父母教养方式对中学生学业自我效能感的影响——调节定向的中介作用

张锦坤，柯碧田,2

(1.福建师范大学心理学院，福建 福州 350117；2.中共惠安县委精神文明建设办公室，福建 惠安 362100)

一 问题提出

中学阶段是青少年进入青春期的关键阶段，青春期也被称为“心理断乳期”，这一时期的中学生由于生理发展和心理发展的不平衡，心理发展上呈现出不成熟、欲自主等相互矛盾的特点，容易产生各种心理健康问题[1]。学习是中学阶段的主要发展任务，中学生在学习上获得的效能感不仅直接影响其学业成就，同时也会影响其在其他各方面的自我概念和能力表现[2]。学业自我效能感是指学业者对自我学业能力的内在信念，即对自己是否有能力完成学业任务或计划的自信程度[3]。研究表明，学业自我效能感不仅影响青少年的学习努力程度、学习动机[4]，而且影响其学习策略和学习坚持性[5]，以及社会心理发展和适应[6]，因而是影响青少年学业适应和社会性发展的重要因素。影响中学生学业自我效能感的因素较复杂，根据生态系统理论的基本假设，影响青少年学业自我效能感的因素既包括青少年自身的心理特性，同时微观环境变量在其中发挥着重要作用[7]。近年来，研究越来越关注于将个体特质与重要外部环境相结合探讨其对学业自我效能感的影响[8]。

家庭是儿童青少年的最主要活动领域和生存空间，父母教养方式是影响青少年学业自我效能感的重要微观环境变量[9]。教养方式是指在对青少年进行抚养和教育的日常活动中，父母传达给青少年的态度，以及父母的行为所创造的情感氛围，反映了亲子交往的实质[10]。父母教养方式会直接影响个体的学业动机和自我效能感，积极的教养方式有利于提高学生的自我效能感，而消极的教养方式则会降低自我效能感。积极的教养方式以公平、民主、注重沟通为主要特征，父母对子女的心理需求及时做出回应，当孩子遇到困难或挫折时及时给予帮助和心理支持，往往更利于提升个体的自我效能感。采取消极教养方式的父母可能对子女的各种生理和心理需求不予满足，则更可能对青少年自我效能感的形成产生负面影响[11]。尽管当前研究对父母教养方式和学业自我效能感之间的直接关系已较为明确，但相关研究表明，父母的教养方式对青少年学生学业自我效能感的影响可能通过作用于其他个人特征变量实现。例如，有关调节定向的研究表明，调节定向影响个体对学习目标的设定和学习策略的选择，并进而影响学业成就(与学业自我效能感相关)[12]；而父母教养方式和调节定向又存在相关关系[13]。

根据Higgins的观点，自我调节是个体为达到特定目标努力改变或控制自己的思想、反应的过程。人们在追求目标实现的过程中，存在促进定向和防御定向两种不同的自我调节方式。促进定向者更关注提高需要或成就需要，因而更关注理想和抱负目标；防御定向者则更关注安全需要或责任需要，因而更关注责任和义务目标。促进定向者对积极结果更敏感，努力获得积极结果；防御定向者对消极结果更敏感，努力避免出现消极结果。Higgins在其最初提出调节定向理论之时就曾指出个体之所以会形成促进定向或预防定向的调节定向主要与个体所接收到的主要养育者的互动有关[14]。Keller在其研究中直接证明了不同的父母教养方式和调节定向之间的相互关系，批判性的父母教养方式和预防定向之间存在正相关关系，而支持性的父母教养方式则和促进定向之间存在正相关关系[13]。

综上，本研究认为，为进一步明确父母教养方式(外部因素)如何通过调节定向(内部因素)影响学习者的学业自我效能感，有必要具体考察各变量不同水平间的关系。一方面，考察父母教养方式对学业自我效能感影响有助于揭示重要他人对学业自我效能感形成和发展的影响，且中介机制的探索可为理解学业自我效能感的促进路径与机制提供更好的理论基础。另一方面，该研究发现也可启示在实践中应如何根据每个学生的内部动机状态有针对性地制定提高其学业自我效能感的计划，从家庭环境方面改善和提高中学生的学业自我效能感。

二 研究方法

(一)被试

采用整群随机取样法从福建省泉州市八所中学抽取初一至高三年级的学生1 600人，回收有效问卷1 524份，问卷回收率95.3%。进入最终数据分析的研究对象包含初一254人，初二261人，初三199人，高一249人，高二252人，高三309人，平均年龄15.55岁。男生人数为684(44.9%)，女生人数为840(55.1%)。

(二)研究工具

1.简式父母教养方式问卷中文版。采用蒋奖等修订的中文版简式父母教养方式问卷(s-EMBU-C)。共21道题，包含两个分问卷：父亲教养方式和母亲教养方式。采用利克特4点计分法，1代表从不，4代表总是。该问卷共分为：拒绝、过度保护、情感温暖三个维度。父亲和母亲两个分问卷的信度分别为0.78和0.79。父母积极的教养方式以父、母亲情感温暖维度上的得分评定，父母消极的教养方式以父、母亲的拒绝、惩罚维度上的得分评定[15]。

