寄宿制初中生亲子关系与学业成就的关系：自我效能感的中介作用

吴志琳（广东省佛山市南海石门实验中学，佛山 528237）

一、引言

《中小学心理健康教育指导纲要（2012 年修订）》将认识自我、学会学习作为心理健康教育的主要内容之一。在初中年级，与父母进行积极沟通更是初中生的主要课题之一；2017 年8 月，中华人民共和国教育部发布的《中小学德育工作指南》更是将坚持协同配合作为中小学德育工作的基本原则之一，由此可见，家庭亲子关系是现阶段学校教育的一大突破口以及工作重点。

在当今社会中，全日制寄宿学校数量不断增加，学生每周5 天在校2 天在家，即使平常有电话等联系方式，学生与父母的沟通相对非寄宿学生来说也少得多，由此可能导致寄宿初中生在学校遇到问题后无法或不能及时得到来自父母的支持和帮助，使其情绪、心境受到影响，焦虑水平可能会因累积而增高[1]。在此背景下，对于与我校类似的寄宿制学校来说，以亲子关系入手，研究亲子关系与学生自我效能感以及学业成就三者的关系便显得尤为重要。

二、文献综述

亲子关系原是遗传学用语，指亲代和子代之间的生物血缘关系，后被心理学、社会学、教育学等学科借用来指父母与子女之间的相互关系[2]。亲子亲合与亲子冲突是亲子关系的两个重要维度。亲子亲合指父母与子女之间亲密的情感联结，它既可以表现于积极的互动行为中，又可以表现于父母与儿童心理上对彼此的亲密感受[3]；亲子冲突是指亲子间由于认知、情感、行为、态度等的不相容而产生的心理或外显行为的对抗状态[4]。本研究将通过对亲子亲合与亲子冲突两者的测量来界定亲子关系。

自我效能感指的是“个体对自己能否在一定水平上完成某项活动所具有的能力判断、信念或主体自我把握与感受”。自我效能感的概念是美国心理学家班杜拉（Bandura）在1977 年提出的。自我效能感作为人们对自己活动效能的判断，对其行为的驱动、实施和调控起着十分重要的作用，并表现在一定的活动领域。本研究采用一般定义的自我效能感作为研究对象[5]。

学业成就概念可以分为广义与狭义角度的概念，本研究采用狭义的概念，即以学习成绩作为测量的对象，主要通过记录重要考试的成绩作为参照。学业成就被崔允漷[6]等学者定义为是学生学习的结果，是通过测验和评价衡量出来的学生个体所取得的学习结果。

亲子关系作为影响青少年发展的外部因素，能够通过影响个体的生活和学习等方面，从而影响个体的发展。不同亲子关系模式之间，青少年的自我效能感存在显著差异；青少年的学业自我效能感和自我调节学习效能感比较容易通过家庭教育来提升[7]。自我效能感作为内在的情感体验，将其与学业成就联系起来研究，有利于学生在学习和心理方面的平衡发展。

现有大量的研究表明，自我效能感和学业成就呈显著正相关，自我效能感和学业成就相互影响，但是前者对后者的影响更显著[8]。具有良好亲子关系的和睦家庭对子女学业成就有积极的促进作用，有利于子女学业成就的提高；而亲子关系不良家庭会导致子女养成不良的学习习惯和对学习的不适应[9]。

因此，在以往的研究中，亲子关系对于学生的自我效能感和学业成就都有显著影响作用，而学生的学业成就也与自我效能感呈正相关。研究发现，具有良好亲子关系的和睦家庭对子女的学业成就有积极的促进作用，同时也促进孩子的自我效能感，而自我效能感的提升也对学业成就有促进作用，因此，在亲子关系、学业成就与自我效能之间建立模型有一定的理论和实践依据。

三、问题提出与研究意义

（一）问题提出

当今社会，全日制寄宿学校数量的不断增加，学生每周5 天在校、2 天在家的教育模式，使得亲子之间的情感淡漠渐成一种普遍现象，进一步激化了矛盾与冲突。学生长时间处于这类困扰的影响下，身心健康发展必定容易受到消极的影响。在此背景下，以亲子关系入手，研究亲子关系与学生自我效能感以及学业成就三者的关系便显得尤为重要。

