社会比较批评 对儿童情绪健康及成就动机的影响

摘要：研究考察社会比较批评对儿童的情绪健康及成就动机相关变量的影响，能为父母如何运用评价促进儿童心理健康提供科学依据。随机整群抽取华南地区城市某小学的327名4～6年级儿童为研究对象，采用问卷调查形式调查儿童知觉到的社会比较批评与儿童情绪健康（生活满意度和抑郁）以及成就动机（简单任务选择倾向、困难任务选择倾向和动机缺乏）的关系，采用结构方程建模。结果表明，儿童知觉到的社会比较批评对抑郁、简单任务选择倾向和动机缺乏有正向的预测作用，对生活满意度有负向的预测作用，但儿童知觉到的社会比较批评不能预测困难任务选择倾向。研究启示，社会比较批评对儿童的情绪健康及成就动机有一定的消极影响。

关键词：评价;社会比较批评;情绪健康;成就动机

中图分类号：G44 文献标识码：A 文章编号：1671-2684（2022）10-0018-06

一、引言

社会比较批评指的是基于社会比较，并让儿童知觉到自己比别人差的评价方式[1]。在儿童发展的过程中，来自成人（尤其是父母）的表扬和批评会对儿童的成就动机、成就取向以及情绪健康等都产生显著的影响[2-4]，并且评价对儿童的影响是好是坏，与评价的类型关系密切。

一般而言，研究者将表扬和批评按照其关注点的不同细分为几种不同的类型[3-5]：

（1）针对个人的表扬与批评，通常是对儿童的智力等人格特质和个人品质进行整体性评价，如“你真是个聪明的孩子”或“你怎么这么笨”等;

（2）针对过程的表扬与批评，这种评价又叫掌握评价，包括针对儿童在完成任务过程中所付出的努力或者使用的方法进行的表扬或者批评。如“你所使用的方法很好”或“你还不够努力”等;

（3）针对结果的表扬与批评，指向行为的客观结果，评价行为的适宜与否。如“你的成绩不错”，或“你画画不好”等。

近来，有些研究者提出了一种不同于上述分类体系的另外一种评价类型，即社会比较表扬和批评，这种评价类型更关注评价方式而不是评价内容。此评价通常是将儿童与其他人的表现进行比较，如“你是全班同学里考得最好的”“其他小朋友都比你乖”等。

社会比较表扬和批评基于社会比较进行[6]，其比较的内容既可以针对个人也可以针对过程或结果。因此，社会比较评价与之前研究中基于评价内容进行分类的评价方式并不在同一层面。

综观现有研究，针对个人的表扬与批评、针对过程的表扬与批评的研究更为丰富和深入，研究结果较为一致，即针对过程的表扬对儿童的情绪健康和成就动机有积极影响，针对个人的表扬对儿童有消极影响[7]。

针对过程的表扬与批评的积极影响主要是利于儿童形成掌握取向模式，即在遭遇挫折或者失败或犯错时儿童仍会持积极的自我评价（将失败归结为可变的因素，如方法不对或者努力不够）;对自己的表现还是给予更为满意的评价，拥有积极的情绪，在行为方面表现为更高的任务坚持性，愿意寻求挑战。

针对个人的表扬与批评对情绪健康的消极影响主要是使得儿童形成了习得无助取向模式，即儿童在遭遇失败或挫折或犯错时会有消极的自我评价（将失败归因为较为稳定的因素，比如不够聪明或能力不足），对自己的表现给予更不满意的评价，拥有消极的情绪，在行为方面表现为坚持性下降，回避挑战等[3-4[。

针对结果的表扬与批评，即提供任务结果[8[或行为的准确性的反馈[9]。在现实生活中针对结果的评价被普遍使用，但一些研究指出，在较为复杂的、不确定的任务类型中，针对结果的反馈往往不具备优势。例如，有研究使用了较为复杂的决策任务范式，结果发现那些忽略结果评价的被试表现更好[9]。Jonhnson等[10]使用航天飞机操控系统探究不同评价类型的作用，结果发现，得到过程评价的被试比得到结果评价的被试表现更好。

