走神对学业成绩的交叉滞后研究：思维之隅的启示

获得良好的学业成绩是一个长期的目标实现过程，以往关于走神与学业成绩的研究只关注走神如何影响学业成绩这一单方向关系。正如我们在上一研究中只选取了一个测查时间点的横断数据，探讨了有意走神和自发走神对学业成绩的影响，发现两种走神对学业成绩的影响方向不同。但也可能存在学业成绩影响走神的关系路径，或者交互影响的关系模式。比如，学业成绩较好的学生学习动机较强，学习时更可能集中注意力，就会较少出现走神。^[18]但现有的研究缺乏学业成绩对走神的影响的研究，因此，学业成绩是否影响以及如何影响不同走神需要研究证据。

此外，随着时间的变化，不同走神与学业成绩的关系可能会表现出不同的动态变化过程。小学阶段是儿童认知快速发展的关键期，尤其是在执行功能和元认知能力方面，他们开始更频繁和准确地监控认知内容，排除其他的无关因素的干扰，^[19]这可能进一步引起走神的动态变化。^[20]而处于动态变化的走神如何影响成绩？这一关系是否随时间的发展而变化？两者是否还会出现动态地交互变化等……这些问题都没有直接证据，更没有针对有意走神和自发走神发展变化轨迹的研究。

基于上述理由，笔者又选取了与研究一不同的一组小学四年级的学生，进行了为期3年的、每隔一年测查一次的追踪研究，探讨走神 （包括自发走神和有意走神）与学业成绩的双向关系，以及自发走神和有意走神的变化情况。

这一追踪研究设计采用交叉滞后模型分析两种走神与学业成绩的相互作用模式，刻画出了儿童青少年走神和学业成绩的变化图谱。在前期文献分析中，笔者发现性别和家庭社会经济地位可能是影响走神与学业成绩关系的背景变量，因此也对这两个变量进行了控制。

（一）研究方法

1.研究对象

2017年6月，研究组对河北省保定市徐水区36所小学95个班级的四年级学生予以方便采样，进行为期3年的追踪调查，每学年末测查一次，共收集3轮数据。第一次测试时，共收集有效数据3761份，其中男生1944人、女生1817人，被试年龄在7岁到13岁之间 （M=9.84岁，SD=0.46）；第二次测查时，两次均参与调查的有效被试为3580人，男生1850人、女生1730人；第三次测查时，三次均参与调查的有效被试为3456人，男生1766人、女生1690人。

调查遵循自愿参与的原则，学生接受测试前均由父母签署书面知情同意书。每一轮测查，学生均需完成4项评估，包括语文测试、数学测试和两份问卷测试。三轮调查均由经过培训的心理学研究生担任主试，以班级为单位采用相同的指导语进行团体测试。

2.研究工具

（1）有意走神和自发走神量表。同研究一。

（2）学业成绩。语文和数学学科是本研究小学生的主要学习科目，因此，研究中的学业成绩采用的是具有代表性的语文和数学成绩。三次学业成绩测验以 《全日制义务教育阶段语文/数学课程标准》为依据，邀请专家团队 （如大学研究员、施测地区教研员、学科骨干教师等）通过确立双向细目表、编制试题、预试以及修订等步骤编制。语文和数学的两次测验均包括内容和能力两个维度。其中，四年级、五年级和六年级的语文测验分别有51道、52道和52道题，题目的难度系数在0.22～0.98、0.25～0.88以及0.16～0.92之间，平均难度系数分别为0.65、0.69和0.56；数学测验分别有27道、24道和24道题，题目的难度系数在0.25～0.91、0.11～0.92和0.19～0.75之间，平均难度系数分别为0.59、0.47和0.49。每次测验45分钟。将语文和数学成绩标准化后的均值作为学业成绩指标。

