徐柱柱,郭叢斌

(北京大學(xué)教育學(xué)院,北京 100871)

一、問(wèn)題提出

著名人格心理學(xué)家阿德勒在《自卑與超越》一書(shū)中寫(xiě)道,人類(lèi)的所有行為都是出于自卑以及對(duì)自卑感的超越,而自我效能感正是個(gè)體戰(zhàn)勝自卑的強(qiáng)大持久動(dòng)力[1]。在教育心理學(xué)中,自我效能感通常是指對(duì)個(gè)體是否相信自己有能力完成某一任務(wù)或行為的主觀判斷[2]。一個(gè)相信自己能處理好各種事務(wù)的人,在生活中才會(huì)更加積極主動(dòng)。而且,他們會(huì)為自己設(shè)定更高的行動(dòng)目標(biāo),并長(zhǎng)期保持昂揚(yáng)的奮斗狀態(tài)。一旦行動(dòng)開(kāi)始,他們總是付出更多的努力,始終堅(jiān)持不懈,即使遇到挫折也能很快恢復(fù)過(guò)來(lái)。自20世紀(jì)80年代以來(lái),自我效能感理論得到了豐富和進(jìn)一步發(fā)展,并且獲得了許多實(shí)證研究的支持[3-4]。這些研究表明,自我效能感不僅影響動(dòng)機(jī)和行為,還會(huì)對(duì)個(gè)體身心健康、學(xué)業(yè)表現(xiàn)以及自我價(jià)值等產(chǎn)生積極的影響[5]。與此同時(shí),還有研究指出家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)個(gè)體的自我意識(shí)和認(rèn)知發(fā)展也有著重要影響,且這一影響穩(wěn)定而持久。因?yàn)榧彝ナ侨祟?lèi)生活的最基本單位,是影響子女成長(zhǎng)與發(fā)展的重要場(chǎng)所。特別是在青少年時(shí)期,家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景對(duì)學(xué)生自我意識(shí)和學(xué)業(yè)發(fā)展的影響要比學(xué)校環(huán)境更為深遠(yuǎn)[6]。受社會(huì)資本理論的影響[7],學(xué)者們比較關(guān)注家庭背景對(duì)教育獲得的影響,且多數(shù)研究指出家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可以通過(guò)父母參與、教育期望等文化資本對(duì)子女的學(xué)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生作用[8-9]。與家庭因素相比,自我效能感對(duì)學(xué)生教育結(jié)果有著更直接的促進(jìn)作用[10]。因此近些年,部分學(xué)者開(kāi)始轉(zhuǎn)向研究家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位如何通過(guò)影響自我效能感進(jìn)而影響個(gè)體行為表現(xiàn)[11],相形之下,單獨(dú)探討家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與自我效能感關(guān)系的研究卻相對(duì)較少。事實(shí)上,教育的獲得和成功不只是學(xué)業(yè)上的進(jìn)步,還包括行為態(tài)度和自我意識(shí)的成熟。所以,在青少年群體中探討家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)自我效能感的影響機(jī)制對(duì)促進(jìn)其身心健康具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

(一)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和自我效能感

與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)業(yè)成就的影響研究類(lèi)似,關(guān)于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位如何影響自我效能感的研究主要也是基于以下兩種理論模型,即家庭壓力模型和家庭投資模型。其中,家庭壓力模型認(rèn)為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低會(huì)影響家庭環(huán)境和個(gè)體適應(yīng)[12],因?yàn)榈蜕鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位的父母更有可能因處境不利出現(xiàn)情緒不佳和行為問(wèn)題,并且相對(duì)較重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)也會(huì)使他們沒(méi)有足夠時(shí)間和精力去關(guān)注子女的學(xué)業(yè)和心理健康,從而他們的孩子也更容易出現(xiàn)發(fā)展方面的問(wèn)題[13];家庭投資模型認(rèn)為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)家庭投資來(lái)影響子女的學(xué)業(yè)發(fā)展和教育期望。因此,相對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高的家庭,低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的父母只能把有限的教育資源和情感關(guān)懷傾注于孩子身上,從而使子女在自我意識(shí)和學(xué)業(yè)發(fā)展方面都處于弱勢(shì)[14]。總體上,上述兩種理論的預(yù)測(cè)都得到過(guò)一些實(shí)證研究的支持,且這些研究結(jié)果都表明家庭背景是影響青少年自我效能感發(fā)展的重要因素[15-16],尤其是家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女的自我效能感具有促進(jìn)作用[17],來(lái)自較高家庭社會(huì)地位的學(xué)生往往比生于低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的同伴擁有更高水平的學(xué)業(yè)自我效能[18]。鑒于此,本研究假設(shè):家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可以促進(jìn)青少年自我效能感的提升(H1)。

