2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 曹睿昕, 陈会昌, 陈欣银, 梁宗保. 2017.
- CAO Ruixin, CHEN Huichang, CHEN Xinyin, LIANG Zongbao. 2017.
- 儿童资源获取行为对学校适应的影响—一个历时5年的跨文化追踪
- The School Adaptation Meaning of Children's Resource Acquisition Behaviors: A 5-Year Longitudinal and Cross-cultural Study
- 心理发展与教育, 33(6): 641-648
- Psychological Development and Education, 33(6): 641-648.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.06.01
2. 北京师范大学心理学部, 北京 100875;
3. 宾夕法尼亚大学教育学院, 美国费城 19104-6216;
4. 儿童发展与学习科学教育部重点实验室/东南大学儿童发展与教育研究所, 南京 210096
2. School of Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China;
3. Graduate School of Education, University of Pennsylvania, PA 19104-6216, USA;
4. Research Center for Learning Science, Southeast University/Key Laboratory of Child Development and Learning Science, Ministry of Education, Nanjing 210096, China
Charlesworth和Dzur(1987)认为，所有生物具有一个共同的特点，就是为了各种目的而获得资源。在儿童获得资源的方式上，Hawley等人做了比较系统的研究，认为儿童的资源控制策略主要包括强制策略和亲社会策略两类。从儿童使用策略角度看，可以把儿童划分为五种类型，即双策略控制者(Bistrategic controllers)：既使用亲社会策略也使用强制策略的儿童；强制控制者(Coercive controllers)：主要使用强制策略的儿童；亲社会控制者(Prosocial controllers)：主要使用亲社会策略的儿童；无控制者(Noncontrollers)：两种策略都不使用的儿童；典型控制者(Typicals)：其余类型。双策略控制者能够最有效地控制资源，获得支配地位。亲社会控制者能够有效地获得资源，有较好的社交技能，并受到同伴喜爱等。强制策略控制者有较多的攻击行为，不太友好，但是其并没有被同伴完全排斥，有时也会受到同伴的喜爱。无控制者，则会遭到同伴忽视(e.g., Hawley, 1999; Hawley, 2003a, 2003b; Hawley, Shorey, & Alderman, 2009)。这些结果说明，双策略使用者与亲社会策略使用者在资源获取以及社会适应中都表现较好，强制策略使用者则表现出比较矛盾的结果，而无控制策略使用者则遭到了更多忽视，进而导致社会适应不良。
然而，Hawley及其同事在西方文化背景中发现的结果并未在其他文化，尤其是东方集体主义文化背景中得到一致结论。Chen和Chang(2012)采用Hawley的分类方法，对上海2~5年级儿童的调查研究表明，双策略控制对儿童获得资源最有效，其次是强制策略和亲社会策略。与西方文化背景下的研究结果不同的是，双策略者和强制策略者都表现出了社会适应困难，而无策略者在社会适应上并没有处在危险的境地，典型策略控制者比其他类型的资源控制者都能更好地适应。此外，有研究者在芬兰进行研究发现，强制策略与儿童的攻击行为、同伴厌恶有显著的正向关系，而与亲社会行为则有显著的负向关系；亲社会策略则有助于减少儿童的身体攻击、社会退缩行为，并增强儿童的亲社会行为与同伴受欢迎程度(Findley & Ojanen, 2013)。这些结果表明，儿童资源获取的策略可能存在着文化差异，在西方背景中被重视或最有效的资源获取策略到了东方文化背景中，甚至是西方亚文化背景中并不一定会被认可或有效。
