1. 引言
1.1. 学校适应
研究发现，约20%至30%的学龄儿童在学校中存在适应不良的情况(Bronstein et al., 1996)。早期的研究主要以学生的学习成绩、进步作为衡量学校适应的指标。近年来，有研究(王晓峰等，2018)表明，学校能力、学业问题和学业评价这三个指标能更全面地反映儿童和青少年的学校适应情况。
1.2. 价值观
价值观(values)是人们关于事物重要性的观念，是抽象的、超越具体情境的、值得追寻的目标，在一个人的生活或其他社会存在中起着指导作用(Schwartz, 1992)。在心理学领域，Schwartz的人类基本价值观理论是目前应用最广泛的模型。
其中，自我超越(Self-transcendence)和自我增强(Self-enhancement)是一对动机相互冲突的高阶价值观。自我超越价值观包括友善(Benevolence)和普遍主义(Universalism)，表达的是个体对于他人利益的关心，强调个体超越自我狭隘、关心他人福祉以及对大自然的保护；与之相对，自我增强价值观包括权力(Power)和成就(Achievement)，表达的是个体对于个人利益的追求，强调通过控制或支配他人和资源以获得社会地位和声望，以及根据社会标准来展现才能以获得个人成功。这两种价值观表达了相互对立的动机，通常会使个体做出相反的行为或判断。
1.3. 价值观与学校适应之间的关系
目前关于价值观与学校适应之间关系的研究尚不丰富，少数研究探讨了价值观与学业成绩之间的关系。例如Parks和Guay (2012)发现大学生的成就价值观与较高的考试成绩呈弱相关。Boehnke (2005)未发现八年级和九年级学生的成就价值观与成绩之间存在相关性。Vecchione和Schwartz (2022)发现自我导向和顺从价值观与更高的成绩相关。
尽管这些研究为理解价值观与学校适应的关系提供了一些有意义的参考，但这些研究要么仅将学业成绩作为学校适应的指标，要么仅调查了一两个价值观，要么仅考察了中学生或大学生。因此，对于价值观与学校适应之间关系的理解仍然非常有限。
先前的研究(刘萍等，2022)表明，认同自我超越价值观的青少年表现出较少的负面情绪及较多的幸福体验。因此，本研究假设(1)：自我超越(vs.自我增强)与学校适应之间存在积极(vs.消极)关联。
1.4. 学业自我效能感的中介作用
价值观如何预测学校适应？学业自我效能感可能是一个潜在的中介变量。学业自我效能感是指个体对自己组织和执行行动以获得期望学业成绩的能力的信念(Zimmerman, 1995)。学业自我效能感与学业表现和努力呈正相关，自我效能感水平较高的学生可能更容易取得成功，并为日后的学业和职业挑战做好更充分的准备(Bandura et al., 2001)。相比之下，自我效能感水平较低的学生现在和将来的学业表现可能较差，并且他们还可能表现出攻击行为或违纪行为(Bandura et al., 2001)。
自我决定理论(Deci & Ryan, 2000)指出，内在动机体现了个体对自主性和社会化的基本心理需求，这能使他们获得充实感和满足感。因此，自我超越价值观会增强一个人的自信心，并使其愿意继续去做。相反，如果个体看重如何获得他人的认可、钦佩和赞扬，以及避免社会责备和惩罚，这可能会削弱他们的主观能动性，使他们体验到更多的负面情绪，进而变得被动且不愿意去做。在当前中国教育背景下，小学生对“成就”“权力”的理解可能会带有社会导向成就动机(social-oriented achievement motivation)的色彩——即通过学业成功来回应家人、教师或集体期望(Tao et al., 2023)。当这种社会导向压力过高时，学生容易将成绩看作“避免失败”而非“追求掌握”，从而削弱学业自我效能感。因此，本研究假设(2)：与自我增强相比，自我超越可能通过学业自我效能感对学校适应产生积极预测作用。
综上，本研究构建了一个中介模型(见图1)，旨在考察学业自我效能感在价值观和学校适应之间的中介作用，为青少年价值观教育提供重要借鉴。
Figure 1. Hypothetical model diagram
图1. 假设模型
2. 方法
2.1. 被试
