International Open Access Journal Platform

1 引言

“孩子只听老师的话，不听家长的话怎么办？”这是中国家庭教育环境中很多父母遇到的一个问题。事实上，这种现象可能与孩子在教育活动中的归因差异有关。由于交互对象的身份差异，导致孩子在相同或相似的教育活动中产生不同的归因模式，从而接受或拒绝来自交互对象的教育建议。本研究通过对学生在不同关系交互情境中的归因模式进行研究，发掘其背后潜在的归因差异，为建立合理有效的家校联合培养模式提供一定的参考依据。

1.1 归因

归因（Attribution）即个体对他人或自己行为的解释，个体在生活中无论遇到正性事件还是负性事件，总会表现出一种较为稳定的归因倾向。研究者按来源或部位常将归因分为内部归因和外部归因两种[1]。值得注意的是，在现实情境中，个体的行为活动都是有针对性的，尤其在人际交往情境中，个体的行为活动都伴随着行为对象的参与。因此当某一事件发生时，除了将结果归为内部的个人原因和外部的环境原因之外，还可归于外部的行为对象［2］。凯利把这种归因于行为对象的心理活动称为刺激归因[1]，内部归因和刺激归因是主体将思维关注点向内和向外投射的表现，在交互活动当中，个体既可能进行内部归因，又可能进行刺激归因。

1.2 关系型交互活动中的归因

在教育情境中，作为关系的主体，孩子与父母或祖父母、老师会分别形成养育关系和教化关系而进行日常交互活动。前人关于关系型交互活动的归因研究大多针对某一特定对象（如父母或老师），从归因的特性和维度方面进行讨论。周雪雪等人发现父母的教养方式易使大学生进行外部归因[3]；张野等人发现高水平师生关系下初中生倾向将学业成败归为努力这样的内部可控因素，将人际成功看作是内外因素的综合作用，而低水平师生关系初中生倾向对学业与人际成败做外部归因[4]。事实上，个体对于不同交互对象的归因模式不尽相同。本研究主要关注个体在同一情境下，面向不同对象进行交互活动时表现出的归因模式差异。

哪些因素会影响关系型交互活动中个体的归因模式呢？琼斯（Jones）等人发现个体对自己比对他人越熟悉，就越容易对自己的行为进行情境归因，对他人行为进行特质归因[5]；董振华发现对陌生人和熟悉人的行为，青少年分别易进行内归因和外归因［6］，这说明熟悉度会影响归因。胡平等人发现依恋行为和亲密行为维度均与自我归因显著相关[7]；瓦巴（Wahba）等人发现依恋与归因方式有密切联系[8]；米库利茨（Mikulincer）发现安全依恋者对其伴侣的行为更易做出仁慈归因[9]。相比老师，人们对血缘关系更近的亲人更熟悉，因此本研究假设在亲子关系和隔代关系这种基于血缘和养育的交互活动中与在师生关系这种基于教育培养的教化关系交互活动中的归因模式存在显著差异。

在中国传统文化中，父母和祖父母常常对孩子采取过度保护和过度干涉的教养模式。这样的教养方式在一定程度上剥夺了孩子独立面对和解决问题的权力，同时也不利于孩子自信心的培养和自我效能感的提升。因此孩子在成功完成任务时，会认为自己并不是因为能力强而是因为运气好，而在任务失败时，常常为了逃避责罚而将失败的原因归结于任务难度大等外部因素。而在师生关系中，老师通过奖惩等方式进行鼓励，可以在一定程度上给予学生自信，使其遇到困难时会更多地从自己的角度反思问题并思考解决办法，形成向内归因的思维模式。同时，王婷等人发现青少年遵从父母的权威仅仅是向约定俗成的规则妥协，因为父母的知识经验会有利于事情的进展，所以当负性事件发生时会更倾向于认为父母的经验出了问题[10]，而在良好的师生关系中，由于建立了明确的奖惩规定，老师相较之下更具有权威性，因此当负性事件发生时，青少年更倾向于向内部找原因。巴塔尔（Bar-Tal）等人也发现学生对成败结果的原因知觉更接近老师而不是父母[11]。因此，本研究假设学生会更加遵从老师的权威，在师生交互情境中更易做出内部归因（归因于自身），在亲子和隔代交互情境中更易做出刺激归因（归因于父母或祖父母）。

