高中生班級環境和學業壓力的關系：一個有調節的中介模型

盧宇寧 羅品超

（華南師范大學心理學院，廣州 510631）

1 引言

我國從古代科舉制以來，就以考試來選拔人才。最近“內卷”一詞被引用在教育領域，是指在有限空間內激烈的零和式競爭現象（陳誠，包雷，2022）。學生為了競爭有限的升學名額反復刷題，這對學生今后的學習和生涯發展作用并不大。高中生正處于埃里克森人格發展八階段中的青春期，面臨自我同一性和角色混亂的沖突。許多高中生的自我概念不清晰，在面對激烈的競爭時沒有明確的方向?；诖?，本研究從環境和個體兩方面來探討高中生學業壓力的影響因素以及內部的作用機制，為學生提供一些減輕學業壓力和“去內卷”的途徑，為將來的教育實踐活動提供一些思路。

學業壓力是指由學生對學業壓力源的評估導致的擔憂，并往往引起心理和生理上的痛苦（Lee ＆Larson，2000）。良好的班級環境會減緩學生的學業壓力。同學、老師的支持可以緩沖壓力的影響（Cohen ＆ Wills，1985；Gore ＆ Aseltine，1995）。不良的班級環境會增大學生的學業壓力。有研究表明，班級環境的競爭程度越高，存在的適應問題越少，適應能力越強（江光榮，林孟平，2005）。這與前人的研究相悖，前人研究認為高競爭往往會導致情緒問題和適應能力的問題（Johnson ＆ Johnson，1974）。盡管注重競爭的學校環境可以提高一些學生的學習成績，但在這樣的環境下，許多青少年的學習動力會下降（Meece et al.，2006）。在當下競爭激烈的社會，教師的嚴格要求和同伴的高學業成就所帶來的競爭氛圍可能會造成學生較大的學業壓力（Carman＆ Zhang，2010；Rathmann et al.，2018）。本研究重點關注班級環境中競爭氛圍的影響。綜上，班級環境可能是影響學業壓力的外在客體因素。由此，我們提出假設一：班級環境對學業壓力有顯著的預測作用。

學業社會比較是指在學業方面，學生通過將自己的學習情況與其他同學的學習情況相比較（Pulford et al.，2018），從而形成學業方面的能力和水平的評估過程（徐曉飛，2005）。環境會影響人們社會比較的傾向以及社會比較的效應。競爭的環境可能會促進人們進行社會比較（Ruble ＆ Frey，1991），由社會比較所導致的“自我貶低效應”也會被放大（吳愈曉，張帆，2020）。競爭情境中的個體在社會比較時傾向于產生對比效應，合作情境中的個體在社會比較時傾向于產生同化效應（Stapel ＆Koomen，2005）。激烈的班級競爭促使學生將自己的學業成績與同學進行比較（Chan ＆ Lam，2008）。當周圍的同齡人有更高的抱負時，個體在進行比較后會感到自我貶低（Rathmann et al.，2018）。由此可見，班級環境可能是影響學業社會比較的一個重要因素，競爭氛圍濃厚的班級可能會促進學生進行學業社會比較。

社會比較會給青少年帶來壓力感和憂傷感（Fincham et al.，1989），學業社會比較會影響學業自我效能感（白學軍 等，2013），與學業壓力（袁瑛，2014）、抑郁（Li et al.，2021）呈顯著相關。排名次會讓學生和同班同學進行學業社會比較（Carman ＆Zhang，2012），學生通過學業比較來估計他們掌握技能的情況，這可能會給學生帶來學業壓力（Janet Raat et al.，2015）。由此可見，學生進行學業社會比較可能會造成學業壓力。我們可以推斷，班級環境可能是通過學業社會比較來影響學業壓力的。由此，我們提出假設二：學業社會比較在班級環境和學業壓力的關系中起中介作用。