3.控制变量

已有研究表明，家庭社会经济地位 （Socioeconomic status，SEC）和性别对走神和学业成绩有影响，^[21]因此，将两者作为控制变量纳入模型中。在测查中，家庭社会经济地位采用的是父亲和母亲分别报告的家庭年收入的均值，家庭年收入通过等级评分，其中1表示年收入在3600元以下，2表示年收入为3601元～7200元，3表示年收入为7201元～14 000元，4表示年收入为14 001元～30 000元，5表示年收入为30 001元～50 000元，6表示年收入为50 001元～100 000元，7表示年收入为100 001元～200 000元，8表示年收入为200 001元～300 000元，9表示年收入为300 001元～500 000元，10表示年收入为500 001及以上。

4.分析计划

本研究逐步建立结构方程模型考察自发走神、有意走神与学业成绩的双向关系，建立结构方程模型主要有以下步骤：①无条件的自回归发展模型 （模型1）；②自发走神和有意走神影响学业成绩影响的模型 （模型2）；③学业成绩影响自发走神和有意走神的模型 （模型3）；④交互作用的交叉滞后模型 （模型4）；⑤在模型4的基础上加入控制变量的有条件模型 （模型5）。

采用卡方检验 （χ2）、近似均方根误差 （RMSEA）、比较拟合指数 （CFI）、Tucker-Lewis指数 （TLI） 和标准化均方根残差（SRMR）对模型拟合进行评价。其中，χ2值不显著，CFI、TLI值大于0.95，RMSEA值小于0.06，SRMR值小于0.06，表明模型拟合良好 （Little，2013）。通过检验嵌套模型间的差异选择最优模型。

5.缺失值处理

在纵向研究中，缺失值通常是由流失和未反应导致的。笔者按照10%的比例删除缺失个案，由于两维度走神量表共有8道题，因此，只要个案有缺失就被删除，最终纳入数据分析的被试共2693人。

（二）研究结果

结果共分为三部分：第一部分是变量间的描述性统计和相关分析；第二部分是两维度走神问卷的测量不变性检验；第三部分是自发走神、有意走神和学业成绩双向关系的检验。

1.描述性分析

家庭社会经济地位、性别及各研究变量的描述性结果及相关关系结果具体见表5-3。其中，不同时间点的有意走神是低等到中等程度的相关，相关系数在0.361到0.524之间；自发走神同样是低等到中等程度的相关，相关系数在0.359到0.551之间；学业成绩间的相关较高，相关系数在0.787到0.822之间，说明各变量跨时间较稳定。在第一次测试和第二次测试，有意走神与学业成绩呈显著正相关 （r=0.104，0.037），在三次时间点内，自发走神和学业成绩呈显著负相关，相关系数r在-0.092到-0.246之间。

2.纵向测量不变性

对两维度走神问卷进行测量不变性检验，主要包括形态不变性检验、弱等值性检验以及强等值性检验。其中，形态不变性检验指的是在不同测量时间点限定问卷的结构不变；弱等值性指的是在不同测量时间点设定因子载荷相等；强等值性指的是在弱等值基础上在不同测量时间点设定测量截距相等。纵向测量不变性检验主要通过对以上嵌套模型的对比进行，包括卡方、CFI、TLI的差异检验，其中卡方检验由于易受样本量的影响，随着样本量的增加即使很小的差异也会得到差异显著的结果，因此，研究者提出使用拟合指数差异的方法检验测量等值。^[22]当差异值小于0.01时，表明不存在显著差异；当差异值在0.01到0.02之间时表明存在中等差异；当差异值大于0.02时，表明存在确定的差异。

本研究中，差异值在0.01及以下，即模型间的差异不显著，说明两维度走神问卷的纵向不变性假设成立 （具体结果见表 5-4）。

表5-3　各变量的描述性统计和相关分析

(www.chuimin.cn)

