4~6歲幼兒師幼關系對同伴關系的影響：親子關系的調節作用

【摘要】本文以200名4～6歲幼兒為研究對象，考察親子關系、師幼關系和同伴關系三種重要人際關系的相互關系。結果表明，母子關系、父子關系和師幼關系均處于中等偏上水平；同伴關系和父子關系均存在顯著性性別差異；師幼關系、同伴關系和親子關系均不存在顯著性年齡差異；母子關系與父子關系總體上不存在顯著性差異，但母子親密性顯著高于父子親密性；母子關系沖突性維度和師幼關系總體呈顯著性正相關，母子關系總體和師幼親密呈顯著性正相關，師幼關系總體以及親密性和沖突性維度均與同伴拒絕呈顯著性負相關；師幼關系對同伴拒絕的負向預測作用會受到母子關系的親密性以及父子關系的沖突性的調節作用。

【關鍵詞】師幼關系；同伴關系；親子關系

【中圖分類號】G612 【文獻標識碼】A 【文章編號】1005-6017（2022）02-0033-07

【作者簡介】熊玲（1993-），女，湖北咸寧人，廣州市番禺區東城幼兒園教師，碩士。

一、問題的提出

人際關系是人與人之間在活動過程中直接的心理上的關系或距離，學前兒童早期最重要的人際關系包括親子關系、師幼關系和同伴關系。國家從政策層面，對于幼兒人際關系發展給予了充分重視。《幼兒園教育指導綱要（試行）》明確提出：“教師要引導幼兒參加各種集體活動，體驗與教師、同伴共同生活的樂趣，學習初步的人際交往技能。” [1]

《3-6歲兒童學習與發展指南》進一步指出：“家庭、幼兒園和社會應共同努力，為幼兒創設溫暖、關愛、平等的家庭和集體生活氛圍，建立良好的親子關系、師生關系和同伴關系，讓幼兒在積極健康的人際關系中獲得安全感和信任感。”[2]

4～6歲幼兒處于幼兒園中班或大班，中班是幼兒社會性發展的關鍵期，大班幼兒需要為小學適應做好同伴交往能力方面的準備。因此，對于4～6歲幼兒來說，同伴關系的作用逐漸凸顯出來。哈吐魯（Hatup）[3]的兩種性質人際關系理論以及哈里斯（Judith Rich Harris，1995）[4]提出的群體社會化發展理論均突出指明了同伴關系對兒童發展的重要價值。然而，生態系統理論啟示我們，同伴因素并不是單獨發揮作用的，個體與他人互動時會產生“雙向”的影響作用，親子以及師幼之間的互動也會影響其同心圓中的同伴互動，對同伴關系產生影響[5]。

梳理文獻，發現當前將三者人際關系結合起來進行探討的研究還較少，因此，本研究基于上述國家政策背景和理論背景，以4～6歲幼兒的同伴關系為核心，探討親子關系和師幼關系對同伴關系的影響。

從現實角度來看，在中國家庭中，母親往往參與教養更多，而父親參與教養存在一定缺失，但是當前已有關于親子關系的研究并沒有很好地體現出這一點，所以本研究在考察親子關系時，將親子關系細化為母子/父子關系，對親子關系本身做更深入的分析。

二、研究設計

（一）研究對象

本研究選取了3所公辦幼兒園及3所民辦幼兒園，根據同伴提名法以及問卷的發放和回收，最終確定了200名幼兒為研究對象。

（二）研究方法及工具

1. 同伴提名法

本研究采用現場提名法，主試提前選擇好測試方位，保證測試環境是安靜舒適、相對隱蔽，不會影響其他幼兒正常活動秩序的，并且在該位置接受測試的幼兒能看到班級中所有其他幼兒。根據班級花名冊，主試依次單獨對每一位小朋友進行提問，詢問幼兒在班上最喜歡和最不喜歡的三名幼兒，記錄提名結果。最后以班級為單位，將正/負提名次數標準化得到正提名標準分（Zp）和負提名標準分（Zn），標準化方程為Z=（x-μ）/σ，x為某一幼兒提名次數，μ為班級提名平均數，σ為標準差。其中正提名標準分反映同伴接納程度，負提名標準分反映同伴拒絕程度。

