農村小學寄宿生心理資本的異質性及其社會適應：基于潛在剖面分析的證據 *

吳 旻 孫麗萍 梁麗嬋 邊玉芳

(1 贛南師范大學學報編輯部，贛州 341000) (2 北京師范大學教育學部，北京 100875) (3 首都師范大學教育學院，北京 100048) (4 北京師范大學中國基礎教育質量監測協同創新中心，北京師范大學兒童家庭教育研究中心，北京 100875)

1 引言

進入21 世紀以來，伴隨快速城鎮化進程以及農村學校布局調整，短短10 年間，我國37 萬所農村學校被撤并，農村寄宿生群體規模隨之大增，特別是出現了大批低齡的小學寄宿生群體。目前，我國農村寄宿生群體規模已超過3200 萬人，其中小學寄宿生達1080.8 萬人，占農村小學生總數的10.9%（教育部, 2012）。盡管近年來，農村寄宿學校的硬件設施得到了有效改善，但由于小學生生理與心理尚不成熟，人格未完全獨立，家庭依戀較強（李勉, 張平平, 張興慧, 王耘, 2015），過早的寄宿對其發展有著較大的負面影響（鄔志輝, 史寧中, 2011; Schaverien, 2015）。因此，有研究者提出我國農村小學寄宿生處于發展的高風險中，經濟資本、人力資本的形成與累積較弱（朱志勝, 李雅楠, 宋映泉, 2019）。

心理資本被認為是超越了傳統經濟資本、人力資本和社會資本的新型資本形式（Luthans &Youssef, 2004）。Luthans，Avolio，Avey 和Norman（2007）認為，心理資本是指個體在成長和發展過程中表現出的積極心理狀態，包括自我效能、希望、樂觀和韌性。研究者發現，由于社會文化背景、職業、年齡的不同，人們的認知水平和主要發展任務存在差異，不同群體的心理資本結構不同（范興華, 盧璇, 陳鋒菊, 2016; 譚諍, 劉洋, 2020;張闊, 張賽, 董穎紅, 2010）。以往針對農村小學寄宿生心理資本的質性研究發現，其心理資本除具有與西方心理資本結構相似的希望、樂觀、堅韌外，還包括感恩、自主和樂群（吳旻, 邊玉芳, 2020）。這說明，在我國文化背景下的農村小學寄宿生為了適應較為特殊的寄宿環境，所需的心理資本結構亦有其特點。大量研究已證實，心理資本對個體的適應狀況（如情緒態度、行為、業績、學業表現）具有重要的作用及意義（周文霞, 謝寶國, 辛迅, 白光林, 苗仁濤, 2015; Luthans et al., 2007; Newman,Ucbasaran, Zhu, & Hirst, 2014）。因此，心理資本理論為處境特殊的農村小學寄宿生開辟了新的研究視角。

目前農村寄宿生的適應問題成為一個日益凸顯的現實教育課題（楊兆山, 王守紀, 張海波, 2011）。有研究表明，農村小學寄宿生社會適應上“問題”凸顯，主要表現在情緒、行為和學業方面的“適應不良”（陳彥芳, 2008; Gao et al., 2019; Mo et al.,2012）。然而，也有研究者提出，并非所有農村小學寄宿生都存在“消極適應”問題，其中一部分個體在經過一段時間的適應后，其發展良好并獲得“積極適應”（楊兆山, 高鵬, 2012）。已有研究成果不一致的原因可能與農村小學寄宿生并不是一個同質群體有關。以往針對農村小學寄宿生心理資本的研究較少，現有關于留守兒童心理資本的研究（范興華等, 2018）均以變量為中心研究取向（variable-centered approach），即假定這一特殊群體同質，其結論主要是基于樣本平均數的考量，這忽略了群體內部的異質性分化。有研究者提出，相比不同群體間的差異，處境特殊兒童青少年個體內部心理狀況的差異更值得關注（謝家樹, 魏宇民, Zhu, 2019; Rutter & Sroufe, 2000），因此，有必要深入探討農村小學寄宿生群體內部心理資本的異質性，考察農村小學寄宿生心理資本不同亞類型在社會適應狀況上的差異。

