1. 引言
感恩是一种道德情感(McCullough, Kilpatrick, Emmons, & Larson, 2001)，较多被作为一种情感特质即体验感恩的倾向来研究(Watkins, Woodward, Stone, & Kolts, 2003)。感恩可正向预测中小学生的主观幸福感，并促进其亲社会行为(Froh, Yurkewicz, & Kashdan, 2009; Tian & Huebner, 2015)。目前立足学校的心理干预已强调对感恩之心的培养(Furlong, Froh, Muller, & Gonzalez, 2013; Waters, 2011)。在对城市外来工子女的学校教育中，感恩教育也受到重视，以期促进他们“理解父母的养育之恩、师长的教诲之恩、朋友的帮助之恩”(杨实新，2013)。
对学生感恩之心的形成和发展而言，直接针对感恩的教育固然必要，学校经历的塑造亦值得关注。学生是否受到公平对待是其学校经历的重要方面，感觉受到教师(学校权威人物)公平对待的学生有更高水平的生活满意度、学校适应、学校归属感、与教师的对话、社区志愿行为、社交信任和制度信任(Berti, Molinari, & Speltini, 2010; Correia, & Dalbert, 2007; Resh, & Sabbagh, 2014a, 2014b, 2017)，且更少攻击教师、作弊或违规(Chory-Assad, 2002; Donat, Dalbert, & Kamble, 2014)。作为处境不利儿童，外来工子女在城市生活会体验一定程度的歧视知觉(范兴华，方晓义，刘杨，蔺秀云，袁晓娇，2012)，因此是否受到教师公平对待对他们而言可能具有更重要的意义。教师正义执教不仅是教育公平的体现，也反映学校权威对学生的支持和关怀(Kazemi, 2016)。以往研究表明，知觉的教师支持会正向预测学生感恩(王建平，喻承甫，曾毅茵，叶婷，张卫，2011)，那么，知觉的教师正义是否有助于促使外来工子女萌发感恩之心？
目前的教师正义研究主要借鉴组织正义研究的思路，教师正义(teacher justice)被定义为学生主观体验的教师行为对其个人而言的正义性(Donat et al., 2014)，即知觉的教师正义或对教师正义的主观评价。在教师正义研究中，起初较多探讨的是教师分配正义和程序正义的作用。分配正义(distributive justice)涉及分配基于何种原则做出以及分配结果的公平性(Deutsch, 1985)，而程序正义(procedural justice)则指群体决定基于何种程序做出以及所用程序的公平性(Tyler, 2000)。近期研究也开始关注教师信息正义的作用，信息正义(informational justice)指权威是否对决定的做出提供了充分解释(Greenberg, 1993)。
根据权威关系模型(relational model of authority)，如果群体权威使用公平程序决策且以尊重的方式对待群体成员，那么成员会形成较高的权威合法性评价，在此基础上更可能接受权威的决定和要求、自愿服从权威(Blader & Tyler, 2015; Tyler & Lind, 1992)。实证研究表明，权威的程序正义和分配正义均可预测成员对权威合法性的评价(Van der Toorn, Tyler, & Jost, 2011; Van Dijke, De Cremer, & Mayer, 2010)；青少年知觉的教师程序正义和分配正义越高，对教师的权威合法性评价越高(Gouveia-Pereira, Vala, Palmonari, & Rubini, 2003; Gouveia-Pereira, Vala, & Correia, 2017)，与教师有冲突时越会采取礼貌和妥协的管理策略(Nelson, Shechter, & BenAri, 2014)。基于此，教师正义可能会通过提升外来工子女对教师权威合法性的评价(以义服人)进而促进其感恩之心。