2. 問卷調查法

本研究采用問卷法，通過父母分別填寫《親子關系量表》和主班教師填寫《師幼關系量表》，獲得親子關系和師幼關系的相關數據，進行數據分析。本研究共發放問卷《親子關系量表》540份，回收418份，無效問卷18份，最終共得到400份有效問卷，其中父子關系、母子關系的問卷各200份；發放紙質問卷《師幼關系量表》270份，回收259份，其中無效問卷19份，最終得到240份有效問卷。為了保證每名幼兒均有對應的同伴關系、母子關系、父子關系和師幼關系的完整數據，最終用于數據分析的《師幼關系量表》為200份。

（1）《親子關系量表》

本研究采用張曉[6]等人翻譯和修訂的《親子關系量表》，包括親密性（10個題項）和沖突性（12個題項）兩個維度。親子關系總分=親密性得分+沖突性題目反向計分后的得分，分數越高代表親子關系越好，其中沖突性得分越高代表實際親子關系中的沖突越小。

信效度檢驗結果表明，量表的信效度均良好。總量表、親密性維度和沖突性維度的Cronbach’s α系數分別為0.853、0.810和0.870。驗證性因子分析得到各項擬合系數為卡方自由度比χ2/df=2.891，近似誤差均方根RMSEA=0.069，增值擬合系數（IFI）、比較擬合系數（CFI）、Tucker-Lewis指數（TLI）的值分別為0.904、0.904、0.892 。

（2）《師幼關系量表》

本研究采用張曉[7]等修訂的《師幼關系量表》，包括親密性（10個題項）、沖突性（12個題項）兩個維度，共22個題項，采用Likert 五點記分。師幼關系總分=親密性得分+沖突性題目反向計分后的得分，總分越高則師幼關系越好，其中，沖突性得分越高，代表實際中的師幼沖突越小。結果表明量表的信效度均良好。總量表、親密性維度和沖突性維度的Cronbach’s α系數分別為0.737、0.711和0.774。

（三） 施測程序

首先，研究者進入班級，以班級為單位實施同伴提名法，獲得每名幼兒的正提名次數和負提名次數，經過數據處理后，得到每名幼兒的正提名標準分、負提名標準分和同伴關系類型。

其次，在每班隨機選出受歡迎型幼兒、被拒絕型幼兒、被忽視型幼兒、矛盾型幼兒和一般型幼兒各2名，共10名幼兒。請主班教師填寫對應的10份《師幼關系量表》紙質問卷，獲得10名被試對應的師幼關系得分。

最后，給10名幼兒的家長發放《親子關系量表》電子問卷，由父親和母親各填一份，獲得相應母子關系和父子關系數據。

以班級為單位重復此程序。因為父子關系的數據回收難度較大以及民辦幼兒園中教師的流動率較高，因此最終符合條件的被試為200名。

三、研究結果與結論

（一）母子關系、父子關系與師幼關系的描述性統計

本研究對母子關系、父子關系與師幼關系進行描述性統計，結果如表1（見下頁）。由表1可知，母子關系、父子關系和師幼關系的平均得分均大于理論中值（3），同時單樣本t檢驗結果均顯示p<0.001，因此說明4～6歲幼兒母子關系、父子關系和師幼關系均處于中等偏上水平。

（二）親子關系、師幼關系和同伴關系的人口學變量差異性檢驗

本研究采用t檢驗，分別以性別、年齡為分組變量，以母子關系、父子關系、師幼關系和同伴接納及同伴拒絕為檢驗變量，分析親子關系、師幼關系和同伴關系在性別及年齡上的差異性。