关于社会比较评价的研究很有限。有研究者指出，如果激励儿童基于与其他人的比较来评估自己，那么他们在将来表现不如别人时难以应对，可能出现习得无助取向的非适应性反应模式[11]。有关社会比较表扬的研究表明，相比针对过程的表扬，社会比较表扬会降低内部动机[6]。

Camras、Sun、Li等[12]通过使用自编的“比较批评和羞辱问卷”来探讨比较批评和羞辱与中美儿童学业努力、抑郁和反社会行为的关系，结果发现：相比美国的孩子，中国孩子知觉到的比较批评和羞辱更多;而知觉到的比较批评和羞辱越多的儿童，越不愿意付出学业努力，抑郁水平更高，反社会行为更多。

这一研究的局限在于，他们的研究混合了比较批评和羞辱的影响，并不能回答出社会比较批评是否会有这些影响。新近研究通过角色扮演实验发现，社会比较批评会降低画画情景中一年级儿童对自我表现的评价，在数学测验情景中呈现回避挑战的行为，儿童的情绪在画画及数学测验情景中均有所下降[1]。该研究是由实验操控的方式得到的即时影响，只是一次实验的经历。

在现实生活中，社会比较批评通常来源于父母，中国父母在强调“谦受益，满招损”以及极其注重学业成就的文化价值观下，出于对孩子的高期望，常常直接抑或间接地告诉自己的孩子，其他孩子有多好。

这样的一种社会比较批评评价方式，对孩子的情绪健康相关变量（生活满意度和抑郁）和成就动机相关变量（成就行为倾向以及动机缺乏）有何影响？本文试图探究这一问题，以期为父母如何运用评价促进儿童心理健康提供科学依据。

二、研究对象与方法

（一）研究对象

采用整群抽样的方式对华南地区城市某小学的330名4～6年级学生发放问卷（问卷首页附有知情同意说明），其中3名学生的问卷因作答不认真而剔除，最后有效被试为327名。男生176名，女生150名，一名学生没有填写性别，平均年龄为10.75岁，其中四年级学生110名，五年级学生114名，六年级学生103名。这些学生的父母年龄在30到60岁之间，其中父亲的平均年龄为40.42岁（SD=4.87），母亲平均年龄为37.44岁（SD=4.37）。

（二）研究工具

1.社会比较批评问卷

由于以往研究没有可以直接测量社会比较批评这一变量的工具，当前研究从已有的中文问卷“比较式批评和羞辱问卷”[12]中选取其中和社会比较批评有关的9个测量条目及根据社会比较批评定义和发展心理学专家的意见自编4个项目，形成社会比较批评问卷。

该问卷采用5点计分，1代表完全不符合，5代表完全符合，学生根据父母平时对自己的表现可能会有的反应和做法进行评分，得分越高表示家长平时的反应和做法与描述越相符合。

先以345名4-6年级学生作为预研究被试，完成了初步编制的问卷。首先，通过计算项目与问卷的总分之间的相关系数得到项目的区分度，并删除了相关低于0.30的5个项目。然后对剩下的项目进行探索性因素分析，最终形成一个单维结构、8个项目的问卷。

验证性因素分析结果支持该问卷的单维结构：χ2（17）=26.65，p> 0.05;CFI=0.97，TLI=0.96;RMSEA=0.06，p=0.35，95% CI=[0，0.10]，SRMR=0.04。该社会比较批评问卷的内部一致性信度为0.81，达到了测量学上的要求。总的来看，修订的社会比较批评问卷信效度较好。

在正式研究中，重新选取了华南地区城市某小学的330名4-6年级学生作为被试，在新样本中该问卷Cronbach alpha系数为0.71。验证性因素分析表明，当前样本数据支持社会比较批评问卷的单维结构，χ2（18）=31.25，p<0.05;CFI=0.97，TLI=0.96;RMSEA=0.05，p=0.52，95% CI=[0.02，0.08]，SRMR=0.04。

