(píng)價(jià)的屬性更具有隱蔽性、廣泛性和情境性。然而教師往往沒有察覺到這些行為對(duì)學(xué)生產(chǎn)生的評(píng)價(jià)作用，一般情況也很少去留意。例如，鄭維廉等運(yùn)用 IAT 方法揭示，小學(xué)教師中普遍存在對(duì)成績差的學(xué)生和農(nóng)民工子女的消極隱性評(píng)價(jià)[5-6].
而目前關(guān)于教育中“隱性因素”的研究，多集中在隱性知識(shí)、隱性課程、教師期望等，對(duì)教師“隱性評(píng)價(jià)”卻涉及甚少[7].隱性評(píng)價(jià)作為教育評(píng)價(jià)的一種類型，其對(duì)學(xué)生身心發(fā)展的影響決不亞于“顯性”評(píng)價(jià)[8].但以往的相關(guān)研究多以描述為主，缺少量化探討。
本研究根據(jù)自編的小學(xué)生感知到的教師隱性評(píng)價(jià)行為問卷[9],對(duì)教師的這些行為進(jìn)行量化分析，以了解孩子的學(xué)習(xí)成績、教師隱性評(píng)價(jià)行為及其與自尊水平和抑郁癥狀間的關(guān)系，幫助教師意識(shí)到隱性評(píng)價(jià)對(duì)小學(xué)生心理的影響，促進(jìn)教師思考并改進(jìn)自己的包括言語、表情、肢體動(dòng)作在內(nèi)的各種會(huì)影響學(xué)生的行為，為學(xué)生身心的健康成長提供一個(gè)良好的環(huán)境。
1 對(duì)象與方法
1. 1 對(duì)象
選取江西萍鄉(xiāng)城北小學(xué)三至六年級(jí)的學(xué)生，從三、四年級(jí)各 7 個(gè)班中隨機(jī)抽取 2 個(gè)班，五、六年級(jí)各 8 個(gè)班中隨機(jī)抽取 2 個(gè)班，發(fā)放問卷 400 份，有效問卷352 份，男生159 人，女生193 人，年齡范圍8 ~13 歲，均齡（ 10 ± 1. 1） 歲。語文成績?yōu)閮?yōu)、良、差的人數(shù)為 218、109 和 25 人； 數(shù)學(xué)為優(yōu)、良、差的人數(shù)為192、125 和 35 人（ 因該校已取消分?jǐn)?shù)制的成績，以優(yōu)、良、及格和不及格來評(píng)價(jià)學(xué)生的學(xué)習(xí)情況，本次數(shù)據(jù)是學(xué)生期中考試成績，及格和不及格學(xué)生人數(shù)少，從研究角度，將該兩類人數(shù)合并，分為優(yōu)、良、差3 類） .
1. 2 方法
1. 2. 1 自編教師隱性評(píng)價(jià)行為問卷 據(jù)教師評(píng)價(jià)行為的理論基礎(chǔ)和已有研究[10-11]、編者在中小學(xué)校的實(shí)習(xí)經(jīng)歷及對(duì)小學(xué)生的訪談情況，結(jié)合一線教師的意見，初步形成 85 個(gè)項(xiàng)目。經(jīng)初測、重測和再測刪去難度與區(qū)分度不當(dāng)、可能有較高社會(huì)贊許性的項(xiàng)目后，運(yùn)用主成分分析法，Kaisor 標(biāo)準(zhǔn)化最大斜交旋轉(zhuǎn)進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果表明，KMO 等于0. 931（ > 0. 50） ,球型 Bartlett 檢驗(yàn)值為 6377. 28（ P< 0. 000） ,其中刪除最大載荷 < 0. 4、有多重負(fù)荷且負(fù)荷值較接近的項(xiàng)目，終提取 2 個(gè)因子，命名為積極評(píng)價(jià)和消極評(píng)價(jià)。項(xiàng)目因子負(fù)荷在 0. 59 ~0. 75 間，解釋率為48. 2%.整體 Cronbach α 系數(shù)為0. 90,積極、消極評(píng)價(jià)的 Cronbach α 系數(shù)為 0. 91、0. 67.各項(xiàng)目與總分的相關(guān)在 0. 34 ~0. 73 間。問卷校標(biāo)效度為 0. 83（ 選用趙希斌[12]編制的《中小學(xué)生知覺的教師評(píng)價(jià)行為問卷》為校標(biāo)） .采用 Amos 17. 0 對(duì)問卷結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證，其擬合指數(shù)為 χ2= 362. 07、χ2/df = 2. 14,GFI = 0. 90、AGFI = 0. 88、IFI = 0. 92、TLI= 0. 91、CFI = 0. 92、RMSEA = 0. 057.說明該問卷的信效度達(dá)到心理測量學(xué)的要求。