由表2可知，母子關系、師幼關系和同伴接納維度在幼兒性別上不存在顯著性差異；父子關系存在顯著性性別差異（t=-2.208，p<0.05），女孩與父親的關系更好；同伴拒絕存在極其顯著性性別差異（t=5.049，p<0.001），女孩被同伴拒絕的程度明顯更低；師幼關系、同伴關系和親子關系均不存在顯著性年齡差異。[同伴拒絕的計算方法是：（該名幼兒的負提名次數-班級負提名次數平均數）/班級負提名次數的標準差。一名幼兒的負提名次數最小值為0，如某女孩的負提名次數為0，但是班級負提名次數平均數為正值，那么其同伴負提名標準分的結果就是負值，說明其負提名次數小于班級平均數，在班級群里被拒絕的程度低。表2中的“-0.01”就是82名女童負提名標準分的平均值，是有可能為負值的，說明女孩整體上被同伴拒絕的程度低。這里的負值只表示大小，沒有方向上的意義。]

（三）母子關系與父子關系的差異性檢驗

本研究采用t檢驗，比較母子關系和父子關系在各維度上的差異性。表3顯示，母子關系與父子關系總體上不存在顯著性差異，但母子親密和父子親密之間存在極其顯著性差異（t=3.121，p<0.01），具體表現為母子親密顯著高于父子親密（M母子親密=4.14，M父子親密= 3.99）；母子沖突和父子沖突之間不存在顯著性差異（t=-0.551，p>0.05）。

（四）親子關系、師幼關系和同伴關系的相關性分析

本研究采用相關分析，得到三個變量在總分和各維度上的相關性，具體相關系數見表4（見下頁）。由表4可知：首先，在親子關系與同伴關系的相關性方面，母子關系、父子關系與同伴接納之間的相關性均不顯著，皮爾遜相關系數分別為-0.001（p>0.05）、0.099（p>0.05）；母子關系、父子關系與同伴拒絕之間的相關性也不顯著，皮爾遜相關系數分別為-0.060（p>0.05）、0.032（p>0.05）。其次，在師幼關系與同伴關系相關性方面，師幼關系總體、師幼親密以及師幼沖突與同伴接納的相關性均不顯著，皮爾遜相關系數分別為0.076（p>0.05）、0.045（p>0.05）、0.066（p>0.05）；師幼關系總體、師幼親密以及師幼沖突均與同伴拒絕呈顯著性負相關關系，皮爾遜相關系數分別為-0.233（p<0.01）、-0.156（p<0.05）、-0.186（p<0.01），其中沖突性維度反向計分，得分越高，代表實際的沖突越低，因此實際中教師和幼兒之間的沖突越少，幼兒被同伴拒絕的程度就越低；最后，在親子關系與師幼關系相關性方面，母子沖突和師幼關系總體顯著正向相關，皮爾遜相關系數為0.145（p<0.05），師幼親密和母子關系總體呈顯著正向相關，皮爾遜相關系數為0.149（p<0.05），父子關系和師幼關系之間的相關性并不顯著（r=0.024，p>0.05）。

（五）親子關系調節效應檢驗

目前主要是借助于SPSS宏程序PROCESS來進行調節效應的檢驗。

由相關分析的結果可知，師幼關系和同伴拒絕之間呈顯著性負相關。在此基礎上，本研究進一步通過PROCESS，分析母子關系和父子關系在師幼關系對同伴拒絕影響上的調節作用。