首先，生活在不同文化背景中的个体，其思维方式、态度、信念、价值观都可能有差异。集体主义和个体主义文化被认为当今世界东西方文化的典型代表。集体主义文化认为自我与他人相互依赖，强调维持社会秩序，构建人际和谐，鼓励个体为了集体和他人利益而自我控制；个体主义文化则强调个体的独立性，主张个体有自己的意志与欲望，个人目标是个体行动的内在动力，重视主动、自信和个性张扬(e.g., Chen, Chen, Li, & Wang, 2009; 赵志裕, 康萤仪著, 刘爽译, 方文校, 2011)。从现有研究结果看，在资源有限、存在冲突的情境下，东西方文化背景下的儿童在获取资源时的确存在差异，而且他们所使用的策略在其社会化过程中的适应意义也不同，有必要开展系统的比较研究。
其次，每种文化中的价值取向并非一成不变。当一种强势文化的价值观进入另一种相对弱势的文化时，有可能会导致弱势文化价值观的改变，进而影响人们对待行为的态度。中国改革开放后，引入了市场经济的竞争机制，随着市场经济的深化，人们的价值观也随之发生着变化，人们开始更多鼓励主动、竞争和独立的行为，而较少鼓励内敛、含蓄的行为。Chen等人的系列研究也表明，内敛害羞的特点在90年代适应很好，在本世纪初则适应不良(Chen et al., 1995; Chen, Cen, Li, & He, 2005)。那么，作为儿童社会化过程的重要方面—资源获取行为会受到什么影响，目前还不清楚。
再次，以往的研究更多关注了儿童获得资源的策略及其适应意义。Hawley强调策略适用于那些动机非常强烈并且因此采取行动的儿童(Hawley, 1999)。那么，如果儿童的动机不是非常强烈，或者不是因此采取行动呢？这些儿童的资源获取行为则被忽略了或者被归为典型控制策略。从文化差异的角度考虑，Hawley的分类方法里的典型控制者，在不同的文化里可能包含着丰富的不同的内容，不适合简单地归为一类。有研究对中国和加拿大儿童的资源获取行为进行分析和比较，把儿童获得资源的行为分为：果敢、请求、轮流规则和求助成人。结果表明，与果敢行为一样，轮流规则也是有效的资源获取方式。中国儿童的求助成人行为显著多于加拿大儿童(曹睿昕, 陈会昌, 陈欣银, 2014)。从策略的角度讲，轮流规则和求助成人既不是强制策略也不是亲社会策略，都归入典型策略可能掩盖了它们之间的差异。因此，本研究拟从资源获取行为的角度，而不是从策略的角度，去考察不同文化背景下的资源获取行为的学校适应意义。
最后，学龄初期是儿童资源获取行为分化的关键阶段。儿童资源获取行为的发展大致经历了三个阶段，分别是策略未分化的强制阶段、策略分化和重组的过渡阶段以及策略完全分化的阶段(Hawley, 2003a, 2003b)。儿童在学步期和学前早期(1.5~3岁)获取资源的行为主要是一个未分化的强制模式。到幼儿园晚期(4~7岁)，儿童获取资源的亲社会策略开始出现(如分享、合作和帮助)，但是这时亲社会策略和强制策略之间有很高的相关。到了学龄初期阶段(8岁以后)，儿童资源获取行为会更加分化：使用亲社会策略的儿童除了能有效地参与竞争外，还享有积极的同伴关注。与之相反，运用强制策略的儿童虽然能有效参与竞争、也能得到同伴的关注，却会受到同伴的排斥。两种策略都不运用的儿童，比起前面两种类型的孩子来说，会被同伴忽视。两种策略都运用的孩子将随情境的不同吸引一些同伴并排斥另一些同伴。可见，学龄初期(7~8岁)是儿童资源获取行为分化的关键年龄阶段，这种分化的资源获取行为对于其社会适应的意义如何，需要实证研究的证实。
综上，本研究主要分析东方集体主义文化背景下的中国儿童与西方个体主义文化背景下的加拿大儿童的资源获取行为对其学校适应的影响。
2 研究方法 2.1 被试源于一个大型跨文化追踪研究项目。本研究主要考察儿童在7岁时的资源获取行为对其11岁时的学校适应的预测。7岁时，中国儿童160人(其中男孩64人，女孩96人)，加拿大儿童133人(其中男孩71人，女孩62人)；11岁时，中国儿童144人(其中男孩59人，女孩85人)，加拿大儿童112人(其中男孩56人，女孩56人)。