自我概念清晰性是指個體對自我認識的清晰程度以及個人屬性的穩定性和確定性（Campbell et al.，1996）。自我概念不穩定的低自尊者傾向于進行社會比較（Wayment ＆ Taylor，1995）。自我概念清晰性和社會比較取向（Brunot et al.，2015）、個體感到的壓力（Smith et al.，2010）呈顯著相關，它會影響個體的身心健康發展（Sebastian et al.，2008）、適應力（Wimmer et al.，2019）和自我調節能力（徐海玲，2007），對于自我概念正在形成的青少年而言更是有著特別意義。自我概念清晰性能夠緩解壓力對抑郁情緒的影響（徐海玲，2007）和低自尊對抑郁癥狀的影響（Lee-Flynn et al.，2011）。綜上，自我概念清晰性可能會調節班級環境對學業社會比較的影響，從而調節對學業壓力的影響，它可能是影響學業壓力的內在的個人主體因素。由此，我們提出研究假設三：自我概念清晰性在班級環境通過學業社會比較影響學業壓力這一中介路徑的前半段起調節作用。

綜上所述，本研究構建了一個有調節的中介模型（見圖1），考察班級環境預測學業壓力的中介（學業社會比較）和調節（自我概念清晰性）機制。假設模型圖如圖1 所示。

圖1 有調節的中介作用假設模型

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究采用紙質版問卷以及網絡版問卷相結合的方式來收集問卷。以廣東、浙江五所高中的學生作為研究對象，發放問卷1032 份，回收有效問卷870份，有效率84.3%。被試里有男生393 人（45.2%），女生477 人（54.8%）；城鎮學生601 人（69.1%），農村學生269 人（30.9%）；獨生子女255 人（29.3%），非獨生子女615 人（70.7%）。被試的平均年齡為15.71歲（SD＝0.91）。

2.2 研究工具

2.2.1 我的班級問卷

由學者江光榮編制（2004）。本研究選用此問卷來測量班級環境變量，包括師生關系、同學關系、秩序與紀律、競爭和學習負擔五個維度，共38 題。在本研究中該量表的 Cronbach’s α 系數分別為0.95，0.87，0.89，0.83，0.69；驗證性因素分析顯示，模型與數據擬合良好（χ2／df＝4.73，CFI＝0.88，TLI＝0.87，RMSEA＝0.07，SRMR＝0.08），信效度檢驗結果良好。

2.2.2 中學生學業壓力源問卷

由學者陳旭編制（2004）。本研究選用此問卷來測量學業壓力變量，包括競爭壓力、挫折壓力、任務壓力、他人期望壓力、時間壓力、自我發展壓力、環境壓力、他人要求壓力、成績目標壓力九個因素，共56題。在本研究中該量表總的Cronbach’s α 系數為0.97，九個因素的Cronbach’s α 系數分別為0.91，0.89，0.82，0.92，0.86，0.76，0.80，0.70，0.89；驗證性因素分析顯示，模型與數據擬合良好（χ2／df＝4.15，CFI＝0.85，TLI＝0.85，RMSEA＝0.06，SRMR＝0.07），信效度檢驗結果良好。

2.2.3 中學生學業社會比較問卷

由學者徐曉飛編制（2005）。本研究選用此問卷來測量學業社會比較變量，包括比較取向、自我貶低、自我完善、向上比較、平行比較、向下比較六個因素，共38 題。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數分別為0.85，0.94，0.87，0.92，0.90，0.91；驗證性因素分析顯示，模型與數據擬合良好（χ2／df＝4.06，CFI＝0.92，TLI＝0.91，RMSEA＝0.06，SRMR＝0.06），信效度檢驗結果良好。

2.2.4 自我概念清晰性問卷

由學者Campbell 編制（1996），國內學者將其翻譯成中文版（牛更楓 等，2016）。本研究選用此問卷來測量自我概念清晰性變量。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數為0.85；驗證性因素分析顯示，模型與數據擬合良好（χ2／df＝3.93，CFI＝0.93、TLI＝0.91、RMSEA＝0.08、SRMR＝0.05），信效度檢驗結果良好。