2 方法

2.1 被试

基于方便样本抽取125名在校本科生填写问卷，剔除无效问卷后获得有效问卷121份，有效率为 96.8%，其中男生46人，女生75人，大一93人，大二21人，大三7人。在正式研究前的预研访谈中，超过一半被试表示不愿意透露年龄信息，因此在正式研究中只统计了年级信息作为年龄段的参考。被试在参与研究前签署了知情同意书，完成研究后获得了一份小礼物作为报酬。

2.2 研究材料

在正式研究前，我们通过访谈26名大学生，选出亲子关系、隔代关系和师生关系交互情境中易出现的涉及日常生活、兴趣爱好、学业职业、人际交往和道德品质等方面的事件，然后与5名心理学学生和1名心理学教师评定出36道原因填空题，组成归因问卷。

在这36题中，父母、祖父母、老师三类主体各占10题，其余6题不涉及上述主体。问卷中肯定性情境描述，例如：“陈旭的上班着装得到父母的赞成，请写出父母此举的原因”；否定性情境描述，例如：“爸妈反对苏茜留长发，请写出爸妈此举的原因”各占一半。

2.3 研究程序

被试收到归因问卷后，阅读首页的问卷简介并签署知情同意书。然后，被试阅读每一段互动情境并根据自己的真实想法，尽可能多地写出能想到的所有理由，时间不限。对父母、祖父母和老师三类交互主体出现的顺序做了预随机处理，确保相邻两段情境的主体不同。写完所有归因问题后，被试填写了基本人口学问卷。最后，由主试回答其关心的所有疑问并赠送小礼物致谢。

归因问卷回收后，交由另一名主试，使用贴纸将所有题目进行掩盖，确保编码人员在对被试的回答进行编码时无法看到题目信息。编码人员对答卷中的亲子、隔代、师生三种交互活动中的主体性归因（被试进行归因时思维关注点在父母、祖父母或老师身上）和客体性归因（被试进行归因时思维关注点在子辈、孙辈或学生身上）的数量进行统计。假如第1题被试进行了2次主体性归因，1次客体性归因，则赋分为“2、1”。对于含义模糊或无法确定归因对象的情形做出标记，后续与心理学专业教师进行协商，仍无法确认归因对象的均不计分。因为编码工作本身较为简单，本研究只有1位编码者，另一个专业教师只对不确定的情形进行确认。

3 结果

被试在三种交互关系（师生、亲子和隔代）与两种交互类型（肯定、否定）下的平均归因次数如图1所示，为了更加清晰地展现每种关系下归因模式的差别，以下将对每种交互关系下的平均归因次数进行分析。

图1 被试的平均归因次数，误差线为±1标准误

Figure 1 The average attribution times of subjects, with the error line of ± 1 standard error

3.1 师生交互关系中的归因偏差

以归因对象（教师或学生）、交互类型（肯定或否定）为被试内变量进行组内方差分析，结果显示，归因对象的主效应显著，F（1，120）=51.42，p<0.001，ηp2=0.300，被试总体上归因于学生的次数高于归因于教师的次数；交互类型的主效应显著，F（1，120）=5.54，p=0.020，ηp2=0.044，否定交互时的平均归因次数高于肯定交互时的平均归因次数。二者交互作用均不显著，F（1，120）=0.60，p=0.440，ηp2=0.005。这说明，在师生交互关系活动中，被试存在显著的内部归因偏差，并且不受交互类型的影响。

3.2 亲子交互关系中的归因偏差

以归因对象（父母或子女）、交互类型（肯定或否定）为组内变量，进行方差分析，结果显示，归因对象的主效应显著，F（1，120）=10.81，p=0.001，ηp2=0.083，被试总体上归因于父母的次数高于归因于子女的次数；交互类型的主效应也显著，F（1，120）=11.86，p=0.001，ηp2=0.090，否定交互时的平均归因次数高于肯定交互时的平均归因次数。二者的交互作用边缘显著，F（1，120）=3.50，p=0.064，ηp2=0.028，进一步简单效应分析发现，无论是在肯定交互（F（1，120）=4.21，p=0.042，ηp2=0.034）还是在否定交互（F（1，120）=13.86，p<0.001，ηp2=0.104）中，被试归因于父母的次数都高于归因于子女的次数；当归因于父母时，否定交互时的归因次数高于肯定交互时归因次数，
F（1，120）=8.78，p=0.004，ηp2=0.068，当归因于子女时，肯定交互与否定交互时的归因次数无显著差异，F（1，120）=0.31，p=0.578，ηp2=0.003。这说明，在亲子交互关系活动中，被试存在显著的刺激归因偏差，特别是在亲子否定交互活动中，刺激归因偏差程度更大。