将追踪被试与流失被试在儿童7岁时资源获取行为的相关变量进行独立样本t检验，流失被试与未流失被试在资源获取结果为成功上的差异显著(追踪被试M=1.14，SD=1.71；流失被试M=0.73，SD=1.30；t=2.25，p < 0.05)，其它变量的差异不显著。因此本研究中儿童在资源获取结果为成功上的频次偏高。本研究对缺失值采用Lisrel软件里的Multiple Imputation功能进行了多重插补。
2.2 儿童7岁时的研究程序 2.2.1 实验室行为观察儿童7岁时，每次邀请4名同性别、彼此陌生的儿童到实验观察室。该情境下每组的游戏时间为5分钟。
2.2.2 录像编码研究者根据现有文献制定编码表。对录像资料的编码采用事件取样法。行为分类及界定如下：
(1) 儿童资源获取行为，包括果敢行为，指儿童通过言语或者动作勇敢、果断的向别人索取玩具的行为；请求，指儿童礼貌的向别人索要玩具；轮流规则，指通过利用或者建立轮流玩的规则试图获得玩具；求助成人，指试图通过寻求实验员的帮助来获得玩具，实验员的答复统一为“去玩儿吧！”，不进行干预。
(2) 儿童资源获取行为的结果，包括成功和失败。
录像的编码，分别由中国北京、加拿大伦敦当地发展心理学专业的研究生在接受培训后完成。各抽取10%的录像计算编码信度，中国儿童行为录像的编码者一致性Cohen’s k系数介于0.86~1之间，加拿大录像的编码者一致性Cohen’s k系数介于0.88~1之间。
2.3 儿童11岁时学校适应的测量学校适应的指标包括儿童自我报告和儿童所在班级的班主任对儿童的学校适应行为进行评价。
2.3.1 自我报告采用Ladd、Kochenderfer和Coleman(1997)的方法进行测量，包括以下因素：
(1) 学校态度：测查儿童对学校的喜恶，共11题。中国儿童学校态度的Cronbach α系数为0.80，加拿大儿童学校态度的Cronbach α系数为0.83。
(2) 孤独感：共17题。中国儿童孤独感的Cronbach α系数为0.85，加拿大儿童孤独感的Cronbach α系数为0.74。
(3) 焦虑：列出儿童生活中常见的感情体验，共12组，每组包括3个句子。中国儿童焦虑的Cronbach α系数为0.74，加拿大儿童焦虑Cronbach α系数为0.67。
2.3.2 教师评价采用《儿童行为教师评价量表》(Hightower等人, 1986)的修订版。本研究中，该量表的Cronbach α系数为0.82。
2.4 数据统计分析数据管理与统计分析使用spss16.0统计软件包。
3 结果与分析 3.1 儿童资源获取行为和学校适应的文化差异与性别差异采用多元方差分析(MANOVA)检验所有变量的国别和性别差异。结果表明，国别的多元主效应显著，Wilks’λ=0.68，F(12, 278)=10.82，p= 0.000，η2=0.32，1-β=1；性别的多元主效应也显著，Wilks’λ=0.87，F(12, 278)=3.38，p=0.000，η2=0.13，1-β=1。对多元主效应进行单变量分析，结果如表 1：
| 变量 | 中国 | 加拿大 | F | |||||||||||
| 男孩 | 女孩 | 男孩 | 女孩 | |||||||||||
| M | SD | M | SD | M | SD | M | SD | 国别 | 性别 | |||||
| 1.果敢 | 1.70 | 1.76 | 1.10 | 1.35 | 1.48 | 2.21 | 0.74 | 0.78 | 2.32 | 12.24*** | ||||
| 2.请求 | 0.43 | 0.95 | 0.32 | 0.88 | 0.39 | 1.30 | 0.38 | 1.06 | 0.01 | 0.26 | ||||
| 3.轮流规则 | 1.71 | 2.07 | 0.91 | 1.12 | 1.68 | 2.41 | 1.19 | 1.80 | 0.32 | 8.49** | ||||
| 4.求助成人 | 0.28 | 0.63 | 0.09 | 0.38 | 0.04 | 0.24 | 0.09 | 0.41 | 5.62** | 1.79 | ||||
