高中生父母教养方式对一般自我效能感的影响

张少华，田玉虹

(渭南师范学院教育科学学院，陕西渭南714000)

1 问题提出

高中生正处于个体身心快速发展的青春期阶段。由于他们的心理发展水平有限，有很多期望不能实现，容易产生挫折感［1］320－321。而一般自我效能感(General self-efficacy)正是指个体面对新环境或应付新事物时所具有的一种总体性的自信心［2－3］。因此，对于一般自我效能感的发展性特点及其相关影响因素的研究近年来备受关注。

以往研究发现，一般自我效能感与情绪智力呈正相关［4］;一般自我效能感与抑郁、状态焦虑、特质焦虑以及考试焦虑呈负相关［5］;自我效能感的高低与学生的学业成就密切相关［6－8］。此外，多项研究显示，不同性别、不同学校类型、不同生源地及是否独生子的高中生一般自我效能感(GSES)得分差异显著［4－9］。但针对高一和高二年级的高中生GSES得分差异是否显著的问题，以往研究结果并不一致［9］。

最新研究发现，中学生的一般自我效能感和父母教养方式中的一些因子关系密切;一般自我效能感的形成受到父母教养方式等因素的影响［6］。但是，针对高中生父母教养方式对一般自我效能感影响的研究还很薄弱。此外，一些研究［4－8］还提出了一个有待进一步验证的观点，即父母的干涉、保护、惩罚等教育方式是否和父母的情感温暖一样，对于提高高中生一般自我效能感具有积极作用。

综上所述，以往针对高中生一般自我效能感发展性特点及其与父母教养方式的关系的研究存在如下几个问题:

以往针对高中生一般自我效能感发展性特点的研究仍存在不一致之处，需要进一步研究验证。

以往针对高中生父母教养方式对一般自我效能感影响的研究还不充分，需要进一步研究验证。

以往研究提出“高中生父母的干涉、保护、惩罚等教育方式是否和父母的情感温暖一样，对于提高高中生一般自我效能感具有积极作用”这一观点有待进一步验证。

2 研究方法

2．1 研究被试

采用分层整群抽样法，于2011年10月从渭南市杜桥中学和渭南市固市中学共抽取855人进行调查，其中男生383人，女生472人;城市中学518人，农村中学337人;高一443人，高二412人;独生子280人，非独生子575人;城市180人，农村675人。

2．2 研究工具

2．2．1 一般自我效能感量表(GSES)

采用Schwarzer等人编制的《一般自我效能感量表》。该量表有10个问题，均为李克特4点量表。量表总分的理论范围是10～40分，得分越高，表明一般自我效能感越高。研究表明，该量表的内部一致性系数α为0．87，间隔10天重测信度为0．83，分半信度为0．90。对该量表各项目的探索性因素分析发现，GSES中文版具有单维性［10］。

2．2．2 父母教养方式量表(EMBU)

采用岳冬梅等人修订的中文版父母教养方式量表。其中，父亲教养方式包括情感温暖理解、惩罚严厉、过分干涉、偏爱被试、拒绝否认和过度保护等六个主因素;母亲教养方式包括情感温暖理解、过度干涉保护、拒绝否认、惩罚严厉和偏爱被试等5个主因素。经测试，EMBU中文版信效度良好［11］。

2．2．3 施测方式

以班为单位进行团体施测。在课堂上将问卷发给学生进行不记名填答，完成后在教师协助下现场统一回收。

2．2．4 统计处理

所有数据均采用SPSS19．0软件进行统计分析。

2．2．5 各量表实际测量信度分析

一般自我效能感量表实际测量信度为0．783;父母教养方式量表实际测量信度为0．928。满足测量学要求。

3 结果分析

3．1 高中生一般自我效能感的发展性特点

表1 一般自我效能感在人口学变量上的差异检验

高中生一般自我效能感的发展处于中等水平，且个体差异较大(M=25．05，SD=4．84)。

独立样本t检验结果表明:不同性别(t(853)=5．032，p ＜ ．001)、不同学校类型(t(853)=5．884，p ＜0．001)、不同生源地(t(853)=5．509，p ＜0．001)、是否独生子(t(853)=4．242，p ＜0．001)的高中生 GSES得分差异极其显著，而不同年级(t(853)=－0．921，p＞0．05)的高中生GSES得分差异不显著，见表1。

根据测量学的一般规则，将GSES得分最高和最低各27%的被试抽出作为高分组和低分组。

独立样本t检验结果表明:高分组和低分组的高中生 GSES得分差异显著(t(480)=50．117，p＜0．001)，高分组GSES得分显著高于低分组，见表2。

表2 高分组和低分组高中生GSES得分t检验

表3 高分组与低分组父母教养方式独立样本t检验

3．2 父母教养方式对一般自我效能感的影响

3．2．1 高分和低分组高中生父母教养方式的差异比较

独立样本t检验结果表明:高分组和低分组高中生的父母教养方式在父亲情感温暖、理解维度(t(509)=7．624，P ＜0．01)，父亲过分干涉维度(t(509)=4．742，P ＜0．01)，母亲情感温暖、理解维度(t(509)=7．696，P ＜0．01)以及母亲过分干涉、过度保护维度(t(509)=5．235，P ＜0．01)这四个维度上差异显著，见表3。