根据群体参与模型(group engagement model)，程序正义塑造了群体参与，如果群体以公平程序运行，成员会对群体形成积极的态度和价值观，较强地认同群体，也会产生较强的内部动机去参与有益于群体的行为(Tyler & Blader, 2003)。教师正义会使学生体验到被纳入感，有助于满足学生的关联性需要(Kazemi, 2016)。实证研究亦表明，学生知觉的教师程序正义正向预测其学校归属感和学校参与(Resh & Sabbagh, 2014a; Resh & Sabbagh, 2017)，学生对学习环境公平性的知觉负向预测其疏离感(Çaglar, 2013)。因此，教师正义可对学生群体归属感起到保护作用，并避免学生产生疏离感。社交疏离感高的学生在学校缺乏友谊网络和社会支持，困难时无人求助，也很少参与学校活动(Mau, 1992)，教师正义应有助于减少学生的孤立无助感，增强学生的群体参与。当学生感到在学校有良好的友谊网络和社会支持系统时，他们会体验更高程度的感恩(李莹莹，2013；何安明，惠秋平，刘华山，2015)。基于此，教师正义可能会通过降低外来工子女的社交疏离感(减少孤立无助)进而促进其感恩之心。
综合上述文献回顾，教师正义有助于塑造外来工子女的感恩之心，二者之间的中介机制可能包括提升权威合法性评价和降低社交疏离感。本研究将检验如下假设：1) 知觉的教师正义正向预测感恩；2a) 知觉的教师正义正向预测权威合法性评价，2b) 知觉的教师正义负向预测社交疏离感；3a) 权威合法性评价在知觉的教师正义对感恩的效应中起中介作用，3b) 社交疏离感在知觉的教师正义对感恩的效应中起中介作用。本研究从师生互动角度探讨教师正义执教对外来工子女感恩之心的作用，希望探知学校情境下教师执教行为塑造学生感恩之心的作用机制，并在实践层面为立足学校的感恩教育提供建议。
2. 方法
2.1. 被试
泉州市某九年一贯制公立外来工子弟学校4-8年级学生223名，每个年级施测一个班，经该校心理老师建议，由其带领学生到学校机房填答电子版问卷。剔除无效问卷(完成时间过短、大量勾选同一选项、正反向条目填答方向一致)后，剩余有效被试181人(男112人，女69人)，平均年龄为11.61岁(SD = 1.51)，年龄在9至15岁之间。被试父母(外来务工人员)主要为民营企业工人、服务业工作人员、个体经营者等。
2.2. 工具
2.2.1. 知觉的教师正义
知觉的教师正义(perceived teacher justice)测量学生主观体验的教师行为的正义性，含程序正义、分配正义和信息正义三个维度。程序正义条目来自Kazemi (2016)，测量教师行为是否符合一致性和偏见抑制两项程序正义规则(由Leventhal, 1980提出)，共6个条目(一致性和偏见抑制各含3个条目，均为2条正向、1条反向)，如“我的老师对所有迟到的学生以相同方式对待”(一致性)，“奉承老师的学生会得到更好的成绩(反向)”(偏见抑制)。分配正义条目来自Gouveia-Pereira等(2003)，测量教师给学生打分的标准和结果的公平性，共4个条目，如“我的老师给我的分数一般是公平的”。信息正义条目来自Kazemi (2016)，测量教师行为能否体现反馈、前馈、缓解和合理解释四项信息正义规则，共10个条目，如“我的老师会告诉我怎么做可以提高学习效果”(前馈)，“我的老师会解释为什么学习一些看上去枯燥的内容是重要的”(合理解释)。各维度条目均经过翻译和回译程序，采用7点量表(1 = 从非常不符合，7 = 非常符合)。本研究中，程序正义α = 0.60、分配正义α = 0.60、信息正义α = 0.80。
2.2.2. 权威合法性
教师权威合法性的测量条目来自Tyler (1997)以及Gouveia-Pereira，Vala和Correia (2017)，测量学生对教师作为学校权威的合法性的评价，含3个条目，如“你觉得你的老师通常处理问题的方式有多恰当”，“通常你在多大程度上愿意接受你的老师的决定”，采用5点量表(1 = 非常不，5 = 非常)。本研究中，α = 0.78。
2.2.3. 社交疏离感
社交疏离感的测量，采用Mau (1992)编制的学生疏离感量表(Student Alienation Scale)的社交疏离感(social estrangement)维度，测量同伴友谊和社会支持缺乏、被孤立感、不参与学校活动，含7个条目(非学校情境的条目已删除)，如“在学校我没有可以信任的人”，“当我有困难的时候，我就自己扛着”。条目均经过翻译和回译程序，采用4点量表(根据学生疏离感量表，1 = 非常不同意，4 = 非常同意)。本研究中，α = 0.61。
2.2.4. 感恩
感恩的测量，采用台湾学者陈馨怡等(陈馨怡，吴相仪，陈学志，徐芝君，邱发忠，2013)编制的青少年感恩量表(根据Watkins，Woodward，Stone等(2003)的感恩量表改编)，该量表含3个维度：知足感、感激他人和欣赏简单事物。本研究使用感激他人维度，含11个条目，如“我很感谢自己能受到他人的启发和教导”，“虽然我觉得肯定自己的成就很重要，但是记得别人曾给的帮助也很重要”，采用9点量表(1 = 完全不同意，9 = 完全同意)。本研究中，感激他人维度α = 0.90。