2.3 研究程序與數據處理

研究者按照標準化的施測流程對研究對象發放問卷。所有問卷回收后，按照規則進行篩選并剔除無效問卷，隨后進行數據處理。

采用SPSS 25.0 對數據進行錄入和統計分析，采用Mplus 7.0 進行驗證性因素分析以驗證問卷的結構效度，采用SPSS 的Process 3.3 進行多重中介作用分析以及有調節的中介作用分析。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

為避免共同方法偏差對于研究結果的影響，本研究在程序上進行了一些控制。首先，本研究選取了信效度較高，包含反向計分題的問卷。然后，采用匿名方式，通過線上和線下兩種途徑從多所學校收集問卷。最后，采用Harman 單因素檢驗法來檢驗共同方法偏差情況，對問卷所有題目進行探索性因素分析，檢驗未旋轉的因素分析結果。結果顯示，特征值大于1 的因子有24 個，且第一個公共因子的解釋率為21.5%，小于40%。因此，本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 各變量描述統計及相關分析結果

各變量描述統計及相關分析結果見表1。由表1可知，學業壓力與其他變量都呈顯著相關。

表1 各變量相關分析結果

3.3 班級環境對學業壓力的預測作用

使用分層回歸，以學業壓力為因變量，第一層控制人口學變量（性別、年齡、生源地、是否獨生子女）的影響，然后依次加入班級環境的五個維度作為自變量，進行多元逐步回歸。結果顯示，班級環境的師生關系（β＝-0.12，t＝-3.21，p＝0.001）、同學關系（β＝-0.14，t＝-3.86，p＜0.001）能顯著地負向預測學業壓力，班級環境的競爭（β＝0.26，t＝7.44，p＜0.001）、學習負擔（β＝0.22，t＝6.39，p＜0.001）能顯著地正向預測學業壓力。逐步回歸結果見表2。

表2 班級環境對學業壓力的回歸分析

由表2 可知，班級環境中，除了秩序與紀律外，另外四個維度對學業壓力的預測均顯著，可以解釋22%的學業壓力。從各變量的預測力高低看：班級競爭對學業壓力具有最強的預測力，其解釋變異量為14%；其次為學習負擔和師生關系，其解釋變異量為3%；接著是同學關系，其解釋變異量為2%；秩序與紀律對學業壓力的解釋變異量不顯著。因此，假設一成立。班級環境對學業壓力有顯著的預測作用。

3.4 學業社會比較在班級競爭與學業壓力之間的中介作用

由上面的回歸分析可知，班級環境的五個維度可以解釋22%的學業壓力，其中班級競爭可以解釋14%的學業壓力，占所有維度總解釋量的63.6%，大大超過了一半，因此本研究選擇班級競爭為自變量，探討其與學業壓力之間的內部作用機制。

采用非參數百分位Bootstrap 法進行95%的中介效應置信區間估計（方杰，張敏強，2012；Preacher ＆ Hayes，2008）。對各變量進行標準化處理，進行并行中介模型檢驗，結果顯示，班級競爭顯著正向預測學業壓力（β＝0.14，t＝4.36，p＜0.001）。班級競爭顯著正向預測比較取向（β＝0.39，t＝12.45，p＜0.001）、自我貶低（β＝0.36，t＝11.27，p＜0.001）、自我完善（β＝0.36，t＝11.35，p＜0.001）、向上比較（β＝0.37，t＝11.80，p＜0.001）、平行比較（β＝0.30，t＝9.24，p＜0.001）、向下比較（β＝0.19，t＝5.64，p＜0.001）。比較取向（β＝0.11，t＝2.49，p＝0.013）、自我貶低（β＝0.42，t＝11.81，p＜0.001）顯著正向預測學業壓力。