(二)父母參與的中介作用

結(jié)合前文對(duì)兩種理論模型的分析,可以發(fā)現(xiàn)兩者都強(qiáng)調(diào)父母參與的價(jià)值,且不少研究也肯定了父母參與在子女學(xué)業(yè)發(fā)展和自我意識(shí)等方面的促進(jìn)作用[19]。通常,低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的青少年所獲得的父母參與水平往往較低。例如,家庭壓力模型就認(rèn)為低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的父母可能更容易因環(huán)境因素的影響感受到生活的壓力,從而導(dǎo)致家庭沖突和抑郁,進(jìn)而減少了父母參與的行為,還有家庭投資模型也指出社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭擁有更多的文化資本(如父母參與和教育期望等)用于投資子女的發(fā)展,因而對(duì)子女的自我意識(shí)、學(xué)習(xí)態(tài)度及未來(lái)發(fā)展均具有重要影響[20]。反之,低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的家庭對(duì)兒童的身體健康、認(rèn)知發(fā)展、情緒適應(yīng)和行為問(wèn)題等方面均會(huì)產(chǎn)生諸多不利影響[21]。此外,上述理論預(yù)測(cè)也得到了實(shí)證研究的支持,如有研究者通過(guò)元分析發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可以正向預(yù)測(cè)父母參與水平[22]。由此可見(jiàn),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的確是影響父母參與的重要因素。

同時(shí),父母參與對(duì)個(gè)體的自我效能感也具有正向影響。自我效能感是從個(gè)體內(nèi)部動(dòng)力源角度來(lái)探討主體自我在其中所發(fā)揮的作用,而家庭正是塑造青少年自我意識(shí)和心理品質(zhì)的最佳場(chǎng)所,并且許多國(guó)外研究者認(rèn)為父母的榜樣作用和教育卷入會(huì)對(duì)學(xué)生的一般自我效能感產(chǎn)生積極的影響。研究發(fā)現(xiàn),父母參與能夠顯著影響子女的學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而影響其學(xué)業(yè)成就[23];Choi等人的實(shí)證研究則進(jìn)一步表明父母參與能促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的提升[24]。不僅如此,國(guó)內(nèi)的研究也發(fā)現(xiàn)父母參與能夠提升子女的學(xué)業(yè)效能感[17]。實(shí)際上,從自我效能感的來(lái)源來(lái)看,家庭、同伴以及各種社會(huì)因素都在其形成過(guò)程中起到重要作用。相對(duì)而言,父母對(duì)孩子等各種形式的鼓勵(lì),都有助于子女提升其自信心和自我效能感[25]。另外,現(xiàn)有的一些研究也發(fā)現(xiàn),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)自我效能感的作用不僅體現(xiàn)于直接影響,往往還可能通過(guò)一些其他變量間接地發(fā)揮作用[21],其中尤以探討父母教育行為為中介變量的研究最為突出[26]。因?yàn)殚L(zhǎng)期身處不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的家庭之中,子女對(duì)自我的認(rèn)識(shí)也會(huì)有所不同。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的家庭在經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本方面都面臨著更大的壓力與不確定性,從而其父母的行為更有可能給子女帶來(lái)無(wú)助感、低自我認(rèn)知等悲觀情緒,進(jìn)而削弱子女的自我效能[27]。因此,本研究假設(shè):家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感的影響通過(guò)父母參與發(fā)揮作用(H2)。