2.2.5. 社会称许性
社会称许性的测量(作为控制变量，由于自变量和因变量均为道德心理相关变量)，采用Marlowe-Crowne社会称许性量表(Crowne & Marlowe, 1960)的中文修订版(赵丹，2011)，从中抽取6个条目，如“我从来没有为自己的过错找过借口”，采用4点量表(1 = 非常不符合，4 = 非常符合)。本研究中，α = 0.85。
2.3. 数据分析
使用SPSS22.0和Hayes (2013)宏程序PROCESS进行数据分析。首先以方差分析检验因变量感恩的性别差异和年级差异以确定控制变量，随后采用偏相关分析考查教师正义、权威合法性、社交疏离感和感恩之间的相关关系，最后通过分层回归和PROCESS模型4检验权威合法性和社交疏离感的中介作用(使用bootstrap重复抽样5000次)。
3. 结果
3.1. 初步分析
在因变量感恩上，性别、年级的差异检验显示：性别差异不显著(M男 = 6.93, M女 = 6.87)，F(1,179) = 0.06，p > 0.05；年级差异显著，F(4,176) = 7.79，p < 0.001，
= 0.15，4年级显著高于其他各年级(M4 = 7.90, M5 = 7.04, M6 = 6.50, M7 = 7.07, M8 = 6.22, ps < 0.05)，5年级和7年级显著高于8年级(M5 = 7.04, M7 = 7.07, M8 = 6.22, ps < 0.05)。因此，后续分析将年级作为控制变量。
知觉的教师正义、权威合法性、社交疏离感与感恩的平均值、标准差和偏相关系数，详见表1。控
制了年龄、年级和社会称许性后，知觉的教师程序正义(r = 0.40, p < 0.001)、分配正义(r = 0.26, p < 0.001)和信息正义(r = 0.40, p < 0.001)均与感恩呈显著正相关；知觉的教师程序正义(r = 0.47, p < 0.001)、分配正义(r = 0.33, p < 0.001)和信息正义(r = 0.56, p < 0.001)均与权威合法性呈显著正相关；知觉的教师程序正义(r = −0.35, p < 0.001)、分配正义(r = −0.18, p < 0.05)和信息正义(r = −0.37, p < 0.001)均与社交疏离感呈显著负相关。权威合法性评价与感恩呈显著正相关(r = 0.34, p < 0.001)，社交疏离感与感恩呈显著负相关(r = −0.41, p < 0.001)。
3.2. 中介效应分析
3.2.1. 权威合法性的中介作用
在教师程序正义对学生感恩的作用中，控制了年龄、年级、社会称许性后(分层回归第一层放入年龄、年级和社会称许性作为控制变量)，程序正义正向预测权威合法性(β = 0.44, p < 0.001) (见表2)，权威合法性
Table 1. Means, standard deviations and partial correlations among teacher justice, legitimacy of authority, social estrangement and gratitude
表1. 教师正义、权威合法性、社交疏离感与感恩的平均值、标准差和偏相关
注：控制了年龄、年级和社会称许性，*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
Table 2. The mediating role of legitimacy of authority between perceived teacher justice and gratitude
表2. 权威合法性在知觉的教师正义与感恩之间的中介作用
注：控制了年龄、年级和社会称许性，*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
正向预测感恩(β = 0.31, p < 0.001)；程序正义正向预测感恩(β = 0.34, p < 0.001)，当加入权威合法性到模型后，权威合法性正向预测感恩(β = 0.18, p < 0.05)，程序正义对感恩仍有预测作用(β = 0.26, p < 0.001)，直接效应为0.38，p < 0.001，通过权威合法性对感恩的间接效应为0.12，Boot SE = 0.06，95% CI = [0.01,0.25]，中介效应占总效应的24.04%。