采用方便取样从X市的两所小学，随机选择五年级的四个班级和六年级的五个班级，共有358名学生和9名班主任填写了问卷。将学生自评与教师评价进行匹配，并剔除大量缺失值的问卷，最终有效样本包括320名学生(五年级149名，六年级171名；男生181名，女生139名；平均年龄11.85岁，标准差0.68)。为被试的法定监护人提供了知情同意书，所有参与者均被告知本研究为匿名且自愿参与。调查结束后，参与者获得了一份礼物作为奖励。
2.2. 测量工具
价值观。采用《肖像价值观问卷》(Portrait Values Questionnaire, PVQ; Cieciuch & Schwartz, 2012)。该问卷包含21个项目，仅使用自我超越和自我增强两个维度，学生使用6点量表(1 = 完全不像我，6 = 非常像我)进行等级评定。根据先前研究对数据进行校正(Bardi et al., 2014)，以控制个体在回答问卷时可能存在不同的倾向性。正值表示被试较为重视该价值观，负值表示被试较不重视该价值观。自我超越和自我增强的内部一致性系数分别为0.74和0.71。
学业自我效能感。采用学业自我效能感问卷(Liang, 2004)，该问卷分为两个维度：学习能力自我效能感和学习行为自我效能感，共22个问题。问卷采用李克特五点量表评分(1 = 非常不同意，5 = 非常同意)。学习能力自我效能感和学习行为自我效能感的内部一致性系数分别为0.73和0.88。
学校适应。本研究使用了中文版的《教师–儿童评定量表》(Hightower et al., 1986)，由班主任根据5点量表评定学生行为(1 = 完全不符合，5 = 完全符合)。仅使用学校能力、学习问题两个分量表，得分在班级内进行标准化处理。学校能力和学习问题的内部一致性系数分别为0.85和0.82。
学业评价。班主任负责评估学生在语文、数学和英语三门学科中的成绩。评价分为五个等级：A、B、C、D和E，对应分数从1到5不等。计算三门学科的平均评价分数，并在班级内进行标准化处理。
2.3. 程序及数据分析
本研究在学校内进行，以班级为单位。主试是经过培训的心理学专业研究生，向参与者介绍研究目的，并承诺对参与者的回答保密。采用SPSS 21.0进行数据处理和分析。
3. 结果
3.1. 描述性统计分析
如表1所示，相比自我增强价值观，自我超越与学校适应和学业自我效能感显著相关，且学校适应与学业自我效能感也显著相关。
Table 1. Means, standard deviations, and correlations among study variables (N = 320)
表1. 各变量的均值、标准差和相关系数(N = 320)
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
1自我超越 |
1 |
|
|
|
|
|
|
2自我增强 |
−.47** |
1 |
|
|
|
|
|
3学校能力 |
.20** |
−0.07 |
1 |
|
|
|
|
4学业问题 |
−.18** |
0.07 |
−.41** |
1 |
|
|
|
5学业评价 |
.16** |
−0.04 |
.48** |
−.67** |
1 |
|
|
6学习能力自我效能感 |
.15** |
−0.09 |
.37** |
−.37** |
.49** |
1 |
|
7学习行为自我效能感 |
.24** |
−.191** |
.41** |
−.43** |
.46** |
.72** |
1 |
M |
0.52 |
−0.63 |
0.00 |
0.00 |
0.00 |
3.64 |
3.57 |
SD |
0.61 |
0.84 |
0.99 |
0.99 |
0.99 |
0.74 |
0.62 |
注：* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001。
3.2. 中介效应分析
使用Hayes (2013)开发的SPSS宏程序PROCESS中的模型4来检验中介效应。此外，根据温忠麟和叶宝娟(2014)的观点，在总效应c不显著的前提下，回归系数a和b均显著，且a * b的值与c的方向相反，这表明自变量和因变量之间的关系被中介变量所抑制。