(三)獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié)作用

一般來(lái)說(shuō),與獨(dú)生子女相比,非獨(dú)生子女存在更多的心理健康問(wèn)題,如焦慮、抑郁和低自我效能感等[28],并且這些很大程度上是源于父母教育參與的差異。根據(jù)資源稀釋理論,隨家庭子女?dāng)?shù)量的增加,每個(gè)孩子所獲得的資源自然會(huì)減少。獨(dú)生子女作為家庭教育的唯一受眾,自然會(huì)得到父母更多的關(guān)愛(ài)和呵護(hù)[29]。而無(wú)論是獨(dú)生子女還是非獨(dú)生子女,他們都極度渴望得到尊重、理解和支持,家庭成員間尤其是父母給予的關(guān)愛(ài)、理解和支持可以給青少年所需的安全感和自我效能感,在他們遇到問(wèn)題和困難時(shí)也會(huì)得到安慰和支持[30]。此外,一些研究也指出家庭子女?dāng)?shù)量是父母參與和其他個(gè)體適應(yīng)性行為(如自我效能感)關(guān)系中的重要調(diào)節(jié)變量[31]。特別是,近年來(lái)隨著二胎政策逐漸放寬,家庭結(jié)構(gòu)和家庭關(guān)系已悄然發(fā)生變化,父母教育投入的唯一性也有所改變,此時(shí)非獨(dú)生子女會(huì)比獨(dú)生子女獲得的受益更多。據(jù)此,本研究假設(shè):在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)父母參與影響自我效能感的后半段,獨(dú)生狀況起調(diào)節(jié)作用。較之非獨(dú)生子女,獨(dú)生子女家庭父母參與對(duì)其自我效能感的影響更大(H3)。

針對(duì)以上文獻(xiàn)的梳理與分析,本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 父母參與的中介作用及獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié)作用模型

因此,綜上分析和模型假設(shè),本研究將使用有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型,并以性別為控制變量,重點(diǎn)探討父母參與在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感影響中所發(fā)揮的中介作用以及獨(dú)生狀況在父母參與對(duì)青少年自我效能感影響中起到的調(diào)節(jié)作用。

二、研究數(shù)據(jù)與方法

(一)研究數(shù)據(jù)

本研究主要來(lái)源教育部直屬A 大學(xué)的2019年新生基線(xiàn)調(diào)查數(shù)據(jù)。A 大學(xué)在各種排行榜上均處于國(guó)內(nèi)前列。此外,作為全國(guó)最好的文理綜合類(lèi)大學(xué)之一,A 大學(xué)歷年高考招收了全國(guó)各地最優(yōu)秀的學(xué)生,其生源在高中階段大都擁有較高的自我效能感和成就動(dòng)機(jī)。并且,他們父母的受教育水平、職業(yè)地位以及家庭經(jīng)濟(jì)水平也相對(duì)較高。本研究主要調(diào)查A 大學(xué)新生在高中時(shí)期的家庭環(huán)境和個(gè)人自我效能感的發(fā)展?fàn)顩r。通過(guò)清洗原始數(shù)據(jù)后得到有效樣本1 107份,其中男生691人,占比為62.4%,女生416人,占比為37.6%;獨(dú)生子女836人,占比為75.5%,非獨(dú)生子女271人,占比為24.5%。

(二)研究方法

本研究根據(jù)問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù),通過(guò)相關(guān)統(tǒng)計(jì)方法分別合成學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母參與以及自我效能感等指標(biāo)(表1)。

表1 統(tǒng)計(jì)分析中的變量說(shuō)明

續(xù)表1

1.家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。對(duì)于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(簡(jiǎn)稱(chēng)“SES”)的測(cè)量,學(xué)界常用加權(quán)均數(shù)法、回歸方程法、因子分析法以及項(xiàng)目反應(yīng)理論法來(lái)合成指標(biāo)[32]。本研究將從父母受教育水平、父母職業(yè)地位以及家庭經(jīng)濟(jì)水平這三個(gè)方面來(lái)衡量家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。其中,父母受教育水平指標(biāo)以學(xué)生父母的受教育程度為依據(jù),最終選取父母中受教育程度更高一方的最高學(xué)歷水平作為測(cè)度。類(lèi)似地,父母職業(yè)水平指標(biāo)參照李春玲[33]關(guān)于社會(huì)職業(yè)分層的劃分方式,將學(xué)生父母的職業(yè)分為下層、中層和上層三類(lèi),選取父母一方中最高職業(yè)分類(lèi)作為測(cè)度;接下來(lái),先對(duì)上述三個(gè)方面的測(cè)量指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,然后使用因子分析法,以獲取家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的綜合指標(biāo);最終經(jīng)過(guò)因子分析后合成的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES)指標(biāo)解釋了約65%的方差變異,其計(jì)算公式如下:

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位綜合指標(biāo)=(父母受教育程度*0.45+父母職業(yè)地位*0.09+家庭經(jīng)濟(jì)水平*0.11)/0.65