潛在剖面分析（latent profile analysis, LPA）是以個體為中心研究取向的統計分析方法（邱皓政,2008），LPA 的優勢在于可確保各潛在類別之間差異最大，而亞類型內部差異最小，同時了解不同亞類型在整個群體中的人數比例，以捕捉以變量為中心的研究無法觀察到的群體不均等性（謝家樹等, 2019）。因此，本研究擬采用潛在剖面分析的方法，探討農村小學寄宿生心理資本的不同亞類型及其特征，考察不同亞類型寄宿生的適應狀況。

2 研究方法

2.1 被試

本研究采取整群抽樣法抽取江西省7 所鄉鎮寄宿制小學，選取4～6 年級寄宿生660 人，剔除一半以上未答、規律作答和存在明顯亂答跡象的問卷24 份，回收有效問卷636 份，有效回收率96.36%。其中四年級182 人（28.62%），五年級245 人（38.52%），六年級209 人（32.86%）；男生326 人（51.26%），女生310 人（48.74%）；獨生子女34 人（5.35%），非獨生子女602 人（94.65%）；間隔一周回家537 人（84.43%），間隔一周以上回家99 人（15.57%）；來自完整家庭565 人（88.84%），來自不完整家庭71 人（11.16%）。被試年齡介于10～13 歲之間，平均年齡11.89±1.53 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 農村小學寄宿生人口統計學變量

相關人口統計學變量包括：性別、年級、回家頻率（間隔一周回家、間隔一周以上回家）、家庭結構（完整家庭和不完整家庭）和家庭社會經濟地位（social economic status, SES）。

本研究選用陳艷紅、程剛、關雨生和張大均（2014）編制的青少年客觀經濟地位量表中的父母受教育程度及家庭擁有物作為測查家庭社會經濟地位的指標。參照任春榮（2010）的方法，采用因素分析法合成家庭SES 指標，將父親受教育水平、母親受教育水平、家庭擁有物3 個變量進行主成分分析，并進行標準化處理，依據公式得出：家庭SES=（β1×Z父親受教育水平+β2×Z母親受教育水平+β3×Z家庭擁有物）/ε?。得分越高，說明家庭SES 水平越高。本研究中，按照家庭SES 得分由高到低排序，前27%為高分組，后27%為低分組。

2.2.2 農村小學寄宿生心理資本的測量

依據農村小學寄宿生心理資本的結構及內涵特點（吳旻, 邊玉芳, 2020），采用自編的農村小學寄宿生心理資本問卷。該問卷分為感恩、自主、樂群、堅韌、希望和樂觀6 個維度，共29 題。問卷采用Likert 5 點計分，心理資本總分及各維度得分采用總體及維度的均分，得分越高，說明個體心理資本水平越高。本研究中，該問卷總體的Cronbach’s α 系數為0.90，各維度的Cronbach’s α 系數在0.71～0.89 之間。經驗證性因素分析，農村小學寄宿生心理資本屬于二階單因素模型，其擬合指標較好（χ2=721.21, df=335, CFI=0.95, TLI=0.94,SRMR=0.03, RMSEA=0.03）。

2.2.3 農村小學寄宿生社會適應的測量

農村小學寄宿生社會適應主要表現在情緒、行為和學業方面的適應（陳彥芳, 2008），具體指標及量表如下。

積極/消極情緒。采用黃麗、楊延忠和季忠民（2003）修訂的積極消極情緒量表。該量表題項由20 個反映情緒的詞組成，其中10 個形容詞用來描述積極情緒，10 個用來描述消極情緒，量表采用Likert 5 點計分。本研究中，積極消極情緒量表的Cronbach’s α 系數分別為0.84，0.83。