在教师分配正义对学生感恩的作用中，控制了年龄、年级、社会称许性后，分配正义正向预测权威合法性(β = 0.31, p < 0.001)；分配正义正向预测感恩(β = 0.21, p < 0.01)，当加入权威合法性到模型后，权威合法性正向预测感恩(β = 0.27, p < 0.001)，分配正义对感恩仍有预测作用(β = 0.13, p < 0.05)，直接效应为0.17，p < 0.05，间接效应为0.11，Boot SE = 0.04，95% CI = [0.05,0.22]，中介效应占总效应的38.97%。
在教师信息正义对学生感恩的作用中，控制了年龄、年级、社会称许性后，信息正义正向预测权威合法性(β = 0.54, p < 0.001)；信息正义正向预测感恩(β = 0.36, p < 0.001)，当加入权威合法性到模型后，权威合法性正向预测感恩(β = 0.16, p < 0.05)，信息正义对感恩仍有预测作用(β = 0.27, p < 0.001)，直接效应为0.44，p < 0.001，间接效应为0.15，Boot SE = 0.08，95% CI = [0.01,0.32]，中介效应占总效应的24.90%。
综上，权威合法性评价在知觉的教师程序正义、分配正义和信息正义对感恩的效应中均起部分中介作用。
3.2.2. 社交疏离感的中介作用
在教师程序正义对学生感恩的作用中，控制了年龄、年级、社会称许性后，程序正义负向预测社交疏离感(β = −0.31, p < 0.001) (见表3)，社交疏离感负向预测感恩(β = −0.39, p < 0.001)；程序正义正向预测感恩(β = 0.34, p < 0.001)，当加入社交疏离感到模型后，社交疏离感负向预测感恩(β = −0.29, p < 0.001)，程序正义对感恩仍有预测作用(β = 0.25, p < 0.001)，直接效应为0.37，p < 0.001，通过社交疏离感对感恩的间接效应为0.13，Boot SE = 0.04，95% CI = [0.06,0.24]，中介效应占总效应的26.70%。
在知觉的教师分配正义对感恩的作用中，控制了年龄、年级、社会称许性后，分配正义负向预测社交疏离感(β = −0.16, p < 0.05)；分配正义正向预测感恩(β = 0.21, p < 0.01)，当加入社交疏离感到模型后，
Table 3. The mediating role of social estrangement between perceived teacher justice and gratitude
表3. 社交疏离感在知觉的教师正义与感恩之间的中介作用
注：控制了年龄、年级和社会称许性，*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
社交疏离感负向预测感恩(β = −0.36, p < 0.001)，分配正义对感恩仍有预测作用(β = 0.15, p < 0.01)，直接效应为0.21，p < 0.01，间接效应为0.08，Boot SE = 0.03，95% CI = [0.02,0.16]，中介效应占总效应的27.34%。
在知觉的教师信息正义对感恩的作用中，控制了年龄、年级、社会称许性后，信息正义负向预测社交疏离感(β = −0.34, p < 0.001)；信息正义正向预测感恩(β = 0.36, p < 0.001)，当加入社交疏离感到模型后，社交疏离感负向预测感恩(β = −0.29, p < 0.001)，信息正义对感恩仍有预测作用(β = 0.26, p < 0.001)，直接效应为0.43，p < 0.001，间接效应为0.16，Boot SE = 0.05，95% CI = [0.08,0.29]，中介效应占总效应的27.65%。
综上，社交疏离感在知觉的教师程序正义、分配正义和信息正义对感恩的效应中均起部分中介作用。
4. 讨论