2.学业自我效能感量表。采用梁宇颂编制的学业自我效能感问卷(修订部分表述以适应中学生)。该量表共22道题，采用5级评分。包含学习能力自我效能感和学习行为自我效能感两个维度。经检验该量表的结构效度指标分别为：x2/df=4.00，GFI=0.95，CFI=0.96，RMSEA=0.073。内部一致性信度为0.82[16]。

3.调节定向问卷。采用Lockwood和Jordan(2002)等编制的调节定向问卷，该问卷共18道题，包含促进定向和预防定向两个维度。采用李克特五点计分，从1代表非常不符合到5代表非常符合。邸妙词(2015)等对该问卷进行验证性因素分析，检验结果：x2/df=7.5，GFI=0.84，CFI=0.86，RMSEA=0.07，两个分量表的内部一致性信度系数分别为0.76和0.75[17]。

(三)施测过程

采用以班级为单位的团队施测方式，主试宣读指导语和注意事项，完成后当场统一回收。

(四)统计处理

数据的录入和处理均采用统计软件SPSS17.0。

三 研究结果

(一)共同方法偏差检验

在正式数据处理之前，进行共同方法偏差检验考察数据中是否存在共同方法偏差问题。根据探索性因子分析结果可知，采用最大方差旋转方法共得到81个公因子，且最大公因子解释方差为21.37%，小于40%。因此可以认为研究数据中不存在共同方法偏差的问题，不会影响研究结论的效度。

(二)中学生父母教养方式、调节定向和学业自我效能感的相关分析

由表1可知，积极教养方式与学习能力自我效能感、学习行为自我效能感、促进定向和预防定向之间均呈显著的正相关；消极教养方式和预防定向之间呈显著的正相关。学习能力自我效能感与促进定向、预防定向之间呈显著的正相关；学习行为自我效能感与促进定向、预防定向之间呈显著的正相关。

表1 中学生父母教养方式、调节定向、学业自我效能感的相关分析

(三)调节定向在父母教养方式和学业自我效能感之间的中介作用分析

为提高中介效应检验有效性，本研究使用温忠麟和叶宝娟修改的有关依次检验法新流程对结果进行验证。[18]研究以积极教养为自变量，调节定向的促进定向维度为中介变量，以学业自我效能感的学业能力自我效能感为因变量进行中介效应检验。首先检验自变量积极教养对因变量学业能力自我效能感的效应即系数c，回归分析结果表明积极教养对因变量学业行为自我效能感的预测作用显著(β=0.26，SE=0.03，t=10.57，p< 0.01，[95% CI 0.22,0.34])；其次，检验自变量积极教养对中介变量促进定向的效应，即系数a，回归分析结果表明积极教养对中介变量促进定向的预测作用显著(β=0.30，SE=0.03，t=12.27，p<0.01，[95% CI 0.24,0.36])；检验控制自变量后中介变量对因变量的效应，即系数b，回归分析结果表明促进定向对学业能力自我效能感的预测作用显著(β= 0.47，SE=0.02，t=20.78，p< 0.01，[95% CI 0.43,0.46])。因此，系数a和系数b都显著，说明中介效应显著(见图1a)。而且同时纳入自变量和中介变量后发现，自变量积极教养对因变量学业能力自我效能感的影响显著(β=0.12，SE=0.03，t=5.19，p<0.01，[95% CI 0.07,0.18])。ab(0.30*0.47)和c′(0.12)的符号一致，因此可推断中介效应为部分中介效应，中介效应占总效应的比例为ab/c=(0.30*0.47)/0.26=0.5423，即中介效应与总效应的54.23%。同样根据这一步骤，以积极教养为自变量，调节定向的促进定向维度为中介变量，以学业自我效能感的学业行为自我效能感为因变量进行中介效应检验，发现系数a和系数b都显著，说明中介效应显著(见图1b)。中介效应占总效应的比例为ab/c=(0.30*0.44)/0.27=0.4888，即中介效应与总效应的48.88%。

图1 调节定向在父母教养方式与学业自我效能感之间的中介作用

以消极教养为自变量，调节定向的预防定向维度为中介变量，以学业自我效能感的学业能力自我效能感为因变量进行中介效应检验。发现系数a和系数b都显著，说明中介效应显著(见图1c)。同时纳入自变量和中介变量后发现，自变量消极教养对因变量学业能力自我效能感的影响显著(β=- 0.07，SE=0.06，t=-2.74，p< 0.05，[95% CI -0.29,-0.02])。ab(0.15*0.29)和c′(0.-0.07)的符号不一致，说明出现了遮掩效应，间接效应与直接效应的比例的绝对值|ab/c|=|(0.15*0.29)/-0.02|=2.17。另外，以消极教养为自变量，调节定向的预防定向维度为中介变量，以学业自我效能感的学业行为自我效能感为因变量进行中介效应检验。发现系数a和系数b都显著，说明中介效应显著(见图1d)。同时纳入自变量和中介变量后发现，自变量消极教养对因变量学业能力自我效能感的影响显著(β=- 0.07，SE=0.06，t=3.05，p< 0.05，[95% CI -0.29,-0.02])。ab(0.15*0.35)和c′(0.-0.07)的符号不一致，说明出现了遮掩效应，间接效应与直接效应的比例的绝对值|ab/c|=|(0.15*0.35)/-0.02|=2.62。