親社會行為。采用“中國6～15 歲兒童青少年心理發育特征調查組”編制的親社會行為問卷（董奇, 林崇德, 2011）。問卷共有12 個項目，量表采用Likert 4 點計分，得分越高代表個體親社會行為越多。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數為0.85。

攻擊行為。采用劉俊升、周穎和顧文瑜（2009）修訂的攻擊行為問卷。問卷共有29 個項目，量表采用Likert 4 點計分，得分越高代表該個體攻擊行為越多。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數為0.82。

學業成績。選取語文與數學成績作為學業成績指標，原始分數范圍均為0～100 分。由于被試來自不同學校、不同班級，因此以班級為單位，分別將兩科的原始成績轉化為班級內標準分數，再加以合并，代表學業總成績。分數越高，表明學業成績越好。

“凡事預則立，不預則廢”.生成性的教學雖然是一種意外之美，但依然需要恰當的預設為其做好鋪墊.在教學過程中，教師通過預設搭建促進學生生成的平臺，讓課堂成為預設與生成相互搭配、和諧共存的溫床.化學教材是實施教學的重要資源，它只是對課程標準的一種解讀，它所帶有的不足與缺陷需要教師的有效重組來得到優化.在化學教學中，教師要逐步轉化自己的教材觀，要善于從學生的實際情況和成長需要出發，靈活使用教材，預設各種教學安排.在預設時，教師一定要讓課堂具有充分的開放性和靈活度，這樣才能讓整個教學顯得生動且富有彈性，課堂才不會緊張而壓抑，學生的思維才能毫無約束地自由飛翔，這樣的教學才有助于生成的有效推進.

2.3 研究程序

本研究由經過專業培訓的3 名心理學碩士研究生和農村小學寄宿制學校班主任擔任主試。施測前，征得寄宿學校和寄宿生家長（或監護人）的知情同意，再統一施測。

2.4 統計分析

使用Mplus7.0 軟件對農村小學寄宿生心理資本進行潛在剖面分析；使用SPSS22.0 軟件進行多項Logistic 回歸分析和方差分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

在對可能存在的共同方法偏差進行程序控制（如匿名作答、部分條目反向計分）的基礎上，采用Harman 單因子檢驗法（Podsakoff, MacKenzie,Lee, & Podsakoff, 2003），對所有變量進行未經旋轉的探索性因素分析。結果表明，特征根大于1 的因子共有26 個，第一個因子解釋的變異量為14.17%，小于40%的臨界值，表明本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 主要變量的描述性統計結果

本研究涉及的主要變量的描述性統計及相關分析見表1。如表1 所示，除積極情緒和攻擊行為相關不顯著，其余各主要變量均兩兩顯著相關。

3.3 農村小學寄宿生心理資本潛在剖面

以農村小學寄宿生心理資本感恩、自主、樂群、堅韌、希望和樂觀6 個維度為指標，抽取1～4 個類別的擬合指數，進行潛在剖面分析的模型擬合分析，見表2。

模型適配檢驗指標主要包括AIC、BIC 和aBIC（樣本校正的BIC）三個信息評價指標，指標越小表示模型擬合越好；Entropy 指數越接近1 表示分類越精確；LMR-LRT 和BLRT 指標達到顯著性水平，表明模型的擬合好（邱皓政, 2008）。農村小學寄宿生心理資本不同類別數目的潛在剖面擬合指數如表2 所示，比較4 類模型擬合指數，第4 類模型中AIC、BIC 和aBIC 的指標最小，但LMRLRT 和BLRT 指標未達到顯著性水平，第3 類指標AIC、BIC 和aBIC 的指標較小，Entropy 的值最大，LMR-LRT 和BLRT 指標均達到顯著水平，因此，選擇第3 類模型為最佳模型。