3.2.1. 自我超越与学校适应：学业自我效能感的中介作用
(1) 学校能力
在控制年级和性别的影响后，自我超越价值观正向预测学校能力(β = 0.29, p = 0.002, 95%CI = [0.11, 0.46])。在回归方程中加入学习能力自我效能感后，自我超越价值观正向预测学校能力(β = 0.21, p = 0.015, 95%CI = [0.04, 0.37])、学习能力自我效能感(β = 0.17, p = 0.014, 95%CI = [0.04, 0.03])；学习能力自我效能感正向预测学校能力(β = 0.46, p < 0.001, 95%CI = [0.32, 0.59])。学习能力自我效能的中介效应结果见表2。间接效应为0.08，95%CI = [0.02, 0.14]，这表明学习能力自我效能感部分中介了自我超越价值观与学校能力之间的关系。
此外，将学习行为自我效能感纳入回归方程后，自我超越价值观不能显著正向预测学校能力(β = 0.16, p = 0.07, 95%CI = [−0.01, 0.32])，而自我超越正向预测学习行为自我效能感(β = 0.22, p < 0.001, 95%CI = [0.11, 0.33])；学习行为自我效能感正向预测学校能力(β = 0.58, p < 0.001, 95%CI = [0.41, 0.74])。学习行为自我效能的中介效应结果见表2。间接效应为0.13，95%CI = [0.06, 0.21]，这表明学习行为自我效能完全中介了自我超越价值观与学校能力之间的关系。
Table 2. Indirect effects
表2. 中介模型的间接效应
|
|
Value |
BootSE |
95%CI |
学习能力自我效能感 |
总效应 |
0.29 |
0.09 |
[0.11, 0.46] |
直接效应 |
0.21 |
0.08 |
[0.04, 0.37] |
间接效应 |
0.08 |
0.03 |
[0.02, 0.14] |
学习行为自我效能感 |
总效应 |
0.29 |
0.09 |
[0.11, 0.46] |
直接效应 |
0.16 |
0.09 |
[−0.01, 0.32] |
间接效应 |
0.13 |
0.04 |
[0.06, 0.21] |
(2) 学业问题
在控制年级和性别的影响后，自我超越价值观负向预测学业问题(β = −0.23, p = 0.008, 95%CI = [−0.40, −0.06])。在回归方程中加入学习能力自我效能感后，自我超越价值观对学业问题的预测作用不显著(β = −0.15, p = 0.07, 95%CI = [−0.31, 0.01])，而自我超越正向预测学习能力自我效能感(β = 0.17, p = 0.014, 95%CI = [0.04, 0.31])；学习能力自我效能感负向预测学业问题(β = −0.47, p < 0.001, 95%CI = [−0.59, −0.33])。学习能力自我效能感的中介效应结果见表3。间接效应为−0.08，95%CI = [−0.14, −0.02]，这表明学习能力自我效能感完全中介了自我超越价值观与学业问题之间的关系。
Table 3. Indirect effects
表3. 中介模型的间接效应
|
|
Value |
Boot SE |
95%CI |
学习能力自我效能感 |
总效应 |
−0.23 |
0.09 |
[−0.40, −0.06] |
直接效应 |
−0.15 |
0.08 |
[−0.31, 0.01] |
间接效应 |
−0.08 |
0.03 |
[−0.14, −0.02] |
学习行为自我效能感 |
总效应 |
−0.23 |
0.09 |
[−0.40, −0.06] |
直接效应 |
−0.10 |
0.08 |
[−0.26, 0.06] |
间接效应 |
−0.13 |
0.04 |
[−0.20, −0.06] |