1. 母子關系的調節效應檢驗

由表5可知，在控制了性別因素后，師幼關系能夠極顯著負向預測同伴拒絕（β=-0.701，p<0.01）；母子親密對同伴拒絕的預測作用不顯著（β=0.080，p>0.05）；母子親密與師幼關系的交互效應極其顯著（β=-1.402，p<0.01），說明母子親密性能夠調節師幼關系對同伴拒絕的預測程度或方向。在控制了性別因素后，師幼關系能夠極顯著負向預測同伴拒絕（β=-0.702，p<0.001）；母子沖突性對同伴拒絕的預測作用不顯著（β=-0.109，p>0.05）；母子沖突與師幼關系的交互效應不顯著（β=-0.081，p>0.05），說明師幼關系與同伴拒絕之間的關系并不受到母子沖突的調節。進一步進行簡單斜率分析（見圖1，下頁），由圖1可知：在低母子親密情況下，師幼關系正向預測同伴拒絕，預測作用不顯著[simple slope（簡單斜率，下同） = 0.051，t=0.140，p>0.05]；在高母子親密情況下，師幼關系能夠顯著負向預測同伴拒絕（simple slope =-1.454，t=-4.205，p<0.001）。說明母子關系的高親密性能夠增強良好師幼關系對同伴拒絕的負向預測強度，即母子關系中的親密性越高，師幼關系越好時，同伴拒絕的程度越低。

2. 父子關系的調節效應檢驗

由表6（見下頁）可知，在控制了性別因素后，師幼關系能夠極顯著負向預測同伴拒絕（β=-0.743，p<0.01）；父子親密對同伴拒絕的預測作用不顯著（β=0.197，p>0.05）；父子親密與師幼關系不存在顯著的交互效應（β=-0.698，p>0.05）；在控制了性別因素后，師幼關系能夠極顯著負向預測同伴拒絕（β=-0.781，p<0.01）；父子沖突對同伴拒絕的預測作用不顯著（β=0.100，p>0.05）；父子沖突與師幼關系存在顯著的交互效應（β=-0.661，p<0.05），說明師幼關系對同伴拒絕的作用會受到父子沖突性的調節。

進一步進行簡單斜率分析，由圖2可知：在父子沖突低分組中，師幼關系負向預測同伴拒絕，預測作用不顯著（simple slope = -0.290，t=-0.881，p>0.05）；在父子沖突高分組中，師幼關系能夠負向預測同伴拒絕，預測作用顯著（simple slope =-1.273，t=-3.634，p<0.001）。需要注意的是，父子關系是反向計分的，所以在父子沖突高分組中，實際上父子間的沖突性是更少的，因此，說明父子間的高沖突性會增強不良師幼關系對消極同伴關系的正向預測作用。即實際父子沖突越低，師幼關系越好時，幼兒被同伴拒絕的程度也就越低。

綜上，本研究得出以下研究結論：

（1）從總體上來看，母子關系、父子關系和師幼關系均處于中等偏上水平。

（2）從人口學變量差異性來看，父子關系和同伴拒絕均存在顯著的性別差異，與男孩相比，女孩在家庭中和父親的關系更好，沖突性更低，在幼兒園中被同伴拒絕的程度更低；母子關系、父子關系、師幼關系和同伴關系均不存在顯著的年齡差異。

（3）從母子關系與父子關系的差異性來看，母子親密與父子親密間存在顯著差異，具體表現為母子親密顯著高于父子親密；母子沖突與父子沖突間的差異并不顯著。

（4）從相關分析來看，親子關系與同伴關系不存在顯著的相關關系；師幼關系總體及各維度均與同伴拒絕存在顯著的負相關關系；母子沖突與師幼關系以及母子關系與師幼親密均存在顯著正相關關系。

（5）從調節檢驗結果來看，師幼關系對同伴拒絕的負向預測作用會受到母子親密性和父子沖突性的調節作用。幼兒和母親關系親密，和教師的關系良好時，在同伴群體中被拒絕的程度就越低；同樣地，幼兒和父親之間的沖突低，師幼關系良好時，在同伴群體中被拒絕的程度越低。