续表

表5-4　两维度走神问卷测量不变性分析

注：模型1：形态不变模型 （限定银子结构相等）；模型2：弱等值模型（限定因子载荷相等）；模型3：强等值模型 （限定因子载荷和截距相等）。

3.自发走神、有意走神与学业成绩的交互作用

首先，我们对4个嵌套模型 （模型1～模型4）根据模型比较选出最优模型，具体模型拟合指标见表5-5。根据模型拟合指标标准，模型4的拟合指标最优，也就是说，自发走神、有意走神和学业成绩交互作用的模型最佳。模型5是在模型4的基础上进行有条件模型的分析 （加入控制变量家庭社会经地位和性别），模型 5的拟合指标良好，χ2（24） =90.431，p＜0.001，CFI=0.995，TLI=0.986，RMSEA=0.032，SRMR=0.015。

如图5-1所示，在第一次测试时，家庭社会经济显著正向预测有意走神和学业成绩 （β=0.101，SE=0.020，p＜0.001；β=0.150，SE=0.019，p＜0.001），性别显著正向预测学业成绩 （β=0.065，SE=0.019，p＜0.001）、 负向预测自发走神 （β=-0.056，SE=0.019，p＜0.01）。女生的学业成绩显著高于男生的学业成绩，而且相较于女生，男生的自发走神更多。此外，自发走神、有意走神以及学业成绩随时间发展较为稳定，各变量的自回归系数β在 0.337 （p＜0.001） 到 0.789 （p＜0.001） 之间。

对于有意走神和学业成绩的关系，T1时的学业成绩显著正向预测T2时的有意走神 （β=0.044，SE=0.018，p＜0.05），T2时的有意走神显著正向预测T3时的学业成绩 （β=0.047，SE=0.012，p＜0.001），表明四年级学业成绩越好的学生在五年级的有意走神越多，这将进一步提高六年级的学业成绩。

对于自发走神和学业成绩的关系，T1时的学业成绩显著负向预测T2时的自发走神 （β=-0.152，SE=0.017，p＜0.001），T2时的自发走神显著负向预测T3时的学业成绩 （β=-0.073，SE=0.012，p＜0.001），同时，T2时的学业成绩显著负向预测T3时的自发走神 （β=-0.088，SE=0.017，p＜0.001），表明学业成绩越好的学生一年后的自发走神越少。可见，学生五年级时自发走神越多，六年级的学业成绩越差。

表5-5　模型拟合指标

注：模型1：各变量的自回归模型；模型2：学业成绩预测自发走神和有意走神的滞后模型；模型3：自发走神和有意走神预测学业成绩的滞后模型；模型4：自发走神、有意走神和学业成绩交互作用的交叉之后模型；模型5：在模型4的基础上加入控制变量 （家庭社会经济地位和性别）的有条件交叉之后模型。

图5-1　自发走神、有意走神和学业成绩的交互作用路径示意图

图中的路径系数为标准化系数。数据分析时，自发走神、有意走神和学业成绩的交互作用同时进行分析。为了清晰起见，图中分开呈现，上半部分图是有意走神与学业成绩交互作用的路径示意图，下半部分是自发走神与学业成绩的交互作用路径示意图。

（三）结论与讨论

个体的认知能力在一生当中是动态变化的，走神与个体的认知能力密切相关，走神的发生频率很可能随年龄增长而动态变化。在人生的早期和晚期阶段，这种可能的变化尤其需要注意。同时，儿童进入学龄阶段后，学业的成长和进步将成为一个需要实现的长期目标。这时，相比于设计实验任务研究状态走神下对当前任务的影响，研究在相当长一段时间内走神倾向（特质走神）对学业成绩的影响以及二者的交互影响作用显得更有意义。

笔者通过追踪研究获得了小学生3年内的走神和学业成绩数据，采用交叉滞后模型分析了有意走神和自发走神与小学生学业成绩之间的关系。结果显示：两种走神与学业成绩存在交互作用，但不同走神与学业成绩的作用方向不同：有意走神和学业成绩相互促进，自发走神和学业成绩相互拮抗。这一结果进一步深化了笔者在研究一时的发现，即有意走神不仅和良好的学业成绩有关，而且良好学业成绩也会对有意走神的未来发展有促进作用；自发走神会导致较差的学业成绩，而较差的学业成绩也会进一步使自发走神往更不好的方向发展。