此外，在将学习行为自我效能感纳入回归方程后，自我超越价值观对学业问题没有显著预测作用(β = −0.10, p = 0.23, 95%CI = [− 0.26, 0.06])，而自我超越对学习行为自我效能感有正向预测作用(β = 0.22, p < 0.001, 95%CI = [0.11, 0.33])；学习行为自我效能感对学业问题有负向预测作用(β = −0.58, p < 0.001, 95%CI = [−0.75, −0.42])。学习行为自我效能感的中介效应结果见表3。间接效应为−0.13，95%CI = [−0.20, −0.06]，这表明学习行为自我效能感完全中介了自我超越价值观与学业问题之间的关系。
(3) 学业评价
在控制年级和性别的影响后，自我超越价值观正向预测学业评价(β = 0.23, p = 0.011, 95%CI = [0.05, 0.41])。在回归方程中加入学习能力自我效能感后，自我超越价值观对学业评价的正向预测作用不显著(β = 0.12, p = 0.13, 95%CI = [−0.04, 0.28])，自我超越对学习能力自我效能感有正向预测作用(β = 0.17, p = 0.014, 95%CI = [0.04, 0.03])；学习能力自我效能感正向预测学业评价(β = 0.64, p < 0.001, 95%CI = [0.51, 0.77])。学习能力自我效能感的中介效应结果见表4。间接效应为0.11，95%CI = [0.03, 0.20]，这表明学习能力自我效能感完全中介了自我超越价值观与学业评价之间的关系。
此外，将学习行为自我效能感纳入回归方程后，自我超越价值观对学业评价没有显著正向预测作用(β = 0.08, p = 0.36, 95%CI = [−0.09, 0.25])，而自我超越对学习行为自我效能有正向预测作用(β = 0.22, p < 0.001, 95%CI = [0.11, 0.33])；学习行为自我效能感对学业评价有正向预测作用(β = 0.69, p < 0.001, 95%CI = [0.53, 0.85])。学习行为自我效能感的中介效应结果见表4。间接效应为0.15，95%CI = [0.08, 0.24]，这表明学习行为自我效能感完全中介了自我超越价值观与学业评价之间的关系。
Table 4. Indirect effects
表4. 中介模型的间接效应
|
|
Value |
BootSE |
95%CI |
学习能力自我效能感 |
总效应 |
0.23 |
0.09 |
[0.05, 0.41] |
直接效应 |
0.12 |
0.08 |
[−0.04, 0.28] |
间接效应 |
0.11 |
0.04 |
[0.03, 0.2] |
学习行为自我效能感 |
总效应 |
0.23 |
0.09 |
[0.05, 0.41] |
直接效应 |
0.08 |
0.08 |
[−0.09, 0.24] |
间接效应 |
0.15 |
0.04 |
[0.08, 0.24] |
3.3.2. 自我增强与学校适应：学业自我效能感的中介作用
(1) 学校能力
在控制年级和性别的影响后，自我增强价值观对学校能力(β = − 0.08, p = 0.21, 95%CI = [−0.21, 0.05])、学习能力自我效能感(β = −0.08, p = 0.11, 95%CI = [−0.18, 0.02])均无显著预测作用，这表明学习能力自我效能感在自我增强价值观与学校能力之间的中介作用不显著。
Table 5. Indirect effects
表5. 中介效应
|
Value |
BootSE |
95%CI |
总效应 |
−0.08 |
0.07 |
[−0.21, 0.05] |
直接效应 |
0.002 |
0.06 |
[−0.12, 0.12] |
间接效应 |
−0.084 |
0.03 |
[−0.14, −0.03] |
此外，将学习行为自我效能感纳入回归方程后，自我增强价值观仍然不能显著预测学校能力(β = 0.002, p = 0.98, 95%CI = [−0.12, 0.12])，但能显著负向预测学习行为自我效能感(β = −0.14, p = 0.001, 95%CI = [−0.22, −0.06])；学习行为自我效能感正向预测学校能力