3.3 隔代交互关系中的归因偏差

以归因对象（祖父母或孙子女）、交互类型（肯定或否定）为组内变量进行方差分析，结果显示，归因对象的主效应显著，F（1，120）=22.00，p<0.001，ηp2=0.155，被试总体上归因于祖父母的次数高于归因于孙子女的次数；交互类型的主效应也显著，F（1，120）=275.11，p<0.001，ηp2=0.696，否定交互时的平均归因次数高于肯定交互时的平均归因次数。二者的交互作用显著，F（1，120）=5.12，p=0.025，ηp2=0.041，进一步简单效应分析发现，无论是在肯定交互（F（1，120）=11.54，p=0.001，ηp2=0.088）还是在否定交互（F（1，120）=19.94，p<0.001，ηp2=0.142）中，被试归因于祖父母的次数都高于归因于孙子女的次数；当归因于祖父母时，否定交互时的归因次数高于肯定交互时归因次数，
F（1，120）=79.18，p<0.001，ηp2=0.398，当归因于孙子女时，也是否定交互时比肯定交互时的归因次数更多，F（1，120）=23.94，p<0.001，ηp2=0.166。这说明，在隔代交互关系活动中，被试存在显著的刺激归因偏差，无论在肯定交互还是否定交互活动中，这种刺激归因偏差均存在，并且在否定交互活动中更大。

3.4 三种交互关系中归因偏差的对比

首先，将被试的刺激归因次数（归因于教师、父母或祖父母）减去内部归因次数（归因于学生、子女或孙子女），作为被试的归因偏差指标。将该归因偏差指标与0比较后发现，在师生关系交互活动中，被试无论在肯定交互（t（120）=-6.27，p<0.001，Cohen’s d=-0.57）还是在否定交互（t（120）=-6.06，p<0.001，Cohen’s d=-0.55）中，均有显著的内部归因偏差，即倾向于归因给学生。在亲子关系交互活动中，被试无论在肯定交互（t（120）=2.05，p=0.042，Cohen’s d=0.19）还是在否定交互（t（120）=3.72，p<0.001，
Cohen’s d=0.34）中，均有显著的刺激归因偏差，即倾向于归因给父母。在隔代关系交互活动中，被试无论在肯定交互（t（120）=3.40，p<0.001，Cohen’s d=0.31）还是在否定交互（t（120）=4.47，p<0.001，
Cohen’s d=0.41）中，均有显著的刺激归因偏差，即倾向于归因给祖父母。这些结果与上述分析结果一致。

为了进一步对比三种交互关系中的归因偏差，以三种交互关系（师生、亲子和隔代）、两种交互类型（肯定或否定交互）为组内变量进行方差分析，结果显示，交互关系的主效应显著，F（2，240）=102.08，p<0.001，ηp2=0.460，简单比较发现，被试在亲子关系和隔代关系交互活动中的归因偏差无显著差异，p=0.226，在师生关系比亲子关系（p<0.001）和隔代关系（p<0.001）中，被试均有更为显著的内部归因偏差。交互类型的主效应也显著，F（1，120）=6.64，p=0.011，ηp2=0.052，在否定交互活动中比在肯定交互活动中，被试有显著更强的刺激归因偏差倾向。三种交互关系与两种交互类型之间无显著交互作用，p>0.05。

4 讨论

在亲子交互、隔代交互和师生交互三种关系型交互活动中，被试在亲子交互和隔代交互中均倾向归因于父辈或祖辈，在师生交互中均倾向归因于自身。这反映出对基于血缘关系和基于教化关系中的归因差异性，血缘关系中显著的外归因特点说明依恋的情感联系会影响到归因，这与胡平等人研究发现的依恋行为维度与自我归因显著相关，亲密行为维度也与自我归因显著相关[7]的结论，和瓦巴等人研究发现的依恋与归因方式具有密切联系[8]的结论，以及米库利茨研究发现的相比于不安全依恋者，安全依恋者对其伴侣的行为更易做出仁慈归因[9]的结论一致。