如圖1 所示，農村小學寄宿生在心理資本3 種亞類型各維度間均無交點，不同亞類型的形態趨勢基本一致。結合表3 所示，類型1 寄宿生的心理資本各維度均值在2.79～3.80 之間，心理資本各維度整體均低于其他類別，共有66 人，占比10.38%，命名為“低心理資本型”；類型2 寄宿生在心理資本各維度均值在3.53～4.47 之間，心理資本各維度均處于3 種類型的中間水平，共有293 人，占比46.07%，命名為“中心理資本型”；類型3 寄宿生各維度均值在4.23～4.81 之間，心理資本各維度均高于其他類別，共有277 人，占比43.55%，命名為“高心理資本型”。根據不同類型寄宿生在心理資本各維度上的方差分析，總體方差分析結果Wiles’ λ=0.004，F(2, 633)=25350.56，p＜0.001，0.99，3 種類型寄宿生在心理資本各維度得分上均存在顯著差異。事后檢驗分析顯示，不同亞類型在心理資本各維度得分上均呈現兩兩差異。

表 3 農村小學寄宿生亞類型在心理資本及各維度上的差異

3.4 不同亞類型寄宿生的人口學特征差異

本研究在潛在剖面分析的結果上，進一步探討不同亞類型寄宿生的人口學特征。以潛在剖面分析結果作為因變量，性別（女生為參照）、年級（六年級為參照）、回家頻率（間隔一周以上為參照）、家庭結構（不完整家庭為參照）、家庭SES（高SES 為參照）作為自變量進行多項Logistic 回歸分析。其中“低心理資本型”（C1）作為比較參考類別，分析得出比值比（odd ratio,OR）系數，OR 系數反映了不同性別、年級、回家頻率、家庭結構、家庭SES 在心理資本亞類型上的比值比，多項Logistic 回歸結果見表4。

表 4 人口學變量對不同心理資本亞類型的多項Logistic 回歸

3.5 農村小學寄宿生心理資本亞類型在適應狀況上的差異

為進一步考察農村小學寄宿生心理資本亞類型在各適應狀況上的差異，以潛在剖面分析的結果為分類依據，采用多元方差分析探討不同組別寄宿生在適應狀況上的差異，總體結果Wiles’λ=0.028，F(2, 633)=4275.37，p＜0.001，具體在積極情緒[F(2, 6 3 3)=4 4.6 7，p＜0.0 0 1，消極情緒[F(2, 633)=7.76，p＜0.001，親社會行為[F(2, 633)=100.33，p＜0.001，攻擊行為[F(2, 633)=27.92，p＜0.001，學業成績[F(2, 633)=25.63，p＜0.001，得分上均呈顯著性差異，結果見表5。進一步事后檢驗發現，在消極情緒得分上，“高心理資本型”寄宿生顯著低于“中心理資本型”和“低心理資本型”，在積極情緒、親社會行為、攻擊行為、學業成績上，3 種類型差異兩兩顯著。

表 5 農村小學寄宿生心理資本亞類型在各適應變量上的差異

4 討論

4.1 農村小學寄宿生心理資本潛在分類特征及其異質性

本研究以農村小學寄宿生個體為中心，通過潛在剖面分析，發現農村小學寄宿生群體存在明顯的分類特征，包括“低心理資本型”、“中心理資本型”和“高心理資本型”3 種潛在類別；對3 種亞類型寄宿生進行兩兩比較，結果表明心理資本的6 個維度得分在3 個亞類型中呈現由低到高的特點且差異顯著，表明農村小學寄宿生心理資本確實存在群體內的異質性分化；此外，農村小學寄宿生有近九成分布于“中心理資本型”及以上，這在一定程度上說明，大部分農村小學寄宿生心理資本水平發展較好。

本研究發現，同一亞類型各維度水平形態一致，發展水平較為均衡，出現“同高”或“同低”的特點，即“高心理資本型”寄宿生心理資本各維度水平都顯著高于“中心理資本型”，“中心理資本型”寄宿生心理資本各維度水平均顯著高于“低心理資本型”。這一結果很好地支持了Hobfoll（2001）提出的多元資源理論，即心理資本是一個高階多維的核心構念，各核心維度彼此關聯，以協同整合的方式共同發揮作用，這說明農村小學寄宿生心理資本的各維度對其積極發展都很重要，不可偏廢。