(β = 0.61, p < 0.001, 95%CI = [0.44, 0.78])。学习行为自我效能感的中介效应结果见表5。间接效应为−0.08，95%CI = [−0.14, −0.03]。这些结果表明，学习行为自我效能感抑制了自我增强价值观与学校能力之间的关系。
(2) 学业问题
在控制年级和性别的影响后，回归结果显示，自我增强价值观对学业问题(β = 0.07, p = 0.27, 95%CI = [−0.05, 0.19])、学习能力自我效能感(β = −0.08, p = 0.11, 95%CI = [−0.18, 0.02])没有显著预测作用，这表明学习能力自我效能感在自我增强价值观与学业问题之间的中介作用不显著。
此外，在将学习行为自我效能感纳入回归方程后，自我增强价值观仍然不能显著预测学业问题(β = −0.01, p = 0.82, 95%CI = [−0.13, 0.10])，但能显著负向预测学习行为自我效能感(β = −0.14, p = 0.001, 95%CI = [−0.22, −0.06])；学习行为自我效能感负向预测学业问题(β = −0.61, p < 0.001, 95%CI = [−0.77, −0.45])。学习行为自我效能感的中介效应结果见表6。间接效应为0.08，95%CI = [0.03, 0.14]。这些结果表明，学习行为自我效能感抑制了自我增强价值观与学业问题之间的关系。
Table 6. Indirect effects
表6. 中介效应
|
Value |
BootSE |
95%CI |
总效应 |
0.07 |
0.06 |
[−0.05, 0.19] |
直接效应 |
−0.01 |
0.06 |
[−0.13, 0.10] |
间接效应 |
0.08 |
0.03 |
[0.03, 0.14] |
(3) 学业评价
在控制年级和性别的影响后，自我增强价值观对学业评价(β = −0.05, p = 0.46, 95%CI = [−0.18, 0.08])、学习能力自我效能感没有显著预测作用(β = −0.08, p = 0.11, 95%CI = [−0.18, 0.02])。
此外，将学习行为自我效能纳入回归方程后，自我增强价值观仍然不能显著预测学业评价(β = 0.05, p = 0.40，95%CI = [−0.07, 0.17])，但能显著负向预测学习行为自我效能感(β = −0.14, p = 0.001, 95%CI = [−0.22, −0.06])；学习行为自我效能感正向预测学业评价(β = 0.72, p < 0.001, 95%CI = [0.56, 0.88])。学习行为自我效能感的中介效应结果见表7。间接效应为−0.10，95%CI = [−0.16, −0.04]。这些结果表明，学习行为自我效能感抑制了自我增强与学业评价之间的关系。
Table 7. Indirect effects
表7. 中介效应
|
Value |
BootSE |
95%CI |
总效应 |
−0.05 |
0.07 |
[−0.18, 0.08] |
直接效应 |
0.05 |
0.06 |
[−0.07, 0.17] |
间接效应 |
−0.10 |
0.03 |
[−0.16, −0.04] |
4. 讨论
本研究发现，学业自我效能感在自我超越价值观与学校适应之间起到了显著的中介作 用；也就是说，自我超越价值观通过学业自我效能感预测学生的学校适应。
首先，自我超越价值观是内在动机(Deci & Ryan, 2008)，它表达了自主性、关系性和能力的基本心理需求，并且这种动机具有内在潜力，能够带来满足感和掌控感。认同自我超越价值观可能会使小学生更加关注影响其学习的内部因素，并更加注重自身的主观能动性。其次，自我超越价值观表达了对他人和整个世界福祉的关心。认同自我超越价值观的青少年遵循“和谐原则”，即他们以和谐的方式与他人和社会建立联系(Dambrun & Ricard, 2011)。他们不仅感受到更多的社会参与情绪，如同情和怜悯(刘萍等，2022)，还会表现出更多的亲社会行为(Benish-Weisman et al., 2019)。建立良好的关系可能会使学生拥有更多的学业自我效能感(Kim et al., 2018)。当学生从教师、父母或同伴获得良好的人际支持时，他们可能会更有动力去培养学习兴趣、提升学业自我效能感和学习参与度(Jungert & Koestner, 2015)。自我效能感较高的学生倾向于将任务、困难和挫折视为挑战，并愿意采取以问题为中心的方法来应对学业压力(Denovan & Macaskill, 2017)。因此，这类学生更容易体验到成就感，增强自信心，从而在学校生活中更好地适应。