本研究探讨教师正义对外来工子女感恩之心的促进作用，以及权威合法性和社交疏离感的中介效应。与假设1相符，知觉的教师程序正义、信息正义和分配正义均正向预测感恩，表明教师执教中的程序正义、信息正义和分配正义均有助于塑造外来工子女的感恩之心。教师程序正义和信息正义与学生感恩的相关(rs = 0.40, 0.40)高于教师分配正义与学生感恩的相关(r = 0.26)，可能由于教师程序正义和信息正义更能反映师生互动中的关系质量，程序正义体现了来自权威的尊重(Tyler & Lind, 1992)，信息正义体现了教师对学生的关怀和耐心(Kazemi, 2016)。教师公平对待对外来工子女感恩之心的促进作用，为理解处境不利儿童感恩情感的发展提供了新的视角。
知觉的教师程序正义、信息正义和分配正义均正向预测权威合法性评价(支持假设2a)，表明教师正义有助于增进外来工子女对教师权威合法性的认可。与以往青少年研究和成人研究的结果相似，知觉的权威程序正义和分配正义均可预测权威合法性评价(Gouveia-Pereira et al., 2003; Van Dijke et al., 2010)。教师程序正义与权威合法性的相关(r = 0.47)高于分配正义与权威合法性的相关(r = 0.33)，支持权威关系模型(Tyler & Lind, 1992)及以往研究结果，权威合法性评价更受程序正义判断的影响，当群体权威以公平程序决策时，成员更倾向于信任权威，愿意接受权威的决定。教师信息正义对权威合法性评价的预测作用，对以往研究结果做出了补充，表明来自教师的充分、合理解释亦有助于提升学生对教师权威合法性的评价。
知觉的教师程序正义、信息正义和分配正义均负向预测社交疏离感(支持假设2b)，表明教师正义有助于减少外来工子女在校的社交孤立，使他们形成更良性的友谊网络、师生关系和社会支持系统。该结果支持了群体参与模型(Tyler & Blader, 2003)和以往实证研究，教师正义执教(尤其以公平程序执教)会使学生积极看待所在集体，更强地认同和归属于群体(Resh & Sabbagh, 2014a)，有助于外来工子女体验到被纳入感，困难时有人求助，更少疏离于群体。群体参与模型亦可解释为什么教师程序正义和信息正义与社交疏离感的关系更为紧密，权威程序正义和信息正义所发出的信号是群体成员值得尊重和有尊严地对待(Bies & Moag, 1986; Kazemi, 2016)。
与假设3a相符，权威合法性评价在知觉的教师程序正义、信息正义和分配正义对感恩的效应中均起部分中介作用，表明教师正义可以通过以义服人(提高权威合法性评价)促进外来工子女的感恩之心。当权威行事正义时，个体会有较高的权威合法性知觉，基于这样的权威合法性知觉，个体会信任权威并形成较强的权威接纳和服从意愿，与权威的良好关系有助于处境不利儿童感恩之心的发展。与假设3b相符，社交疏离感在知觉的教师程序正义、信息正义和分配正义对感恩的效应中亦均起部分中介作用，表明教师正义可以通过减少外来工子女的孤立无助感(降低社交疏离感)进而促进其感恩之心。当外来工子女感到在学校有紧密的社交联结和良好的社会支持系统时，归属需要的满足和知觉的社会支持有助于增强他们的感恩之心。因此，教师正义执教会通过提高权威合法性评价和降低社交疏离感进而增进外来工子女的感恩之心。
本研究从“以义服人”和“减少孤立无助”两条路径解释教师正义如何塑造外来工子女的感恩之心，有助于理解教师公平对待对处境不利儿童道德情感发展的作用，亦体现了感恩教育中“身教”的重要性。教师正义对处境不利儿童感恩之心的促进作用为我们提供了一些启示，未成年人感恩戴义情感的萌生需要一个有恩有义的环境，处境不利儿童在学校教育中感受到了支持和公平对待，会自然萌发对师长、友伴和社会的感恩之情。对于社会正义的支持和维护而言，教师个人力量虽然有限，但如果教师对来自不同社会经济地位的学生能够一视同仁，在分配原则、程序使用和解释提供上尽可能做到公平，那么就已经在行动上支持了教育公平。从教师专业发展角度而言，培训教师成为支持和践行社会正义的教育者，有助于降低社会不平等在教育领域的消极影响。
在研究局限的反思上，本研究采用的教师程序正义测量条目(Kazemi, 2016)只反映了程序正义规则中的一致性和偏见抑制，未能反映程序正义的其他几项规则(如准确性、可更正性，见Leventhal, 1980)，该测量尚未全面覆盖教师程序正义的内涵，因此教师正义的测量工具需要该领域研究者进一步完善。此外，本研究采用相关设计探讨知觉的教师正义对感恩的预测作用，尚不能建立教师正义与外来工子女感恩的因果关系，未来研究还需通过实验设计或纵向设计进一步探讨二者的因果关系。
基金项目
教育部人文社会科学研究青年项目《儿童程序正义概念的发展机制及影响因素研究》(15YJC190021)。