四、討論與分析

（一）親子關系、師幼關系和同伴關系在性別上的特點

本研究發現，4～6歲幼兒親子關系、師幼關系和同伴關系均不存在顯著性年齡差異，但同伴關系和父子關系存在顯著性性別差異。

女孩的同伴關系顯著優于男孩，表現為女孩被同伴拒絕的程度顯著低于男孩，這與前人研究結果基本一致。同伴關系的性別主效應在不同文化背景下均普遍存在[8][9]。同伴關系在性別上的差異，一方面與幼兒自身的生物特征有關，與女孩相比，男孩新陳代謝快，力量和速度更強，精力更旺盛，更容易產生破壞行為和身體上的攻擊行為，同伴沖突更多。另一方面與男孩和女孩的社會性發展差異有關。研究普遍認為，在幼兒期，女孩的社會性發展比男孩好，表現出更多的親社會行為，而男孩缺少正確處理同伴沖突與矛盾的技巧方法，常常以簡單的身體攻擊行為來處理沖突。因此，男孩的同伴沖突更多，也更容易有突出的同伴拒絕。

女孩和父親的關系顯著優于男孩和父親的關系，具體體現為女孩與父親的沖突性會更小。這主要是因為父親對待男孩和女孩的態度以及采取的教育方式不同。而這種態度和教育方式的差異，主要源自男孩、女孩社會文化期許差異和性別角色心理。社會對男孩往往有更多類似“獨立”“自信”“勇敢”等方面的期許，而對女孩在獨立方面的期許少了很多，尤其是父親自身作為男性角色，對男孩獨立、有擔當方面的要求會更為突出，因此父親對于男孩的教養更為嚴格，當男孩行為不當或犯錯誤時，父親的包容度更小，往往采取更為嚴厲的體罰或訓斥的教育方式，而對女孩更為寬容，因此男孩與父親的沖突更多。

（二）母子關系和父子關系的差異

關于親子關系的研究，一直以來都是以母親視角為主，對父子關系的關注相對較少。本研究通過對母子關系和父子關系比較發現：母子關系與父子關系總體上不存在顯著性差異；母子關系和父子關系在沖突性不存在顯著差異；在親密性上存在顯著性差異，母子親密顯著高于父子親密。這一結論與前人的研究基本一致。Shek（2000）等人研究發現，在中國，子女與母親的交流要遠遠多于父親，母子之間的依戀較之父親更為強烈[10]。造成母子親密和父子親密差異的原因，主要是長期以來的社會分工。在“男主外，女主內”的分工格局下，母子相處的時間更長，空間更廣，這種時空關系決定了母子親密性更高。同時女性的母性天性也是促使其與子女的聯系紐帶和親子依戀強于父親的重要因素。

（三）親子關系、師幼關系和同伴關系的相關性分析

首先，本研究的結果表明，親子關系和同伴關系相關性不顯著。這與以往研究的結論存在差異（孫煒煒，2014；陳超，2015），與陳欣銀（1995）等人的研究具有部分一致性。這主要是因為已有證明親子關系與同伴關系相關的研究更多的是從親子依賴或親子依戀維度分析，而本研究考察的是親子親密性和親子沖突性，沒有涉及親子依賴性。另外，父母和同伴之間的接觸較少，親子關系對同伴關系的影響并不是直接的，會受到多方因素綜合的影響，如幼兒自身氣質、外貌，師幼關系，班級氛圍，同伴特征，幼兒園環境等。因此親子關系與幼兒同伴關系的相關性并未達到統計學意義。此外，樣本容量與抽樣地區的不同也可能會導致結論的不一致，后續可做更大范圍的調查與研究。

其次，本研究表明，師幼關系和同伴關系相關性顯著。師幼親密能顯著負向預測同伴拒絕，師幼沖突能顯著正向預測同伴拒絕。這與已有研究相一致（Howes， Hamilton，1993；程利國，高翔，2003）。這是因為，師幼關系可能會影響幼兒在同伴中的形象和地位，師幼沖突高的幼兒在與教師交往的過程中更容易得到教師的負面評價，給同伴留下“調皮”“不聽話”等印象，從而被同伴拒絕的程度更高。師幼關系還可通過影響幼兒的交往積極性、交往能力等影響其同伴關系[11]。