（二）研究意义

1.了解当前寄宿学生亲子关系、自我效能感与学业成就的情况。

2.为了进一步探究寄宿初中生亲子关系、学业成就、自我效能感的关系提供一些实证支持，为日后开展心理健康教育提供数据支持。

3.尝试建立寄宿初中生亲子关系、自我效能感和学业成就这三者之间的关系模型（见图1），验证自我效能感在该模型中的中介作用，丰富这方面的研究。

图1 中介模型图

4.尝试运用该模型研究如何通过提升亲子关系来提升学生的自我效能感，从而促进学生学业成就的提升，探究是否能够通过定向越野亲子活动增加亲子互动的频率来促进亲子关系，影响学生学业成就以提升自我效能感为中介变量对其产生影响。

四、研究方法

（一）被试

本次研究的被试选择广东省佛山市某寄宿制初中的初一学生进行，30 个班级，共1444 人，发放问卷1444 份，有效问卷1366 份。其中男生740人，女生626 人。

（二）研究工具

1.亲子亲合量表

亲子亲合量表（FACES）是由王美萍、张文新等[10]修订、Olson 等人编制的家庭适应和亲子亲合量表的分量表，修订后的量表采用五点计分，分为父子亲合分量表和母子亲合分量表，分数越高说明被试与一方父母的关系越亲密。本研究中的母子亲合分量表的内部一致性信度为 0.785，父子亲合量表的内部一致性信度为0.835。一共三个维度：与父亲关系，与母亲关系，亲子亲合总分。

2.青少年亲子冲突问卷

由方晓义、张锦涛等[11]编制的青少年亲子冲突问卷，一共 16 个项目。有针对父亲和母亲的两个子问卷，各 8 个项目，本研究将两个子问卷分别命名为父子冲突和母子冲突。两个子问卷分别从冲突发生的激烈程度（强度）和频率来评定孩子与父母的冲突状况，即父子频率、父子强度和母子频率、母子强度。问卷的内部一致性系数 α 为 0.89，得分越高表明亲子之间的冲突越激烈。

3.一般自我效能感问卷

一般自我效能感（GSES）问卷由Schwaraer等人编制，共10 题，涉及个体遇到挫折或困难时的自信心，中文版由王才康[12]等翻译修订，对其信效度进行分析。结果发现GSES 具有良好的信度，其内部一致性系数Cronbach α=0.87，重测信度r=0.83（p<0.001），折半信度为r=0.82（n=401，p<0.001）。

（三）数据收集与分析

五、结果分析

（一）初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的总体情况

为了对所得数据有一个基本的了解，本研究将亲子亲合、亲子冲突、一般自我效能感三个量表各维度的得分，和被试2019-2020 第一学期期末成绩进行了描述统计和分布形态检验（见表1）。

表1 描述统计和正态分布检验结果

从表1 中本研究可以得到，除了亲子亲合总分和学业成就峰度的绝对值超过了1 之外，其他五个变量的偏度和峰度的绝对值都小于1，在统计学上本研究的样本数据都服从正态分布，可以进行结构方程建模。

（二）初中生亲子关系、学业成就与自我效能感在各背景因素下差异比较

1.初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的性别差异

为了检验性别对初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的影响，本研究通过独立样本t 检验考查性别差异是否显著，结果见表2。

从表2 来看，亲子亲合量表中的父子亲合与亲子亲合总分两个维度均存在性别差异，在父子亲合与亲子亲合总分中男生的总分显著高于女生。亲子冲突的三个维度均存在性别差异，男生亲子冲突得分显著高于女生。自我效能感与学业成就不存在性别差异。

表2 初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的性别差异（N=1366）

2.初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的生源地差异

为了探究生源地对初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的影响，本文采用独立样本t 检验考查生源地差异是否显著。结果发现初中生的亲子关系、学业成就与自我效能感不存在生源地差异，详见表3。

表3 初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的生源地差异

3.初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的是否独生子女差异

叶青，男，1962年3月出生，福建省建阳市人。中南财经政法大学财税学院教授、博士生导师，湖北省统计局副局长。

为了检验是否独生对初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的影响，本研究通过独立样本t 检验考查是否独生差异是否显著。结果见表4。

从表4 可得，独生子女与否在亲子关系的母子亲合和亲合总分中呈现显著差异，独生子女在这两个维度的得分显著高于非独生子女，而在亲子冲突中，独生子女的父子冲突也显著高于非独生子女，独生子女的自我效能感得分显著高于非独生子女，在学业成就上独生子女的得分也显著高于非独生子女。

