段彩彬，劉春雷

（吉林師范大學 教育科學學院，吉林 四平 136000）

一、問題提出

隨著高等教育由精英化向大眾化轉(zhuǎn)變，大學生就業(yè)難的現(xiàn)象越發(fā)凸顯，眾多大學生甚至出現(xiàn)了就業(yè)焦慮。張曉琴［1］和杜岸政［2］等學者都對就業(yè)焦慮做了詳細的闡釋和研究，認為就業(yè)焦慮是個體在面臨就業(yè)時所產(chǎn)生的無能、自卑等認知變化，擔憂、恐懼和后悔的情緒反應，以及相應的生理機能變化。張玉柱和陳中永［3］將就業(yè)焦慮轉(zhuǎn)化為四種變量：對就業(yè)前景的擔憂、自信心不足、缺乏就業(yè)支持和就業(yè)競爭壓力，這是應用較為廣泛的模型之一。

在實證研究領域，大學生就業(yè)焦慮的影響因素與內(nèi)部機制一直是研究者探討的重要課題。劉春雷［4］認為家庭環(huán)境對大學生就業(yè)心理有重要影響，其中家庭教養(yǎng)方式最受關注。劉春雷和段彩彬［5］的研究表明，良好的教養(yǎng)方式和就業(yè)焦慮呈負相關。國 外 許 多 學 者 如 Parker［6］、Nancy［7］和Benjaminsen［8］等提出，父母教養(yǎng)方式對子女人格發(fā)展和心理健康有所影響，Baumrind［9］也提出父母教養(yǎng)方式對兒童青少年心理發(fā)展具有重要作用。父母教養(yǎng)方式對就業(yè)焦慮是否也存在影響將是本文關注的問題之一。

Bosma［10］強調(diào)，人是主動積極的選擇、解釋和建構(gòu)者，外部環(huán)境一般要經(jīng)過與個體因素的相互作用才能發(fā)揮影響。因此，個體因素對就業(yè)焦慮會產(chǎn)生更為直接的影響。馮超［11］證實了學業(yè)自我概念在初中生父母教養(yǎng)方式和考試焦慮間的中介作用。因此，自我概念是否在父母教養(yǎng)方式和大學生就業(yè)焦慮之間起到中介作用，也是本文需要研究證實的問題之一。

總之，就業(yè)焦慮是環(huán)境因素和個人因素相互作用的結(jié)果，本研究擬通過結(jié)構(gòu)方程模型來探討就業(yè)焦慮與父母教養(yǎng)方式、自我概念之間的關系，分析就業(yè)焦慮的影響機制，為大學生就業(yè)的教育干預工作提供理論依據(jù)和證據(jù)支持。

二、研究方法

1．被 試

采用整群取樣法選取吉林省2所高校大三、大四學生300名進行測查（其中，男生112人，占39．2%；女生174人，占60．8%），最終形成有效問卷286份，有效率95．3%。

2．研究工具

（1）就業(yè)焦慮。采用張玉柱、陳中永［3］編制的“高校畢業(yè)生擇業(yè)焦慮量表”。問卷包含四個分量表：對就業(yè)前景的擔憂、自信心不足、缺乏就業(yè)支持、就業(yè)競爭壓力。問卷共26個題目，每個題目從“完全不符合”到“完全符合”均為5點記分。張玉柱［12］又在2011年對該問卷做了進一步的驗證和比較，各分問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)在0．71～0．86間，問卷整體的內(nèi)部一致性系數(shù)為0．92。各分問卷的分半信度在0．64～0．84之間，問卷整體的分半信度為0．88，符合心理測量的要求。

（2）父母教養(yǎng)方式。采用 Perris［13］編制、岳冬梅等［14］修訂的父母教養(yǎng)方式問卷。問卷共11個因子：父親：F1（情感溫暖與理解）、F2（懲罰、嚴厲）、F3（過分干涉）、F4（偏愛被試）、F5（拒絕否認）、F6（過度保護）。母親：MM1（情感溫暖與理解）、MM2（過分干涉、過度保護）、MM3（拒絕否認）、MM4（懲罰、嚴厲）、MM5（偏愛被試）。共66個條目。問卷采用4點記分法，通過回憶做出評估。各分量表的同質(zhì)性信度為0．46～0．88，分半信度為0．50～0．91，符合測量標準。