| 5.成功 | 1.83 | 1.95 | 1.24 | 1.46 | 0.93 | 1.26 | 0.96 | 1.34 | 10.60*** | 2.39 | ||||
| 6.失败 | 2.37 | 2.88 | 1.23 | 1.83 | 2.98 | 3.63 | 1.66 | 2.39 | 2.69 | 14.66*** | ||||
| 7.攻击 | 1.54 | 1.96 | 2.65 | 5.34 | 0.66 | 0.83 | 0.61 | 0.76 | 14.47*** | 1.95 | ||||
| 8.学习问题 | 1.75 | 0.69 | 1.88 | 0.76 | 1.79 | 0.63 | 1.89 | 0.62 | 0.14 | 1.91 | ||||
| 9.内隐问题 | 2.00 | 0.70 | 1.93 | 0.67 | 1.79 | 0.56 | 1.74 | 0.48 | 7.55** | 0.59 | ||||
| 10.焦虑 | 1.17 | 0.20 | 1.11 | 0.22 | 1.14 | 0.21 | 1.12 | 0.18 | 0.27 | 2.17 | ||||
| 11.学校态度 | 4.24 | 0.45 | 4.22 | 0.58 | 3.66 | 0.72 | 3.41 | 0.87 | 78.71*** | 3.06 | ||||
| 12.孤独 | 1.45 | 0.45 | 1.52 | 0.53 | 1.35 | 0.46 | 1.41 | 0.35 | 3.81* | 1.42 | ||||
| 注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001双侧检验；下同。 | ||||||||||||||
由表 1可知，中加儿童在求助成人上存在显著差异，中国儿童显著多于加拿大儿童，其它三类行为没有显著差异。中国儿童资源获取成功的得分显著高于加拿大儿童。中国儿童在教师报告的攻击、内隐问题、自我报告的学校态度、孤独感等因素的得分显著高于加拿大儿童。男孩在果敢、轮流规则和资源获取失败的得分上显著高于女孩。
3.2 儿童7岁时的资源获取行为对其11岁时学校适应的预测因变量为儿童的学校适应指标，自变量逐层纳入，第一层控制国别、性别，第二层纳入四种资源获取行为，第三层纳入国别与资源获取行为的交互项，第四层纳入性别和资源获取行为的四个交互项进行回归分析，结果如表 2(显著部分)：
| 变量 | B | SE | β | t |
| 攻击行为 | ||||
| 国别 | 1.56 | 0.39 | 0.23 | 4.00*** |
| 性别 | 0.56 | 0.39 | 0.08 | 1.45 |
| 请求 | 0.71 | 0.18 | 0.22 | 3.92*** |
| 国别*请求 | 1.61 | 0.36 | 0.33 | 4.49*** |
| 性别*请求 | 1.41 | 0.35 | 0.30 | 4.06*** |
| 焦虑 | ||||
| 性别 | -0.04 | 0.02 | -0.10 | -1.64 |
| 轮流规则 | 0.00 | 0.01 | 0.03 | 0.43 |
| 性别*轮流规则 | -0.03 | 0.02 | -0.14 | -1.94* |
| 学校态度 | ||||
| 性别 | -0.12 | 0.08 | -0.08 | -1.55 |
| 轮流规则 | -0.05 | 0.02 | -0.14 | -2.48* |
| 性别*轮流规则 | -0.13 | 0.05 | -0.19 | -2.89** |
由表 2可知，在儿童7岁时的资源获取行为预测其11岁时的攻击行为上，国别和请求、性别和请求的交互作用都显著，按照Frazier、Tix和Barron (2004)提出的分析方法对交互作用作进一步分析：首先，检验中国和加拿大儿童在请求预测攻击行为的回归方程上的斜率是否显著地不等于0。结果表明，对加拿大儿童来说，请求行为对攻击行为的预测不显著(β=-0.04，t=-0.16，p>0.05)；对中国中国儿童来说，请求行为能显著正向预测其攻击行为(β=1.57，t=2.67，p < 0.05)。将儿童请求的两个特殊值设定为正负一个标准差，得到四个特殊值，绘制交互作用如图 1：