相比之下，自我增强价值观是外在动机，表现为追求个人利益、相对成功以及凌驾于他人之上的支配地位，而这种动机本身是不健康的(Deci & Ryan, 2008)。持有自我增强价值观的青少年通常容易受外界环境影响，较少关注可能影响其心理和行为发展的个体因素(刘萍等，2022)。更重要的是，持有自我增强价值观的青少年遵循“享乐原则”，即他们追求快乐并避免不快(Dambrun & Ricard, 2011)。然而，这些快乐的获得取决于外部刺激的出现或消失。如果他们无法实现目标，就会感到痛苦，如挫败感和愤怒。他们还可能表现出攻击行为(Benish-Weisman et al., 2019)。因此，持有自我增强价值观的青少年很难建立和谐的人际关系。如上所述，当他们面临学习困难或压力时，可能会逃避这些问题，容易失去信心和控制力，从而陷入自我怀疑和学校生活适应不良的困境。本研究发现自我增强价值观与学业自我效能感呈负向关联，根据社会导向成就动机，在高家长期望与排名压力并存的情境下，学生更容易将“为父母争光”内化为“避免失败”取向，进而削弱学习行为自我效能感。未来研究可检验当社会导向与掌握取向并存时，自我增强价值观是否可能通过“掌握取向”产生积极效应，从而完整揭示其边界条件与双刃机制。
此外，本研究结果表明，学业自我效能感在自我增强价值观与学校适应之间起抑制作用。也就是说，尽管自我增强价值观与学校适应之间没有相关性，但它们之间的关系可能通过学业自我效能感，尤其是学习行为自我效能感，从而建立联系。在传统的中介效应检验中，假设自变量和因变量之间存在显著相关性，且自变量对因变量的总效应也显著。然而，Hayes (2013)提出，变量之间缺乏显著相关性并不否定因果关系。在本研究中，总效应和直接效应均不显著，但间接效应显著，则最终结果应解释为抑制效应(温忠麟，叶宝娟，2014)。首先，本研究使用了高阶价值观，而低阶价值观可能与学校适应的关系更为密切(Maercker et al., 2015)。先前的研究(Sagiv & Schwartz, 2022)也建议，在考虑价值观与变量之间的关系时，应考虑哪些价值类别(例如，10个低阶价值观，4个高阶价值观)是更有效的预测因素。其次，价值观与学校适应之间的关系可能受其他变量的调节。有研究(Sortheix & Schwartz, 2017)发现，与高文化平等性背景相比，在低文化平等性背景下，开放价值观与主观幸福感呈显著正相关，保守价值观与主观幸福感呈显著负相关，而自我增强价值观与主观幸福感的负相关关系则较弱。以上研究有助于理解本研究结果，未来有必要探索价值观和学校适应间的调节变量。
本研究拓展了以往研究的范围，并为理解价值观与学校适应提供了更多实证证据。一方面，应通过家校协同培养青少年的自我超越价值观，并积极引导学生将社会导向成就动机与掌握导向并重，避免自我增强陷入“避免失败”的误区；另一方面，青少年应学会运用适应性技能和策略来提高自我效能感。因此，恰当的价值观和更高的自我效能感对于小学生更好地适应学校生活至关重要。
5. 结论
总体而言，本研究发现，自我超越价值观通过学业自我效能感与学校适应建立积极关联，而自我增强价值观与学校适应之间的关系则受到学习行为自我效能感的抑制。
基金项目
浙江省哲学社会科学规划“省市合作”课题“青少年共情与负性情绪的关系及作用机制研究”(24SSHZ139YB)；浙江省教育科学规划项目一般课题“青少年价值观与共情的关系及机制”(2023SCG163)；绍兴文理学院校级课题“青少年自我超越价值观对共情与利他行为的影响及机制”(2023SK014)。
NOTES
*通讯作者。