根據國內學者修改的中介效應的檢驗流程（溫忠麟，葉寶娟，2014a）檢驗中介效應，結果如表3 所示。

表3 學業社會比較的中介效應分析

由表3 可知，學業社會比較在班級競爭和學業壓力間起部分中介作用，總間接效應顯著，Bootstrap 95%置信區間不包含0（95% CI：0.16，0.26），效應值為0.21，占總效應的60%。其中比較取向的中介效應顯著，Bootstrap 95%置信區間不包含0（95%CI：0.01，0.08），效應值為0.04，占總效應的12%；自我貶低的中介效應顯著，Bootstrap 95%置信區間不包含0（95% CI：0.11，0.19），效應值為0.15，占總效應的44%。自我完善、上行比較、平行比較和下行比較的中介作用不顯著。因此，假設二成立。班級競爭通過比較取向和自我貶低來影響學業壓力。

3.5 自我概念清晰性的調節作用

由上面的中介作用分析可知，學業社會比較取向和自我貶低在班級環境和學業壓力的關系中起中介作用，因此分別以比較取向和自我貶低為中介變量，檢驗自我概念清晰性的調節作用。根據國內學者的觀點（溫忠麟，葉寶娟，2014b），檢驗有調節的中介模型需要對三個回歸方程進行估計。方程1 檢驗班級競爭對學業壓力的直接效應是否受自我概念清晰性的調節；方程2、方程3 共同檢驗班級競爭對學業壓力的間接效應是否受到自我概念清晰性的調節。

對各變量進行標準化處理，估計方程1。結果顯示，方程1 中班級競爭與自我概念清晰性的交互項對學業壓力的預測不顯著（B＝-0.04，t＝1.90，p＝0.058），即班級競爭對學業壓力的直接效應不受自我概念清晰性的調節。接著檢驗班級競爭對學業壓力的間接效應是否受自我概念清晰性的調節（直接效應沒有受到調節），各方程的參數估計結果見表4、表5。

表4 有調節的中介模型檢驗（比較取向為中介變量）

表5 有調節的中介模型檢驗（自我貶低為中介變量）

表4 結果顯示，方程2 中班級競爭與自我概念清晰性的交互項對比較取向影響顯著（B＝-0.05，t＝-2.03，p＝0.043）；方程3 中比較取向對學業壓力影響顯著（B＝0.17，t＝5.38，p＜0.001），說明自我概念清晰性調節比較取向中介作用的前半段。表5 結果顯示，方程2 中班級競爭與自我概念清晰性的交互項對自我貶低影響顯著（B＝-0.08，t＝-3.34，p＜0.001）；方程3 中自我貶低對學業壓力影響顯著（B＝0.39，t＝12.05，p＜0.001），說明自我概念清晰性調節自我貶低中介作用的前半段，假設三成立。

在高自我概念清晰性（M＋SD）和低自我概念清晰性（M-SD）下對班級競爭與比較取向、自我貶低的關系做調節效應圖，具體見圖2、圖3。

圖2 自我概念清晰性對班級競爭與比較取向關系的調節作用

圖3 自我概念清晰性對班級競爭與自我貶低關系的調節作用

由圖2、圖3 可知，當自我概念清晰性高時，班級競爭與比較取向的關系、班級競爭與自我貶低的關系更弱。因此，假設三成立，自我概念清晰性在比較取向和自我貶低的中介作用中起調節作用。