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| 图 1 国别在请求行为预测攻击行为上的调节作用 |
其次，检验男孩和女孩在请求预测攻击行为的回归方程上的斜率是否显著地不等于0。结果表明，对于男孩或女孩来说，请求行为对攻击行为的预测都不显著(β=-0.46，t=-1.90，p>0.05; β=0.95，t=1.62，p>0.05)。在儿童7岁时的资源获取行为预测其11岁时自我报告的焦虑上，性别和轮流规则的交互作用边缘显著，对交互作用作进一步分析，结果表明，对男孩来说，轮流规则对其焦虑预测不显著(β=0.01，t=5，p < 0.01)；对女孩来说，轮流规则能显著负向其焦虑(β=-0.02，t=-5.53，p < 0.01)。交互作用如图 2：
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| 图 2 性别在轮流规则预测儿童焦虑上的调节作用 |
在儿童7岁时的资源获取行为预测其11岁时自我报告的学校态度上，性别和轮流规则的交互作用显著，对交互作用作进一步分析，结果表明，对男孩来说，轮流规则对其学校态度预测不显著(β=-0.02，t=-0.70，p>0.05)；对女孩来说，轮流规则对其学校态度预测显著(β=-0.16，t=-2.03，p < 0.05)。交互作用如图 3：
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| 图 3 性别在轮流规则预测儿童学校态度上的调节作用 |
儿童资源获取的结果，即成功获取资源或者获取资源失败，可能会增强或减弱其资源获取行为与学校适应的关系。基于此，进行了调节效应分析。
以儿童的学校适应指标为因变量，逐层纳入自变量，第一层控制国别、性别，第二层纳入资源获取行为，第三层纳入资源获取行为的结果，第四层纳入资源获取行为与成功的交互项，第五层纳入资源获取行为与失败的交互项，进行回归分析，结果如表 3(显著部分)：
| 变量 | B | SE | β | t |
| 攻击 | ||||
| 请求 | 1.71 | 0.18 | 0.22 | 3.92*** |
| 果敢*成功 | -0.09 | 0.05 | -0.16 | -1.96* |
| 请求*成功 | -0.59 | 0.13 | -0.25 | -4.40*** |
| 请求*失败 | 0.17 | 0.05 | 0.32 | 3.13** |
| 学校态度 | ||||
| 轮流规则 | -0.05 | 0.02 | -0.14 | -2.48* |
| 果敢*失败 | 0.01 | 0.01 | 0.23 | 2.05* |
| 孤独感 | ||||
| 求助成人*失败 | 0.04 | 0.02 | 0.17 | 1.94* |
由表 3可知，在儿童7岁时的资源获取行为预测其11岁时的攻击行为上，请求行为可以显著地正向预测儿童的攻击行为，果敢行为和资源获取行为成功的交互作用显著，请求行为与资源获取行为成功和失败的交互作用都显著。对交互作用进一步的分析表明，对低成功和高成功的儿童来说，果敢行为对儿童的攻击行为预测均不显著。
其次，检验高成功的儿童和低成功的儿童在请求行为预测攻击行为的回归方程上的斜率是否显著地不等于0。结果表明，对低成功的儿童来说，请求行为对儿童的攻击行为预测显著(β=1.07，t=18.23，p < 0.001)；对高成功的儿童来说，请求行为对儿童的攻击行为预测不显著(β=-0.75，t=-1.59，p>0.05)。将儿童请求的两个特殊值设定为正负一个标准差，得到四个特殊值，绘制调节作用如图 4：
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| 图 4 资源获取成功在请求行为预测攻击行为中的调节作用 |