1. 2. 2 流調(diào)中心兒童抑郁量表（ Center for Epidemi-ologic Studies Depression Scale for Children,CES -DC）[13-14]是美國國立精神衛(wèi)生研究所編制的兒童抑郁自評(píng)量表，適用于測量 6 ~ 17 歲少年兒童在一周內(nèi)的抑郁癥狀，共 20 題。每個(gè)題目按抑郁癥狀出現(xiàn)的頻度（ 少于 1 天 =0,1 ~2 天 =1,3 ~4 天 =2,5~ 7 天 = 3） 評(píng)分，得分 > 20 分表示抑郁癥狀明顯，得分越高，抑郁癥狀越嚴(yán)重。
1. 2. 3 Rosenberg 自尊量表 （ The Self - EsteemScale,SES）[14]用以評(píng)定青少年關(guān)于自我價(jià)值和自我接納的總體感受。共 10 個(gè)條目，被試直接報(bào)告這些描述是否符合他們自己。分 4 級(jí)評(píng)分，總分范圍是 10 ~40 分，分值越高，自尊程度越高。因本次調(diào)查的是小學(xué)生，考慮到低年級(jí)學(xué)生的理解力，對(duì)個(gè)別條目稍作修改。如“At times I think I am no goodat all” ,現(xiàn)有中文版翻譯為“我時(shí)常認(rèn)為自己一無是處。”而“一無是處”,據(jù)訪談情況，低年級(jí)的學(xué)生可能會(huì)存在理解困難。故調(diào)整為“我總覺得自己一點(diǎn)兒都不好。”調(diào)查測得問卷 Cronbach α 系數(shù)為 0. 77,分半系數(shù)為 0. 75.運(yùn)用主成分分析法、kaisor 標(biāo)準(zhǔn)化最大正交旋轉(zhuǎn)對(duì)問卷題目進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果表明，KMO 等于 0. 848（ > 0. 50） ,球型 Bartlett檢驗(yàn)值為 1041. 517（ P<0. 000） ,提取兩個(gè)因子（ 自我肯定和自我否定） ,共解釋了總方差的 52. 4%.采用 Amos 17. 0 對(duì)問卷的兩因素模型進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果顯示問卷的 χ2= 81. 875、df = 34、χ2/ df = 2. 208,GFI = 0. 953、AGFI = 0. 925、RMSEA = 0. 063、RMR =0. 047,說明該問卷的因素結(jié)構(gòu)擬合良好，信度和效度達(dá)到心理測量學(xué)的要求。
1. 3 統(tǒng)計(jì)處理
用 SPSS 17. 0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、F 檢驗(yàn)（ LSD 多重比較） 、偏相關(guān)分析、多元線性回歸分析。
2 結(jié) 果
2. 1 教師隱性評(píng)價(jià)與自尊、抑郁癥狀的關(guān)系根據(jù)統(tǒng)計(jì)分析，不同成績的學(xué)生對(duì)教師隱性評(píng)價(jià)行為的知覺、自尊及抑郁癥狀上的得分差異顯著，即學(xué)生在這 3 變量上的得分與學(xué)習(xí)成績有關(guān)。控制學(xué)生成績，對(duì)其進(jìn)行偏相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，教師總體評(píng)價(jià)、積極評(píng)價(jià)得分（ 71. 6 ± 13. 7; 51. 0 ± 12. 0） 與自尊得分（ 30. 6 ± 4. 6） 呈正相關(guān)（ r = 0. 42,0. 39; P<0. 01） ,與抑郁得分 （ 15. 8 ± 10. 0 ） 呈負(fù)相關(guān) （ r =-0. 34,-0. 29; P < 0. 01 ） .消極評(píng)價(jià)得分 （ 20. 5 ±3. 3） 與自尊得分呈負(fù)相關(guān)（ r = -0. 34,P < 0. 01） 、與抑郁得分呈正相關(guān)（ r =0. 39,P <0. 01） .