2.父母參與。父母參與(或稱(chēng)“父母教育卷入”)一般是指父母參與到子女的教育當(dāng)中。但在實(shí)際中,父母參與的形式多樣[34],通?？蓪⑵涠x為父母對(duì)子女教育資源的各種投入。大量研究表明,父母參與主要涉及兩個(gè)方面,即父母在家庭教育中的參與以及父母在其子女學(xué)校教育中的參與[35]。此次本科新生調(diào)查組自編了父母參與量表,共有10道題組成,專(zhuān)用于測(cè)查大學(xué)新生在高中階段其父母參與的基本情況。其中,父母家庭參與由“父母經(jīng)常輔導(dǎo)我的學(xué)習(xí)”“父母經(jīng)常檢查我的家庭作業(yè)”“父母經(jīng)常監(jiān)督我看電視或打游戲等娛樂(lè)時(shí)間”等題目組成;父母學(xué)校參與由“父母經(jīng)常主動(dòng)聯(lián)系老師,與老師討論我在學(xué)校的表現(xiàn)”等類(lèi)似的題目組成,均為李克特式四點(diǎn)量綱。選項(xiàng)依次從“很不符合”到“很符合”,分別記1～4分,本研究使用學(xué)生在上述10道題目作答后的平均得分來(lái)作為父母參與指標(biāo)的測(cè)度;該指標(biāo)得分越高,表明其所處家庭的父母教育參與度越高。本量表的信度較好,內(nèi)部一致性系數(shù)為0.770,分半信度為0.639,并且該量表也具有較好的結(jié)構(gòu)效度(CFI=0.828,RMSEA=0.166)①本文主要以相對(duì)擬合指數(shù)(CFI)和近似誤差均方根(RMSEA)作為結(jié)構(gòu)效度的參考指標(biāo),下同。。

3.自我效能感。如何評(píng)估自我效能感是自我效能感研究中的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題,目前的研究對(duì)自我效能感的測(cè)評(píng)主要有兩種取向:一種是以班杜拉為代表的領(lǐng)域特殊性自我效能感測(cè)量與評(píng)估,另一種則是考察一般意義上的自我效能感發(fā)展水平。此次新生基線(xiàn)調(diào)查主要是為了考察學(xué)生高中階段的一般自我效能感,故采用Schwarzer等人編制的一般自我效能感量表(General Self—Efficacy Scale,簡(jiǎn)稱(chēng)GSES)的中文版展開(kāi)測(cè)查[36]。該量表最初共有10個(gè)題目,出于研究需要,本次調(diào)查選擇了其中的8道,包括“如果我盡力去做的話(huà),我總是能解決問(wèn)題的”“對(duì)我來(lái)說(shuō),堅(jiān)持理想和達(dá)成目標(biāo)是輕而易舉的”“我相信自己能夠應(yīng)付任何突如其來(lái)的事情”等類(lèi)似的題目組成,均為李克特式四點(diǎn)量綱。選項(xiàng)依次從“很不同意”到“很同意”,分別記1～4分,并且以學(xué)生在這8道題目作答后的平均得分作為其自我效能感指標(biāo)的測(cè)度;該指標(biāo)得分越高,表明學(xué)生的自我效能感越高。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示,本量表的信效度都比較好。其中,內(nèi)部一致性系數(shù)為0.806,分半信度為0.784,相對(duì)擬合指數(shù)為0.938,近似誤差均方根為0.108。

4.共同方法偏差檢驗(yàn)。在心理學(xué)和行為科學(xué)研究中,調(diào)查結(jié)果常會(huì)因同一數(shù)據(jù)來(lái)源和測(cè)試環(huán)境而造成共同方法偏差。為此,本研究對(duì)此次問(wèn)卷中可能出現(xiàn)的系統(tǒng)誤差進(jìn)行了控制,具體使用了Harman單因素檢驗(yàn)法來(lái)評(píng)估共同方法變異程度[37],結(jié)果發(fā)現(xiàn)第一公因子的方差解釋率為21.8%(一般臨界標(biāo)準(zhǔn)為40%)。因此,本研究不存在嚴(yán)重共同方法偏差。

5.有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型設(shè)定。為分析家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)父母參與對(duì)青少年自我效能感產(chǎn)生的間接效應(yīng)以及獨(dú)生狀況在父母參與對(duì)青少年自我效能感影響中所起到的調(diào)節(jié)作用,本文參照溫忠麟等人[38]對(duì)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)方法,構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型(圖2):