再次，检验高失败的儿童和低失败的儿童在请求行为预测攻击行为的回归方程上的斜率是否显著地不等于0。结果表明，对于低失败的儿童，请求行为对儿童的攻击行为预测显著(β=-1.06，t=-5.74，p < 0.001)；对于高失败的儿童，请求行为对儿童的攻击行为预测不显著(β=-0.12，t=-0.24，p>0.05)。调节作用如图 5：
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| 图 5 资源获取失败在请求行为预测攻击行为中的调节作用 |
在儿童7岁时的资源获取行为预测其11岁时自我报告的学校态度上，轮流规则可以显著的负向预测儿童自我报告的学校态度。果敢行为和资源获取行为失败的交互作用显著，对交互作用作进一步分析表明，对于低失败和高失败的儿童，果敢行为对儿童的攻击行为预测均不显著。
在儿童7岁时的资源获取行为预测其11岁时自我报告的孤独感上，求助成人和资源获取行为失败的交互作用显著，对交互作用作进一步的分析，结果表明，对于低失败的儿童，求助成人对其孤独感预测显著(β=-0.31，t=-45.18，p < 0.001)；对于高失败的儿童，求助成人对其孤独感预测不显著(β=-0.07，t=-0.38，p>0.05)。调节作用如图 6：
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| 图 6 资源获取失败在求助成人预测自我报告孤独感中的调节作用 |
中国儿童的求助成人行为显著多于加拿大儿童，其它三类行为没有显著差异，尤其是在果敢行为上并未表现出我们预期的文化差异。我们推测，7岁儿童刚进入小学不久，他们的社会化程度比较低，受文化背景影响还比较小，在资源有限情境下对自己喜欢的玩具，他们表现出来的行为或许更多是一种本能的冲动和反应。另一种可能是，随着中国社会竞争的日益激烈，中国儿童的家长越来越有意识地加强了对孩子的自主、自立、自控、自强等方面的培养。这一点受到中国独生子女政策和改革开放政策的较大影响。在独生子女政策下，家长对孩子的关注更多、培养更精细、期望更高(Liang, Okamoto, & Brenner, 2010)。在改革开放政策下，集体主义文化受到个体主义文化的强烈冲击。随着市场经济的深入，人们的价值观也随之发生了变化，人们开始更多鼓励主动、竞争和独立的行为，对于内敛、害羞这些不适应竞争的行为，人们逐渐表现出了排斥，内敛害羞的儿童也出现了社会适应不良(Chen, 2012; 周宗奎, 孙晓军, 赵冬梅, 田媛, 范翠英, 2015)。两国儿童在求助成人行为上的差异则反应了文化背景对个体行为的影响，在集体主义文化背景下，类似“告状”的行为更容易发生，也更被包容。集体主义文化认为自我与他人相互依赖，强调维持社会秩序，构建人际和谐，鼓励个体为了集体和他人利益而自我控制(赵志裕, 康萤仪著, 刘爽译, 方文校, 2011)。Markus和Linn (1999)指出，持集体主义价值观的人倾向于把冲突看成是人际问题，认为把冲突最小化、维持和谐的人际关系比解决争端更重要。因此，中国儿童比加拿大儿童有更多的求助成人行为。相对于加拿大儿童，中国儿童的资源获取结果为成功的数量更多，也反映了集体主义文化背景下，儿童更容易配合或者顺从他人的要求，以维持人际和谐。
本研究还发现中国儿童在教师报告的攻击、内隐问题、自我报告的学校态度、孤独感等因素的得分显著高于加拿大儿童。一方面，中国儿童既在攻击、内隐问题、孤独感等因素的得分上显著高于加拿大儿童，又在学校态度的得分上高于加拿大儿童，这一结果颇为有趣。加拿大儿童在这些变量上没有任何一项得分显著高于中国儿童，究其原因，也许中国儿童在这些方面的表现确实有别于加拿大儿童，也许中国儿童在这些方面的表现与加拿大儿童并没有实质的差异，只是跟中国儿童和他们的老师在回答问卷题目时的判断标准有关，他们在判断问题行为和学校态度时的标准更低，因此在这些项目上的得分更高。