（3）自我概念。采用林邦杰［15］修訂的田納西自我概念量表（TSCS）。問卷分生理自我、道德自我、心理自我、家庭自我、社會自我、自我批評、自我認同、自我滿意、自我行動9個因子和自我概念總分。自我批評為負向因子，其余為正向因子，共70個條目，采用5點記分。該問卷具有良好信度和效度，符合測量標準。

3．數(shù)據(jù)收集與統(tǒng)計

由受過培訓的心理學研究生擔任主試，集體施測統(tǒng)一收發(fā)問卷。采用SPSS 16．0和Amos 7．0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

三、研究結(jié)果

1．大學生就業(yè)焦慮在人口學變量上的差異

采用獨立樣本t檢驗方法，分析人口變量對大學生就業(yè)焦慮的影響，結(jié)果（見表1）表明，性別和是否獨生子女在總的就業(yè)焦慮上不存在顯著差異（p＝0．150，p＝0．844）。

表1 大學生就業(yè)焦慮在人口學變量上的差異（M±SD）

2．就業(yè)焦慮、父母教養(yǎng)方式和自我概念間相關分析

關于就業(yè)焦慮與父母教養(yǎng)方式，結(jié)果（見表2）表明，父母良好的教養(yǎng)方式（情感溫暖理解）與就業(yè)焦慮呈顯著正相關；父母不良的教養(yǎng)方式（懲罰、干涉、拒絕否認、過度保護、偏愛被試）與就業(yè)焦慮呈顯著負相關。

表2 就業(yè)焦慮和父母教養(yǎng)方式的相關r

關于就業(yè)焦慮與自我概念，結(jié)果（見表3）表明，就業(yè)焦慮總分及其各因子與自我概念（自我批評因子除外）呈顯著負相關（p＜0．01）。

關于父母教養(yǎng)方式與自我概念，結(jié)果（見表4）表明，父母良好教養(yǎng)方式（情感溫暖理解）與自我概念總分及部分因子顯著正相關，父母不良教養(yǎng)方式（懲罰、干涉、拒絕否認、過度保護、偏愛被試）與自我概念總分及部分因子顯著負相關。

表3 就業(yè)焦慮和自我概念的相關r

表4 父母教養(yǎng)方式和自我概念的相關r

3．父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮的關系模型

采用結(jié)構(gòu)方程模型Amos 7．0分析父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮之間的關系。模型中（見圖1），F(xiàn)1情感溫暖理解、F5拒絕否認和MM3拒絕否認為外衍觀察變量，就業(yè)焦慮總分為內(nèi)衍觀察變量。各項擬合指數(shù)見表5，其中χ2＝0．22，df＝1，p＞0．05，RMSEA＜0．05，AGFI、NFI、IFI和CFI均大于0．90，表明模型和數(shù)據(jù)擬合良好。

圖1 父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮的關系模型

表5 父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮關系模型的擬合指數(shù)（n＝286）

模型結(jié)構(gòu)關系表明，F(xiàn)1、F5和MM3對就業(yè)焦慮總分預測作用顯著，路徑系數(shù)分別為－0．22，p＜0．01；0．33，p＜0．01；0．18，p＜0．01。具體表現(xiàn)為，父親情感溫暖理解可較強地負向預測就業(yè)焦慮，父母親拒絕否認可正向預測就業(yè)焦慮，從而說明良好的教養(yǎng)方式有利于減少就業(yè)焦慮。父母教養(yǎng)方式對就業(yè)焦慮總分的解釋率（R2）為0．26。

圖2 中介作用對就業(yè)焦慮各個因子作用的關系模型

4．父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮關系中自我概念的中介作用

采用結(jié)構(gòu)方程模型Amos 7．0進一步分析自我概念在父母教養(yǎng)方式和就業(yè)焦慮各因子之間的中介作用（如圖2）。以F1、F5和MM3為外衍觀察變量，z10自我概念總分為中介變量，就業(yè)焦慮各個因子為內(nèi)衍觀察變量。各項擬合指數(shù)見表6。其中，χ2＝52．499，df＝16，p＜0．05，RMSEA＞0．08，AGFI、NFI、IFI和 CFI均大于0．90，表明模型和數(shù)據(jù)擬合良好。