2.生活满意度问卷

采用来自Wang，PoMerantz和Chen[13[在2007年的研究中所使用的学生生活满意度问卷，问卷包含8个条目，5点计分，从1（完全不符合）到5（很符合），得分越高表示生活满意度越高，该问卷信效度良好。在本研究中的Cronbach alpha系数是0.72。

验证性因素分析表明，当前样本数据支持生活满意度的单维结构，χ2（19）=34.84，p<0.05;CFI=0.97，TLI=0.96;RMSEA=0.05，p=0.45，95% CI=[0.02，0.08]，SRMR=0.04。

3.抑郁诊断指标量表

抑郁诊断指标量表（the CES-D depression symptoms index）[14]共有10个项目，5点计分，1（从来没有）到5（很经常），得分越高表示越抑郁。在本研究中该量表的Cronbach alpha系数是0.87。验证性因素分析表明，当前样本数据支持抑郁诊断指标量表的单维结构，χ2（33）=66.51，p<0.05;CFI=0.97，TLI=0.95;RMSEA=0.06，p=0.28，95% CI=[0.04，0.08]，SRMR=0.04。

4.挑战性量表和简单任务量表

简单任务选择倾向和困难任务选择倾向的测量采用由Lepper，Corpus和Lyengar[15]所编制，尤正琦[16]所翻译的中文版内在学习量表中的挑战性分量表和外在学习动机量表中的简单任务分量表。

其中挑战性分量表由6个项目构成，Cronbach alpha系数是0.82，验证性因素分析表明，当前样本数据支持挑战性分量表的单维结构，χ2（9）=10.81，p<0.05;CFI=0.99，TLI=0.99;RMSEA=0.03，p=0.78，95% CI=[0.04，0.08]，SRMR=0.04。

简单任务分量表由6个项目构成，Cronbach alpha系数是0.74，验证性因素分析表明，当前样本数据支持简单任务分量表的单维结构，χ2（9）=26.62，p<0.05;CFI=0.95，TLI=0.91;RMSEA=0.08，p=0.08，95% CI=[0.04，0.11]，SRMR=0.05。

5.动机缺乏问卷

采用中学生学习动机测验问卷中分问卷“学习动机是否缺乏”[17]，该问卷共有5题，被试根据自己的实际情况，认为符合的题记 1 分，不符合的题记 0 分，得分越高表示越缺乏动机。

本研究中Cronbach alpha系数是0.54。验证性因素分析表明，当前样本数据支持学习动机是否缺乏问卷的单维结构，χ2（4）=1.66，p > 0.05;CFI=1.00，TLI=1.00;RMSEA=0，p=1.00，95% CI=[0，0]，WRMR=0.33。

（三）统计方法

采用SPSS23.0进行描述性统计、Pearson相关性分析和方差分析，采用Mplus7.0进行结构方程模型分析。检验水平α=0.05，p< 0.05为差异有统计学意义。

三、研究结果

（一）共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法检验是否存在严重的共同方法偏差影响，结果显示特征根大于1的因子有12个，且第一个因子解释的变异量只有17.195%，小于40%的临界标准，说明了共同方法偏差的效应并不明显[18]。

（二）情绪健康和成就动机相关变量的性别和年级特征

以年级和性别作为自变量，情绪健康和成就动机各变量作为因变量进行了数个3 x 2的方差分析。社会比较批评的年级F（2，288）=1.91，p > 0.05和性别F（1，288）=3.79，p > 0.05主效应没有达到统计上的显著。

情绪健康和成就动机各变量中，生活满意度的性别主效应是显著的，F（1，304）=6.22，p<0.05，partial η2=0.02，女生的生活满意度（M=3.72，SD=0.66）显著高于男生（M=3.54，SD=0.66）。