一、引言
随着我国城镇化的持续推进，越来越多的农村剩余劳动力相继涌入城市务工，为城市建设和发展贡献着自己的一份力量。然而，由于高昂的房价、沉重的教育、医疗和生活成本，使他们难以举家搬迁到工作所在的城市，于是，在中国的广大农村，便出现了一个具有典型中国特色的群体——留守儿童。留守儿童指的是父母双方或一方流动到其他地区，孩子未随父母共同生活仍留在原户籍所在地的18岁以下儿童[1]。据统计，中国农村留守儿童群体数量庞大，据2010年全国第六次人口普查的结果推算，当年共有留守儿童6000多万[2]，尽管近些年来，留守儿童的绝对数量有所下降，但仍不可小觑，据2018年公布的数据，2017年我国仍有留守儿童1550多万[3]。已有研究表明，留守儿童不仅会面对较为严重的社会问题，而且在心理健康方面所面临的风险也远远高于非留守儿童，在情绪情感方面，留守儿童会表现出更多的抑郁、焦虑、怀疑、仇恨等负面情绪 [4]，行为方面存在着诸多不适应[5-6]。因此，针对留守儿童这一特殊弱势群体进行研究，探究影响其心理健康的保护性因素，具有重要的理论意义和实践价值。
教师期望知觉是学生所感知到的教师对自己表现出来的耐心、期待、态度以及师生间的互动关系[7]。作为教学活动的重要组织者和参与者，教师所表现出来的行为会对学生的内在心理活动和外在行为表现产生显著影响。在教师期望知觉对学生内在心理活动的影响方面，周海龙研究表明，教师期望知觉能够显著预测初中生的自我效能感和实现幸福感[8]，胥兴春则验证了教师期望知觉在影响小学生学业情绪中的积极作用[9]；在对外部行为的影响效果中，田艳辉等人的研究发现，教师期望知觉会通过自我期望的传递效应影响学生的学习投入[10]，除此之外，教师期望知觉对学业成绩也具有显著的正向影响作用[11-12]。由此，本研究假设留守儿童教师期望知觉能够显著预测其生活满意度，即留守儿童教师期望知觉越强，生活满意度也越高。
动机理论认为，作为外部动机的教师期望知觉需要转化为更为接近个体态度和行为的内部动机，才可能更持久地发挥作用。同时，借鉴以往的研究成果，研究者认为教师期望知觉对生活满意度的影响可能并非直接作用，而是存在着一些传递影响效果的变量，也即教师期望知觉和生活满意度间存在某些中介变量，进一步探究教师期望知觉影响留守儿童生活满意度的过程才能更深入地揭示其作用机制。在仍以学习成绩为主要评价内容的教育背景下，教师期望知觉高的个体会将这种期望视为特殊照顾，作为回报教师对自己的“知遇之恩”，学生会倾向于表现出更好的学业指标，其学业满意度相应也会更高，多项研究也都证实了教师期望知觉与学业指标间的相关性[13-14]。而对学生个体而言，学习是其在校期间所从事的主要活动，也是获得积极性评价的重要依据，学业表现好的学生会从社会、学校、家庭、同伴等渠道得到更多的积极反馈，这种积极反馈会逐步内化为对自我的认同，随之，自我价值感也会更强，自我价值感的提升最终带来生活满意度的提高。
综上所述，本研究构建了以留守儿童教师期望知觉为自变量、生活满意度为因变量、学业满意度和自我价值感为中介变量的完整路径图，如图1所示。考虑到教师期望知觉也可能会影响到自我价值感，学业满意度也可能会影响到生活满意度，本研究允许教师期望知觉→自我价值感和学业满意度→生活满意度的路径存在，以此构建了一个多重中介效应模型。
二、研究方法
（一）研究对象
采用方便取样的方法，从河南省开封市、平顶山市和信阳市的6所小学随机抽取研究对象，参考以往相关研究，研究对象须符合父母至少一方外出务工6个月以上，在前期访谈过程中发现，部分三年级及以下学生对问卷中的部分题项理解存在偏差，因此，本研究的施测对象为四年级及以上学生。共发放调查问卷250份，回收245份，剔除无效问卷，最终得到有效问卷203份，有效回收率为81.2%，调查对象中，男生109人，占53.7%，女生94人占46.3%；年龄介于9-13岁之间（均值10.77， 标准差0.95）；四年级60人，占29.6%，五年级99人，占48.7%，六年级44人，占21.7%。