在儿童资源获取行为与学校适应的关系上，中国儿童的请求行为能显著正向预测其教师报告的攻击行为，加拿大儿童则未发现类似情况。我们研究发现，请求行为与资源获取失败及攻击行为都呈显著正相关。即这种行为较多的儿童，将体验到较多的挫败感；挫败感越强烈，越容易导致攻击行为。但是，请求行为的这种消极适应意义只出现在中国儿童中，加拿大儿童未出现，可能与请求行为的失败率有关。统计显示，加拿大儿童的请求行为失败率为92.5%，而中国儿童的这一比率为62.3%；但是中国儿童的请求行为的发生频次(36人次)明显高于加拿大儿童(20人次)；因此，加拿大儿童请求行为发生频次较少可能是解释这一现象的原因。既然请求行为是一种无效的资源获取方式，为什么在中国儿童身上还有较高的发生频次呢？具体原因有待我们开展更多的研究来探讨。
4.2 儿童资源获取行为与学校适应的性别差异在性别差异方面，男孩在轮流规则上的得分显著高于女孩。男孩的轮流规则行为可以显著正向预测其焦虑，女孩的轮流规则行为可以显著负向预测其学校态度。虽然已有研究表明，轮流规则行为是有效的资源获取方式(曹睿昕, 陈会昌, 陈欣银, 2014)，但是以上结果表明，儿童通过轮流规则索要玩具或者等待轮到自己的时候再玩的行为，具有一定的消极意义。轮流规则行为在一定程度上反映了儿童在同伴交往中的被动性。对儿童资源获取策略的相关研究也表明，强制策略可能比亲社会策略的适应性低一些，但是两种策略都能有效地达到目的(Hawley, 2003a, 2003b)。即使采用强制策略的儿童(例如不断地要求和威胁的儿童)也比那些丝毫不竞争的孩子适应得好(Hawley & Little, 1999)。但是，女孩的轮流规则行为可以显著地负向预测其焦虑，与男孩的预测作用相反。社会对男孩和女孩不同的角色期待或许可以解释这一现象。人们一般希望男孩更勇敢、果断、有竞争力和控制力，希望女孩更温顺、柔弱和善于照顾别人(Axinn, Young-DeMarco, & Ro, 2011)。男孩在果敢行为上显著高于女孩恰恰证明了这一点。因此，男孩在同伴交往中的被动状态与社会期望不符，对其学校适应有消极意义。
此外，儿童已经具备的不公平厌恶的认知能力与资源分配不均之间的矛盾，或许也能帮助我们理解轮流规则行为作为有效的资源获取方式，为什么会有消极适应意义。研究表明，6~8岁儿童已经具备不公平厌恶的认知能力(DeJesus, Rhodes, & Kinzler, 2014)，他们讨厌不公平结果和不公平意图(朱莉琪, 皇甫刚, 牟毅, 陈单枝, 2008; Dufwenberg & Kirchsteiger, 2004)。但儿童游戏情境中的资源获取与分配却往往非常不平均，一部分儿童成功占有了大量资源，其他儿童即使帮助别人，得到的也很少(Charlesworth, 1996; Green et al., 2003)。儿童具备不公平厌恶的认知能力并不一定意味着儿童在资源获取和分配中的公平或平等，尤其是在资源有限的情境下，主要通过轮流规则行为获得资源对儿童的学校适应是不利的。
4.3 儿童资源获取结果的调节作用对资源获取行为结果的调节作用的分析表明，对于成功次数较少的儿童，请求行为能够显著地正向预测其攻击行为；对于失败次数较少的儿童，请求行为则显著地负向预测其攻击行为。也就是说，请求行为对儿童攻击行为的预测，受行为结果的调节。这也证实了前述对请求行为的分析，即请求行为给儿童带来的失败感越强，攻击行为就越可能发生。此外，资源获取行为失败次数较少的儿童，其求助成人行为具有积极适应意义，可以显著地负向预测儿童的孤独感。儿童的求助成人行为对其学校适应虽然没有直接预测作用，但是对失败次数较少的儿童来说，或许他们倾向于避免直接与同伴产生矛盾或冲突，而是通过求助更有权威性的成人来帮助自己达到目的，从而避免资源获取失败。
综上所述，儿童的资源获取行为对其学校适应的影响有着性别和国别差异，同时受到资源获取行为结果的调节。
5 小结本研究发现：
(1) 中国儿童7岁时的请求行为能够显著地正向预测其11岁时的攻击行为。
(2) 轮流规则行为对儿童的学校适应具有消极预测作用，且存在性别差异：男孩7岁时的轮流规则正向预测其11岁时的焦虑，女孩7岁时的轮流规则负向预测其11岁时的学校态度。
(3) 对于资源获取行为失败次数少的儿童，求助成人行为具有积极适应意义，可以负向预测儿童的孤独感；
(4) 儿童资源获取行为成功与失败调节着儿童7岁时资源获取行为对其11岁时学校适应的预测。
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