表4 初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的是否独生子女差异

（三）初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的相关分析

为了解初中生亲子关系、学业成就与自我效能感之间的相关性，本研究对母子亲合、父子亲合、亲子亲合总分、母子冲突、父子冲突、亲子冲突总分、自我效能感总分、学业成就这八个维度进行简单的双变量相关分析。结果见表5。

从表5 中发现，初中生母子亲合、父子亲合、亲子亲合总分与自我效能感呈现显著的正相关。初中生母子亲合与父子亲合呈正相关。母子冲突与父子亲合、亲子亲合呈负相关。初中生父子冲突与母子冲突呈正相关。

初中生自我效能感与母子冲突呈显著负相关，与学业成就在统计学上呈现显著的正相关。

初中生学业成就与母子亲合、自我效能感呈现统计学上的显著正相关。学业成就与母子冲突、父子冲突、亲子冲突总分呈负相关。

（四）初中生亲子关系、学业成就与自我效能感之间的中介效应检验

在实施中介效应检验之前，首先会检测因变量、中介变量、预测变量之间是否有显著相关，由表5 可得，亲子亲合、自我效能感、学业成就这三者的相关性显著，可以满足中介检验的条件。母子冲突、自我效能感、学业成就这三者相关性显著，可以满足中介检验的条件。由此，本研究假设自我效能感在亲子亲合与学业成就之间起中介作用。自我效能感在母子冲突与学业成就之间也起中介作用。

表5 初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的相关矩阵

由表6 可得，在加入了自我效能感这一变量后，亲子亲合对学业成就的预测t=2.276，p<0.01，预测作用显著。同时方程的标准化回归系数b=0.193 小于步骤二方程的标准化回归系数b=0.410，由此可以说明自我效能感在亲子亲合与学业成就间有部分中介效应。亲子亲合情况可以直接影响初中生的学业成就，也可以通过自我效能这一中介变量影响初中生的学业成就。

表6 自我效能感在亲子亲合与学业成就间的中介检验

本研究也进行了自我效能感在母子冲突和学业成就间的中介检验，结果显示自我效能感在母子冲突和学业成就间不起中介作用。

六、讨论

（一）初中生亲子关系、学业成就与自我效能感的相关关系

研究发现，初中生亲子关系中亲子亲合与自我效能感呈现显著的正相关。该结果与以往研究相一致[13]，说明亲子关系良好的学生往往伴随着较高的自我效能感，良好的亲子关系可能会带给学生更高的自我效能感。

初中生自我效能感与亲子关系中的母子冲突呈显著负相关，结果表明亲子间母子冲突较多的学生其自我效能感更低。初中生的自我效能感与学业成就在统计学上呈现显著的正相关，显示具有更高自我效能感的初中生在学业成就上成绩会更高。

初中生学业成就与母子亲合、自我效能感呈现统计学上的显著正相关。说明初中生的学业成绩与亲子关系相关，良好的母子关系伴随着更高的学业成绩，而更高的学业成绩也伴随着更高的自我效能感。

结果发现初中生学业成就与亲子关系中亲子冲突呈负相关，说明随着亲子冲突增多，学生学业成绩会下降。提示我们要更多关注学生的亲子关系。

（二）自我效能感在亲子亲合与学业成就之间的中介作用

研究进行中介检验，自我效能感在亲子亲合与学业成就之间起中介作用，在加入了自我效能感这一变量后，亲子亲合对学业成就的预测作用显著。同时方程的标准化回归系数小于步骤二方程的标准化回归系数，说明自我效能感在亲子亲合与学业成就间起部分中介效应。亲子亲合情况可以直接影响初中生的学业成就，也可以通过自我效能这一中介变量影响初中生的学业成就。一方面，我们可以直接促进初中生的亲子关系和自我效能感来提升学生的学业成就；另一方面，我们可以通过促进初中生亲子关系，来增强学生的自我效能感，从而提升学生的学业成就。

七、结论

初中生亲子关系不受生源地、是否独生影响，但是不同性别在亲子关系中有差异，男生与父母的亲子冲突更多。

初中生的自我效能感会受到亲子关系的影响，亲子关系良好的学生自我效能感更高，亲子冲突增多的学生自我效能感下降。

初中生的学业成就会受自我效能感的影响，自我效能感越高学业成就越高，同时初中生学业成就也受亲子关系影响，亲子冲突增多则学生的学业成就下降。

初中生自我效能感在亲子关系中的亲子亲合与学业成就之间起中介作用，这一结果提醒，我们可以通过提高学生亲子关系进而提升学生自我效能感，最终达到提升学业成就的效果。