4 討論

班級環境的師生關系能顯著地負向預測學業壓力，與前人的研究結果一致（李蓓蕾 等，2019）。教師在班級里扮演極其重要的角色，教師對學生的自主支持能夠減輕學生的學習壓力（Trigueros et al.，2020）。同樣地，與同齡人建立良好的聯系也能有效減緩學業壓力（Wuthrich et al.，2021），長期被同齡人排斥會導致適應不良，容易增加學生的學業壓力（Boulard et al.，2012）。秩序與紀律對學業壓力幾乎沒有預測作用，這可能是因為秩序紀律差的班級環境可能會削弱學生的學習動機（龐海波，2009），但是過分強調秩序與紀律的班級對學生的適應能力可能有一定的抑制作用（江光榮，林孟平，2005）。班級環境的競爭能顯著地正向預測學業壓力。班級競爭氛圍越強烈，同學之間“被卷”的幾率就越大，個體感到的壓力也越大（曹蕊，吳愈曉，2019）。課業負擔和考試是形成學業壓力的重要因素。課后作業越多，學生自由支配的時間就越少，身心無法得到放松?？偟膩碚f，班級環境是影響學業壓力的外在環境因素。

學業社會比較的比較取向、自我貶低在班級競爭和學業壓力之間起中介作用。我國高考人數眾多，但是高等教育的資源相對有限。高考競爭放在學校里看，就是同學與同學之間的同輩群體競爭。為了確定自己在班級里的學業水平，學生需要進行自我評價。班級里的同學之間容易獲得對方的排名情況，這也促使了學生與同班同學進行學業社會比較。當同班同學的能力較高時，身處于優秀的同輩之中，競爭的環境更容易產生對比效應，對自己的評價不如同化效應積極（Colpaert et al.，2015）。學生的核心自我評價越低，產生抑郁狀態越嚴重（任志洪 等，2011）。自我貶低會導致個體失去自信心，認為自己沒有能力去面對困難，并產生更大的學業壓力。

自我概念清晰性在中介效應中起調節作用。布郎芬布倫納的生態系統理論認為，外在系統與個體內部相互作用并影響著個體發展（Bronfenbrenner，1977）。學業壓力的形成離不開環境因素與個體因素的交互作用。學生身處在競爭氛圍濃厚的班級環境時，往往會感覺到被身邊優秀的同學“卷”。低自我概念清晰性的人更容易缺乏生活目標感，自尊水平也更低（Blazek，＆ Besta，2012）。高中生正處于建立自我同一性的階段，如果自我概念不清晰，對自我感到不確定，就容易在競爭的浪潮中盲目地進行學業社會比較。和同學比較后，又覺得自己不如他人，進一步貶低自己的能力，從而增加自己的學業壓力。反之，如果對自我概念比較清晰明確，知道自己想成為什么樣的人、想追求什么，在競爭面前就會保持自我獨特性，并且體驗到更高的生命意義感和幸福感（Shin et al.，2016；聶晗穎，甘怡群，2017）。即便大家都很“卷”，但因為有著明確的目標，所以不需要過多地與同學進行社會比較來確定自己的能力，對自己未來的發展有較清晰的規劃以及較高的職業成熟度（曹璇 等，2021），清楚現在的學習和未來生涯發展的聯系，可以在競爭的浪潮中保持自己的方向。

本研究結果對教育實踐中如何為高中生減輕學業壓力具有一定的啟示作用。首先，教師應建設良好的班級環境，引導班級同學合作共贏，追求合作的班級氛圍比追求競爭的班級氛圍更容易使學生在社會比較中產生同化效應（Stapel ＆ Koomen，2005）。除了對外在的環境建設，也要考慮對學生內在的自我建設。教師應提供學生生涯規劃、選科等方面的指導，生涯規劃對青少年自我同一性的形成有著重要的影響，可以幫助學生探索自我、認識自我（喻瑤，2011）。

5 結論

（1）班級環境的師生關系、同學關系能夠負向預測學業壓力，班級環境的競爭、學習負擔能夠正向預測學業壓力。（2）學業社會比較的比較取向、自我貶低在班級競爭和學業壓力之間起中介作用。（3）自我概念清晰性可以調節“班級競爭→比較取向→學業壓力”中介模型的前半段以及“班級競爭→自我貶低→學業壓力”中介模型的前半段。