控制學(xué)業(yè)成績后，以自尊、抑郁為因變量，教師總體評(píng)價(jià)、積極、消極評(píng)價(jià)為自變量進(jìn)行逐步回歸，結(jié)果總體評(píng)價(jià)、消極評(píng)價(jià)依次進(jìn)入自尊的回歸方程，消極評(píng)價(jià)、積極評(píng)價(jià)進(jìn)入抑郁的回歸方程。各項(xiàng)回歸均達(dá)到顯著性水平，見表 1.
3 討 論
本研究在控制了成績變量后，隱性評(píng)價(jià)與自尊、抑郁仍具有較高相關(guān)性。這說明隱性評(píng)價(jià)對(duì)學(xué)生自尊、抑郁癥狀的影響效應(yīng)具有獨(dú)立性。回歸分析指出，總體隱性評(píng)價(jià)對(duì)自尊有較強(qiáng)正向預(yù)測作用，而消極評(píng)價(jià)則反向預(yù)測學(xué)生自尊水平，兩者共可以解釋自尊方差變異的 23. 5%; 消極評(píng)價(jià)對(duì)抑郁有較強(qiáng)的正向預(yù)測作用，積極評(píng)價(jià)則反向預(yù)測學(xué)生的抑郁癥狀，兩者共可以解釋抑郁癥狀方差變異的 19%.說明教師的隱性評(píng)價(jià)對(duì)學(xué)生的自尊和抑郁癥狀有一定預(yù)測作用。這一結(jié)果提示我們小學(xué)教師必須高度重視自己在學(xué)生面前的各種有意無意的言行，為學(xué)生創(chuàng)造良好的成長環(huán)境。同時(shí)加強(qiáng)對(duì)教師行為規(guī)范的教育和訓(xùn)練是一項(xiàng)需要高度重視的任務(wù)。
我們認(rèn)為下一步可以在以下方面展開研究：
①盡管我們?cè)谇懊嬷赋觯捎谛W(xué)生成長階段的特殊性以及他們的'認(rèn)知特點(diǎn)，教師許多有意或無意的帶有情感傾向的行為在小學(xué)生的眼里可能具有評(píng)價(jià)意義，而且本研究進(jìn)一步指出，教師的這類行為能夠預(yù)測小學(xué)生的抑郁和自尊，似乎更加說明這些行為的重大影響，但是在今后的研究中還需要進(jìn)一步以更直接的證據(jù)來證實(shí)教師這類行為對(duì)于小學(xué)生的評(píng)價(jià)意義；
②小學(xué)生對(duì)教師行為的評(píng)價(jià)意義的感知受到小學(xué)生用以對(duì)自己開展評(píng)價(jià)的評(píng)估系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)（ 教師，父母，同伴以及自己的評(píng)價(jià)各占多大比重） 的影響，而此種結(jié)構(gòu)處在變化之中，各年級(jí)小學(xué)生的這一結(jié)構(gòu)可能會(huì)有顯著差異。我們需要探討小學(xué)生的自我評(píng)估系統(tǒng)；
③Ranjini 等人的研究[1]也顯示，6 ~ 8年級(jí)學(xué)生所感知到的教師支持以及這種感知與抑郁及自尊的關(guān)系是有性別差異的，對(duì)于小學(xué)生在這方面的性別差異，需要開展進(jìn)一步的研究；
④根據(jù)Erikson 的理論[2],成績對(duì)于小學(xué)生而言具有特別重要的意義，所謂的教師的隱形評(píng)價(jià)行為，小學(xué)生對(duì)這類行為的感知，以及小學(xué)生的抑郁和自尊都受到小學(xué)生的成績這一重要變量的影響。這些變量之間存在什么樣的因果關(guān)系呢？ 對(duì)此有必要作系統(tǒng)的探討。（表略）
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