4.2 農村小學寄宿生心理資本潛在類別的特點

本研究進一步探討了農村小學寄宿生心理資本潛在類別在相關人口學變量上的差異。具體來說，農村小學寄宿生心理資本亞類型的分布在性別、年級、家庭SES 上差異均不顯著，在回家頻率、家庭結構上差異顯著。間隔一周以上回家的寄宿生、來自不完整家庭的寄宿生，越有可能分布于“低心理資本型”群體中。家庭是孩子“心靈的港灣”，每周回家的寄宿生，能定期與家人相處生活，形成較為穩定、親密、安全的依戀關系，因而其心理資本較為充足；而間隔較長時間回家的寄宿生，不能及時與家人溝通、交流，容易積壓各種消極的情緒，其心理資本較為匱乏。從本研究結果可以看出，寄宿生父母離異或喪親等家庭變故而發生家庭結構的變化，盡管其離開家庭在學校寄宿，但依然產生了不利影響，其心理資本較為匱乏。這說明父母與子女穩定的親子依戀和完整的家庭結構是影響寄宿生心理資本的重要因素，也是農村小學寄宿生群體潛在類別分化的重要因素。

4.3 農村小學寄宿生心理資本亞類型的社會適應分析

對于不同亞類型寄宿生在適應狀況上的研究結果表明：各亞類型寄宿生在情緒、行為和學業成績上均存在顯著差異，表現為“高心理資本型”顯著優于“中心理資本型”，“中心理資本型”顯著優于“低心理資本型”。這在一定程度上說明了“高心理資本型”寄宿生的適應狀況良好，而“中心理資本型”和“低心理資本型”寄宿生的適應狀況較差，這驗證了以往研究結果（周文霞等, 2015; Luthans et al., 2007; Newman et al.,2014）。依據素質–壓力模型理論（Gazelle & Ladd,2003），個體應對環境壓力的核心要素是其自身資源，農村小學寄宿生所處的環境相似，面對相同的壓力卻有不同的發展結果，其關鍵在于個體是否具備充足的資源，從而獲得更好的發展結果（Benson, 2006）。“高心理資本型”寄宿生在感恩、自主、樂群、堅韌、希望和樂觀維度上的水平都較高，具備充足的心理資源，足以應對不利處境中的各種風險，并獲得積極發展，擁有積極的情緒、行為及優異的學業表現。

4.4 教育及干預啟示

每一個兒童都具備積極發展的可能，都應當作“資源”來培養，而不是“問題”來管理（邊玉芳, 吳洪健, 張玲玲, 2018; Damon, 2004）。本研究的啟示在于，農村小學寄宿生心理資本群體內部存在異質性分化，不同亞類型群體的社會適應狀況不同。以個體為中心研究農村小學寄宿生不同亞類型的特點，有助于研究者及相關教育者更全面、細致地了解這一群體，為干預及教育管理提供科學依據。未來的實踐應充分發揮心理資本“可管理、可改變”的優勢，結合農村小學寄宿生心理資本異質性分化特點，加強寄宿學校與寄宿生家庭的聯系，更有針對性地開展農村小學寄宿生的干預及管理。

5 結論

（1）依據心理資本各維度的剖面情況，可將農村小學寄宿生分為“低心理資本型”、“中心理資本型”和“高心理資本型”3 種潛在類別。（2）回家頻率、家庭結構影響寄宿生心理資本的類型，間隔一周以上回家和不完整家庭的寄宿生更可能分布于“低心理資本型”中。（3）3 種類型寄宿生的社會適應狀況存在顯著差異?！案咝睦碣Y本型”寄宿生在情緒、行為、學業表現上顯著優于“中心理資本型”和“低心理資本型”寄宿生。