四 讨论

(一)中学生父母教养方式和学业自我效能感的关系

本研究中中学生父母教养方式和学业自我效能感之间呈正相关关系，这表明积极的父母教养方式包括来自父母的情感温暖，这种情感温暖主要指父母不仅提供青少年身心健康成长所必需的物质基础，而且从心理功能发展上提供具有支持性和反应性的心理支持[19]。而消极教养方式下父母往往不能及时回应青少年的生理需求和心理需求，从而降低亲子关系质量，并影响青少年身心健康发展和社会适应能力的发展[20]。此外，根据班杜拉的社会学习理论和自我效能感理论，影响中学生学业自我效能感的因素包括四类：直接的成败经验、他人的言语劝说、观察学习和生理唤醒。父母教养过程中在言语上的鼓励或批评会直接影响中学生学业自我效能感的形成，而中学生通过观察父母的行为方式和成败经验也会影响其学业自我效能感。积极的父母教养方式能给中学生提供温暖支持的家庭环境和更多鼓励性的言语劝说，有利于中学生发展出高水平的学业自我效能感；相反，消极的父母教养方式则往往带来更多消极的情绪唤醒经验和失败经历，不利于中学生发展出高水平的学业自我效能感。

(二)父母教养方式与调节定向的关系

同时，研究还发现不同的父母教养方式与调节定向之间存在相关关系。积极教养方式与促进定向、预防定向之间均呈显著的正相关；消极教养方式和预防定向之间呈显著的正相关。促进定向的典型特征是成长、发展与培养，即个体内部动机状态指向个体想要达成的目标状态，这种内部动机状态的出现与个体所处的生态系统密切相关。根据Manczak等的研究，相较于宏观层面上的社会环境，家庭环境或学校环境对个体调节定向的形成发挥的作用更大，家庭社会经济地位越高，家庭氛围越开放、包容，则既能为青少年追求理想自我提供必要的物质基础，也能为其心理发展提供基础的社会支持[21]。而父母越开明，亲子沟通越顺畅，则可以在一定程度上帮助青少年更好地进行自我认知和探索，从而更有利于促进其追求成长、发展，进而形成促进定向[13]。

(三)调节定向在父母教养方式和学业自我效能感中的中介作用

研究结果证明了调节定向在父母教养方式和学业自我效能感中的中介作用，既有完全中介也有部分中介，这说明了父母教养方式影响青少年学业自我效能感的复杂性。积极教养方式提高了中学生促进定向的水平，从而有助于提高中学生的学业自我效能感；而消极教养方式则通过提高预防定向，进而提高学业自我效能感。值得特别注意的是本研究中发现预防定向对学业自我效能感的影响是正向的，而且消极的父母教养方式与预防定向之间也是正相关关系，从这一关系中可以看出，尽管消极教养方式提高了个体形成预防定向的可能性，但预防定向本身却并不会降低学业自我效能感，反而有助于提升学业自我效能感。严厉惩罚的教养方式其典型特征便是拒绝和过度保护，其主要目的是让青少年生活在心理安全的范围内，从而达到“安全和责任”的目标，这也正是本研究中消极教养方式的主要特征。预防定向内部需求以安全和责任为主，而在学业上，他们往往侧重于成绩目标也就是取得好成绩便能满足其内部对安全的需求，因此在学习中预防定向个体常常采取主动学习策略，重视反馈，并积极复习，而取得的好成绩这种成功经历反过来又会影响中学生对自我完成学习任务和目标的能力感知，从而有助于提升其学业自我效能感。这一结果与Rosenzweig和MieleFörster的研究中发现的预防定向与促进定向学生在期末考试中成绩无显著差异的结果一致，说明了无论是促进定向还是预防定向都有助于提高学业自我效能感[22]。调节定向本质上无好坏之分，两者都是个体内部达成目标过程中的一种动机状态，两者的目标朝向不同，产生两种不同目标状态的内部动因也不同，与之匹配的行为策略也不同，但却有可能产生相同的结果[23-26]。

五 结论及建议

本研究条件下发现，积极教养通过调节定向的部分中介作用影响学业自我效能感；消极教养方式通过调节定向的完全中介作用影响学业自我效能感。研究结果表明父母的教养行为会影响青少年的内部动机状况和学业自我效能感，父母提供积极、温暖、关怀的家庭氛围有利于青少年发展出更具适应性的内部动机，增强学业自我效能感。