3．2．2 父母教养方式和一般自我效能感的相关分析

相关分析结果表明:父亲情感温暖、理解维度(r=0．299，p ＜0．001)，父亲过分干涉维度(r=0．158，p ＜0．001)，母亲情感温暖、理解维度(r=0．297，p ＜0．001)以及母亲过分干涉、过度保护维度(r=0．154，p ＜0．001)这四个维度与 GSES 总分间存在极其显著正相关;母亲偏爱被试维度(r=0．078，p ＜0．05)与一般自我效能感总分间存在显著正相关，见表4。

表4 一般自我效能感与父母教养方式的相关

3．2．3 父母教养方式和一般自我效能感的回归分析

以家庭教养方式各维度为预测变量，以一般自我效能感为效标变量进行逐步多元回归分析。结果表明:父亲情感温暖、理解维度(P＜0．01)和母亲过分干涉、过度保护维度(P＜0．01)在预测一般自我效能感时都达到显著水平，且均为正向预测，见表5。

表5 父母教养方式对一般自我效能感的回归分析

父母教养方式和一般自我效能感的回归系数为0．318，决定性系数为0．101，校正后的决定性系数为0．099。父亲情感温暖、理解维度和母亲过分干涉、过度保护维度对一般自我效能感联合解释变异量达9．9%，见表6。

表6 模型汇总

标准化回归方程如下:

一般自我效能感=0．282×父亲情感温暖、理解维度 +0．112×母亲过分干涉、过度保护维度。

4 讨论

4．1 高中生一般自我效能感的特点

本研究证明高中生一般自我效能感的发展处于中等水平且个体间差异较大，不同性别、不同学校类型、不同生源地及是否独生子的高中生一般自我效能感水平差异显著，而不同年级之间差异不显著。

本研究所得出的关于高中生一般自我效能感发展性特点的结果不仅进一步验证了以往研究中关于“不同性别、不同学校类型、不同生源地及是否独生子的高中生GSES得分差异显著”的结论，还得出了高中生的一般自我效能感个体间差异较大的结果，这一结果与李育辉和张建新的发现不同。这可能是因为本研究被试均来自中小城市，而前者研究的被试均来自大城市。大城市和中小城市拥有的教育资源和教育理念等因素均存在较大差距，因而导致结果的不同。此外，本研究还发现高一和高二年级的高中生GSES得分差异不显著，这一结果与石晶、郑子健和张又新的发现不一致，但支持了赵峥和张宁的发现。这可能是因为高一和高二学生还未强烈感受到来自高考的压力，生活和学习没有发生较大的变化，因此其一般自我效能感也并没有显著改变。

4．2 父母教养方式对一般自我效能感的影响

本研究证明一般自我效能感水平高分组和低分组的高中生父母教养方式在多个维度存在显著差异，其中父亲情感温暖、理解维度和母亲过分干涉、过度保护维度正向预测一般自我效能感达9．9%。

通过相关分析和回归分析，本研究以量化的方式得出了高中生父母教养方式对一般自我效能感影响的相关结果，这些结果进一步支持了石晶、郑子健和张又新的发现。并且，针对以往研究提出的“高中生父母的干涉、保护、惩罚等教育方式是否和父母的情感温暖一样，对于提高高中生一般自我效能感具有积极作用”这一猜测，本研究进一步证明了:就高中生一般自我效能感而言，父母的过分干涉和保护确实具有积极作用，应视为积极的教养方式。

充分利用本研究的相关结果，不仅可以对现在高中生一般自我效能感的发展性特点有更客观的认识，而且能更理性地分析父母教养方式对于高中生一般自我效能感的影响。

在理论研究中，本研究结果将有利于深入探索父母教养方式的各个因子，并间接促进父母教养方式测量量表的本土化。在现实生活中，本研究结果将有利于客观区分积极和消极的父母教养方式，引导高中生的父母采取更多积极的教养方式，以提高高中生的一般自我效能感。

(指导老师 陈兰萍)

［1］林崇德．发展心理学［M］．第2版．北京:人民教育出版社，2008．

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［3］Schwarzer R，Aristi B，Iwawaki S，et al．The assessment of optimistic self-beliefs:Comparison of the Chinese，Indonesian，Japanese，and Korean versions of the General Self-efficacy Scale［J］．Psychologia，1991，(40):1 －13．

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［6］赵峥，张宁．大学生一般自我效能感及其与归因方式的相关研究［J］．精神医学杂志，2008，21(3):180 －182．

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