（二）研究工具
1. 教师期望知觉量表
采用张光伟编制的教师期望知觉量表，该量表共15个题项，分为教师支持、教学互动和学业反馈三个分量表，采用Likert5点计分，1-5分别表示“完全不符合-完全符合”得分越高表示教师期望知觉越强。本研究中，3个分量表的Cronbach’s α系数介于0.656-0.830之间，总量表的Cronbach’s α为0.86。
2.学业满意度问卷
参考以往研究的做法[15]，本研究采用自编学业满意度问卷进行调查，考虑到不同课程在4-6年级学生学习过程中的重要性不同，本研究将调查题项设置为“你对自己的语文学习感到满意；你对自己的数学学习感到满意；你对自己的英语学习感到满意”三个题项，采用Likert-5点计分，1-5分别表示“非常不符合-非常符合”，得分越高表示学业满意度越高，本研究中Cronbach’s α系数为0.66.
3.自我价值感量表
选用黄希庭、杨雄编制的《青少年自我价值感量表》中的总体自我价值感分量表，共6个项目，采用Likert-5点计分，1-5分别代表“完全不符合-完全符合”，得分越高表明自我价值感越强，多项研究证实该量表具有良好的信效度，本研究中其内部一致性Cronbach’α系数为0.71。
4.生活满意度量表
采用Diener编制的生活满意度量表，共包含5题题目，采用Likert-5点计分，1-5分别表示“非常不满意-非常满意”，分值越高，表示对生活的满意程度越高，该量表在测量个人主观生活满意度方面具有广泛的应用，且具有良好的信效度。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.71。
5.数据处理
对收集到的数据进行有效性判断并录入，采用SPSS19.0对数据进行信度分析、相关分析和回归分析，采用Lisrel8.7对数据进行验证性因素分析、区分效度检验和结构方程模型建模，对变量间的关系进行检验。
三、研究结果
1、变量间区分效度及共同方法偏差检验
本研究采用构建竞争模型与预设模型进行比较的方法对各个变量的区分效度进行检验，如表1所示，四因子模型为预设模型，即教师期望知觉、学业满意度、自我价值感和生活满意度均为独立变量，验证性因素分析的拟合指数如下，各项指标均优于临界值。同时，本研究根据理论逻辑和变量之间的相关性构建了四个竞争模型，结果显示，四个竞争模型的拟合指标部分或者全部不达标，说明假设的竞争模型与数据拟合不理想，由此证明研究中所用到的四个变量具有较好的结构效度及区分效度。由于研究中用到的数据均为自评，不可避免受到同源误差的影响，因此，本研究对可能存在的共同方法偏差进行了检验。具体方法为：在预设模型的基础上，允许每个题项负荷于一个共同方法因子，且四个因子与共同方法因子之间不相关，检验该模型的拟合指数，如表1中五因子模型所示，各项拟合指标均不理想，由此说明加入方法学因子后的模型与数据不匹配，也即本研究中不存在严重的共同方法偏差。
表1 变量的区分效度及共同方法偏差检验
|
模型 |
c2 |
df |
c2/ df |
RMSEA |
GFI |
CFI |
IFI |
NNFI |
|
单因子模型 |
513.29 |
96 |
5.3 |
0.13 |
0.77 |
0.78 |
0.78 |
0.75 |
|
二因子模型 |
393.83 |
118 |
3.3 |
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