另外，研究結果顯示，母子沖突和師幼關系呈顯著性正相關，師幼親密和母子關系呈顯著性正相關。在父子關系上沒有顯著的相關關系。在家園共育方面，母親和教師的交流溝通較多，父親參與幼兒園教育較少，在家庭教育方面的參與程度也遠不及母親，因此師幼關系和母子關系呈現出更緊密的聯系。與此同時，幼兒園教師多為女性，在行為和思想方式上和母親可能有一定的一致性，因此師幼關系和母子關系可能存在更突出的相關性。相關研究發現，早期親子關系尤其是母子關系的質量與幼兒在園時的師幼關系質量具有低到中等程度的一致性（Howes，1993； Pianta，1997）[12][13]。

（四）親子關系的調節作用

本研究發現，4～6歲幼兒親子關系在師幼關系和同伴關系之間具有調節作用，具體表現為高母子親密或低父子沖突能夠增強師幼關系對同伴拒絕維度的負向預測強度。大量研究證明了母子關系和師幼關系具有交互作用，相互可以作為兒童發展的保護因子，而對于父子關系的作用研究相對較少。

總體來說，父母尤其是母親是幼兒早期接觸最多、影響也最大的人，在低母子親密或高父子沖突情況下，教師的教育和家庭教育難以達成一致，幼兒表現出來的不利于良好同伴關系建立的行為，如交往不主動、攻擊性行為、情緒問題等很難得到徹底的改善，因此在這種情況下，師幼關系對幼兒同伴拒絕的負向作用被弱化。

另外，在家園共育方面，教師對家庭教育的干預或指導作用是有限的，受到父母態度的影響，在低母子親密或高父子沖突的家庭中，父母的教養方式可能存在不合理的地方，缺乏對教育的重視或科學的教育理念，因此教師的溝通工作更難進行或成效有限。從生態系統理論視角來看，幼兒所處的環境是一個相互影響的整體，只有同時建立良好的師幼關系和親子關系，幼兒與同伴的關系才更積極。

【參考文獻】

[1] 教育部. 幼兒園教育指導綱要（試行）[EB/OL].http：//www.eol.cn.2021-05-01.

[2] 教育部. 3-6歲兒童學習與發展指南[EB/OL].http：//www.Moe.gov.cn.2021-05-01.

[3] Hartup W W. Social relationships and their developmental significance[J].American Psychologist，1989，44（02）：120-126.

[4] Judith Rich Harris， Where is the child’ s environment a group socialization theory of development[J].Psychological Review， 1995，102（03）： 458-489.

[5] Bronfenbrenner U.Toward an experimental ecology of human development[J].American Psychologist，1977，32（07）：514-531.

[6] 張曉，陳會昌，張桂芳，周博芳，吳巍.早期父子關系量表中文版的信效度檢驗[J].中國臨床心理學雜志，2008，4（01）：13-14+21.

[7] 張曉. 師幼關系量表的信效度檢驗[J].中國臨床心理學雜志， 2010，18（05）：582-583.

[8] 葉曉璐.兒童同伴關系的性別特點及教育啟示——基于150名5歲兒童樣本調查分析[J].山西青年管理干部學院學報， 2010，23（03）：101-104.

[9] 鄭信軍. 聚焦處境不利學生[M].杭州：浙江大學出版社，2007.

[10] Shek DTL. Differences between fathers and mothers in the treatment and relationship with their teenager children： Perceptions of Chinese adolescent[J].Adolescence，2000，137（35）：135-146.

[11] Carollee Howes. Socil-emotional classroom climate in child care， child-teacher relationship and children’s second grade peer relations[J].Social Development， 2009，9（02）：191-204.

[12] Howes C， Hamilton C E. The changing experience of childcare： change in teachers and in teacher- child relationships and children’s social competence with peers[J].Early Childhood Research Quarterly，1993，8（01）：15-32.

[13] Pianta R C， Nimetz S L. Bennett E. Mother-child relationships teacher-child relationships and school outcomes in preschool and kindergarten[J].Early Childhood Research Quarterly，1997，12（03）：263-280.

通訊作者：熊玲，1484133846@qq.com

（責任編輯 張付慶）