琼斯等人曾发现个体熟悉和了解自己比熟悉和了解他人更多，越了解自己就越容易对自己的行为进行情境归因，而对他人的行为进行个人特质归因[5]。董振华曾发现，对陌生人行为和熟悉人行为，儿童青少年分别更易进行内归因和外归因[6]。而本研究中发现的血缘关系中显著的外归因特点差异于教化关系，可能是因为个体对与自己血缘关系较近的亲人更加熟悉和了解，所以出现了这种差异。

教化关系中显著的内归因特点说明老师相比于父母更具有一定的权威性，这与王婷等人发现的青少年遵从父母的权威，是因为既定的规则，所以有时老师比父母更有权威[10]的结论和巴塔尔等人曾发现的对成败结果的原因知觉，学生会更接近老师，而不是父母[11]的结论一致，所以在师生交互中，大部分学生会更加尊重老师的权威，认为老师是正确的，而从自身方面找原因，归因时不自觉地将思维关注点放在自己身上。对于在亲子交互与隔代交互情境中均倾向归因于父辈或祖辈（即均倾向进行刺激归因），可能是因为这两个关系交互活动都是基于血缘关系的养育性交互活动，二者无显著区别。

本研究最重要的贡献在于使用归因问卷的方式，揭示了师生交互、亲子交互和隔代交互中，学生的归因偏差特点。特别是，本研究发现基于血缘的养育关系，与基于教化的师生关系，学生的归因模式完全不同，前者更倾向于刺激归因，而后者更倾向于内部归因。这一研究证据，既验证了“孩子只听老师话，不听家长话”的生活经验，也为学校教育和家庭教育的差异化功能定位提供了依据。

但是，本研究也存在一定局限。首先，本研究没有考虑到不良的师生关系、亲子关系和隔代关系等特例。当关系不良时，人们的归因模式也可能完全不同。与此同时，也没有考虑交互双方的性别、年龄差距等因素的影响。未来研究可以对交互双方的人口学因素、依恋关系模式等进行更深入的探讨。其次，本研究中的参与者主要是大学本科在读学生，本研究中反映出来的归因模式可能反应的是一种社会期待，而对于小学生、中学生而言，其归因模式也可能是完全不同的，未来研究还可以继续探讨。

5 结论

本研究通过对大学生在师生关系、亲子关系和隔代关系交互活动中的归因模式进行分析，研究结果表明，在基于血缘关系和教化关系中的归因模式存在差异，血缘关系中显著的外归因或刺激归因特点说明依恋的情感联系，教化关系中显著的内归因特点说明老师的身份具有一定的权威性，鼓励或批评教育具有内化趋势而实现教化的功能。这启示我们在学校教育和家庭教育上应当进行差异化功能定位，在家庭教育中给予学生更多关怀，在学校教育中给予学生更多正确的知识和价值引导。

参考文献

[1] 刘永芳．归因理论及其应用：修订版［M］．上海：上海教育出版社，2010：6．

[2] 李星．归因理论视角下中国—东盟区域合作中的信任问题研究［D］．江苏：中共江苏省委党校，2013．

[3] 周雪雪，孙爱雪，程淑英．大学生归因方式与人格特质及父母教养方式的相关研究［J］．中国健康心理学杂志，2012（3）：396-398．

[4] 张野，李其维．初中生师生关系、归因方式、成就目标定向与学业成绩的关系［J］．心理科学，2010（4）：785-788．

[5] Jones E E，Nisbett R E．The actor and the observer：divergent perceptions of their behavior［M］．Attrubtion：perceiving the causes of behavior，1972．

[6] 董振华．儿童青少年行为归因与自发特质推理的发展及两者之间的关系［D］．济南：山东师范大学，2005．

[7] 胡平，关瑜．依恋行为与情绪反应和社会归因的相关研究［J］．心理发展与教育，2007（4）：45-49．

[8] Wahba M A，Bridwell L G．Maslow reconsidered：a review of research on the need hierarchy theory［J］．Organizational Behavior & Human Performance，1973，15（2）：212-240．

[9] Mikulincer M．Adult attachment style and individual differences in functional versus dysfunctional experiences of anger［J］．Journal of Personality and Social Psychology，1998，74（2）：513-524．

[10] 王婷，徐琴美．冲突情景中青少年对父母权威的遵从［J］．中国临床心理学杂志，2006（1）：87-90．

[11] Bar-Tal D，Guttmann J．A comparison of teachers’ pupils’ and parents’ attributions regarding pupils’ academic achievements［J］．British Journal of Educational Psychology，1981，51（3）：301-311．