这与笔者此前的假设一致。当儿童拥有较好的学业成绩，对学习任务感到游刃有余时，他们会有目的地思考一些跟当前学习内容相关的材料，或寻求学习某些材料更好的学习策略，或进行有益的遐想，这些思维活动 （有意走神）便会反过来对未来的学习产生促进作用，有效提高成绩。然而，当儿童的学业成绩不佳时，他们往往难以应对日常学习任务，通常表现为注意力集中困难，动机、兴趣偏低等，更容易在不经意间被其他事情吸引，出现自发走神，久而久之，在学业上便会表现更差，形成恶性循环。

这些结论侧面支持了走神的认知资源假说^[23]和执行控制失败。认知资源假说主张，个体有限的认知资源在当前任务和内部无关思维之间进行分配权衡，当任务的认知负荷很低时，消耗少量的认知资源就可以解决，此时留给走神的认知资源很多，走神频率就会保持在高水平上。对成绩较好的儿童来说，学习任务较为熟悉或比较简单，占用的认知资源较少，因此剩余的认知资源可以在元认知的监控下被转移到其他事情上，促进其更好地发展。执行控制失败假说则指出，走神是由执行控制能力和个人关注共同决定的。在执行任务过程中，当一个人的执行控制能力较低，并且关注的事物上升到意识思考的水平时，就构成了控制的失败，形成走神现象。正如成绩较差的儿童难以集中注意力，执行控制能力较低，对学习以外的事情抱以更大程度的兴趣，所以走神也常常指向与学业无关的事件，不能提高自己的学业成绩。

笔者还发现，如果不加干预，前期发展的有意走神会正向预测之后有意走神的发展，而前期的自发走神也会正向预测之后自发走神的发展。虽然都是正向预测，但由于有意走神和自发走神对学业成绩的影响方向是相反的，即有意走神发挥积极作用、自发走神发挥消极作用，所以教育实践者和研究者需要转变观念，寻求一些方式方法，在教育、教学活动中区分学生的有意走神和自发走神，从培育学生的有意走神、减少其自发走神的角度设计课堂教学，发展有效的干预策略，促进学生的健康成长。

此外，通过对控制变量的分析笔者发现，家庭社会经济地位和性别均会影响学业成绩。家庭SES之所以对学业成绩产生如此重要的作用，是因为SES高的家庭拥有更多的物质、人力、信息资源，能决定儿童的学习环境，培养其眼界和见识，为儿童的未来发展投资；而低家庭SES不具有这样的优势，不但没有足够的资源供应，甚至可能限制、阻碍儿童的正常发展。已有大量研究证实了高家庭SES的孩子在学业成就上有更好的表现。^[24]此外，还有研究关注家庭社会经济地位对学业成绩的间接影响，发现父母教养方式^[25]、父母期望^[26]等均能作用于儿童的学业成绩。

笔者还发现，女生的学业成绩显著高于男生，而且相较于女生，男生的自发走神更多。学业成绩的确存在显著的性别差异，相比于男生，女生更可能扮演传统学生的角色，即听从老师安排、集中注意力完成学业，从而使得成绩优于男生。^[27]同时，这一学业成绩上的性别差异也可能影响学业成绩与走神的关系，可能表现为女生群体的学业成绩与走神 （尤其是与发挥消极作用的自发走神）间的关系弱于男生。

笔者从发展的角度证实了有意走神和自发走神与学业成绩间存在动态的交互作用，明确了提高有意走神、降低自发走神的重要性，可以进一步为教育教学中的走神干预提供理论指导的证据支持。同时，大量研究指出，在儿童的学业发展中，学业的前因变量可能更多的是学习动机、元认知等，走神只是在其中发挥了中介作用，下两节的内容主要考察走神在学习动机和元认知中对学业成绩影响的中介作用。