表6 中介作用與就業(yè)焦慮各個因子的關系模型擬合指數(shù)（n＝286）

模型結(jié)構(gòu)關系表明，F(xiàn)1情感溫暖理解、F5拒絕否認和MM1拒絕否認對就業(yè)焦慮各因子不存在直接的預測作用，而是以自我概念為中介變量對就業(yè)焦慮產(chǎn)生間接影響且作用顯著。影響路徑系數(shù)分別為：－0．79，p＜0．01；－0．74，p＜0．01；－0．51，p＜0．01；－0．35，p＜0．01。即：父親情感溫暖理解較強的正向預測自我概念，進而以自我概念為中介較強的負向預測就業(yè)焦慮各個因子；父母親拒絕否認可較強的負向預測自我概念，進而以自我概念為中介較強的負向預測就業(yè)焦慮。

對各因子的解釋率（R2）分別為：0．62，0．54，0．26，0．12。表明對就業(yè)前景擔憂和自信心不足的預測程度要高于對缺乏就業(yè)支持和就業(yè)競爭壓力的預測。

四、結(jié) 論

1．大學生就業(yè)焦慮在人口學變量上無顯著差異

大學生就業(yè)焦慮總分普遍較高，但在性別和是否獨生子女上沒有顯著差異。說明普遍存在的大學生就業(yè)難的問題可能是因為社會的轉(zhuǎn)型和變遷、高校對大學生進行的社會化教育存在缺陷、個體理性認識不夠、面臨擇業(yè)時缺乏有效策略等原因造成的。

2．父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮之間的間接影響

模型結(jié)果（圖1）顯示，父親情感溫暖理解和父母拒絕否認對就業(yè)焦慮影響顯著?？赡芤驗楦赣H的情感溫暖理解無形中給予子女支持，使其更加自信地面對問題。而父母的拒絕否認在某種程度上制約了子女自我意識的發(fā)展，甚至會引起與子女間感情的破裂，從而導致焦慮感的產(chǎn)生。錢明怡［16］研究表明，父母給子女以更多的關心、溫暖與理解時，有助于他們更好地調(diào)整自己的心態(tài)，形成積極的自我評價，反之易產(chǎn)生不利影響。從父母教養(yǎng)方式對就業(yè)焦慮的解釋率可以看出，兩者存在因果關系，但預測程度并不高（R2＝0．26）?？赡艿慕忉屖牵焊改附甜B(yǎng)方式具有相對穩(wěn)定性，影響個體心理形成及發(fā)展；其對就業(yè)焦慮的影響固然存在，但更多可能是間接影響，即通過個體因素（如自我概念）而發(fā)揮作用。

3．父母教養(yǎng)方式以自我概念為中介對就業(yè)焦慮產(chǎn)生影響

模型結(jié)果（圖2）顯示，父母教養(yǎng)方式對就業(yè)焦慮不產(chǎn)生直接影響，而以自我概念為中介產(chǎn)生間接影響。因此，父母及學校在給予大學生就業(yè)幫助的時候，要注意方式和方法，教養(yǎng)方式和自我概念要同時考慮。大學生本身只有對自己有充分的了解、正確的評價，面臨就業(yè)時才會有安全感。在影響因子中，對就業(yè)前景的擔憂和自信心不足預測較高，對缺乏就業(yè)支持和就業(yè)競爭壓力預測較低。說明對就業(yè)焦慮的影響因素和機制中還有除教養(yǎng)方式和自我概念以外的其他因素，有待于進一步的實證研究。從兩個模型（圖1，圖2）的解釋率來看，父母教養(yǎng)方式和自我概念對就業(yè)焦慮具有更高的解釋率，說明父母教養(yǎng)方式以自我概念為中介對大學生就業(yè)焦慮產(chǎn)生更強烈的影響。

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