其中,Y為青少年自我效能感,X為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位,M為父母參與,U為獨(dú)生狀況。公式(1)的系數(shù)c為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感的總效應(yīng);公式(2)的系數(shù)a為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)父母參與的效應(yīng);公式(3)的系數(shù)b1+b2U是在控制了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及獨(dú)生狀況與父母參與的交互影響后,父母參與對(duì)青少年自我效能感的效應(yīng);系數(shù)c'是在控制了父母參與的影響后,家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感的直接效應(yīng)。此時(shí),父母參與的中介效應(yīng)等于乘積a(b1+b2U)。中介效應(yīng)、直接效應(yīng)和總效應(yīng)的關(guān)系如下:

總效應(yīng)(c)=直接效應(yīng)(c')+間接效應(yīng)(ab1+ab2U)

圖2 調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型設(shè)定

三、實(shí)證研究結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

不同群體相關(guān)變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差見(jiàn)表2和表3。其中,男生與女生僅在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位上存在顯著差異,但在父母參與和自我效能感方面并不存在性別差異,女生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的平均得分顯著高于男生。此外,獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母參與自我效能感上的得分均存在顯著差異,且獨(dú)生子女在各維度上的平均得分均高于非獨(dú)生子女。

表2 男生與女生在各變量上的差異檢驗(yàn)()

表2 男生與女生在各變量上的差異檢驗(yàn)()

***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05,下同。

表3 獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在各變量上的差異檢驗(yàn)(

表3 獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在各變量上的差異檢驗(yàn)(

表4呈現(xiàn)了各變量的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示,家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與父母參與、自我效能感均顯著正相關(guān),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高,父母參與越好、青少年的自我效能感越高。此外,性別僅與家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位呈顯著正相關(guān),與父母參與和自我效能感的相關(guān)性都不顯著;另一方面,父母參與、獨(dú)生狀況與自我效能感呈顯著相關(guān),這為檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)提供了支持。

表4 各變量的相關(guān)分析結(jié)果(n=1107)

(二)有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

本研究使用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法來(lái)執(zhí)行中介效應(yīng)檢驗(yàn),具體操作采用Hayes[39]編制的SPSS宏程序PROCESS進(jìn)行檢驗(yàn)。首先使用PROCESS的模型4進(jìn)行父母參與的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表5、圖3。

表5 父母參與的中介效應(yīng)

圖3 父母參與在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和自我效能感中的中介效應(yīng)

在控制青少年的性別后,父母參與的中介效應(yīng)顯著,占總效應(yīng)比為57.1%,說(shuō)明無(wú)論男女,其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位都可通過(guò)父母參與進(jìn)而影響學(xué)生的自我效能感。并且,控制中介變量父母參與后,家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感的直接影響依然顯著,占總效應(yīng)比為42.9%。由此可見(jiàn),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感的影響一方面是通過(guò)父母的教育卷入來(lái)發(fā)揮作用,另一方面家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位也可直接促進(jìn)青少年自我效能感的提升。

接下來(lái),進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)前文假設(shè),在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)父母參與影響自我效能感的后半段會(huì)受到獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié),故采用SPSS宏程序PROCESS的模型14進(jìn)行檢驗(yàn),即在控制性別后以父母參與為中介變量,獨(dú)生狀況為調(diào)節(jié)變量建立有調(diào)節(jié)的中介模型,具體檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。將獨(dú)生狀況加入模型以后,父母參與與獨(dú)生狀況的交互作用顯著(β=-0.196,t=-3.544,p<0.001),說(shuō)明獨(dú)生狀況在父母參與對(duì)自我效能感的影響中起調(diào)節(jié)作用。

表6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了具體說(shuō)明獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié)作用,本研究進(jìn)行了簡(jiǎn)單斜率分析,結(jié)果見(jiàn)圖4。對(duì)于獨(dú)生子女家庭,父母參與度越高,則對(duì)子女自我效能感的促進(jìn)作用越明顯(βsimple=0.269,t=8.068,p<0.001);而對(duì)于非獨(dú)生子女家庭,父母參與雖然也能促進(jìn)子女自我效能感的提升,但其促進(jìn)作用更小(βsimple=0.144,t=2.395,p<0.05),這也說(shuō)明獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)于獨(dú)生子女群體更為顯著。

圖4 獨(dú)生狀況對(duì)父母參與和自我效能感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)一步分析被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)發(fā)現(xiàn),對(duì)獨(dú)生子女而言,父母參與的中介效應(yīng)為0.046(95% CI=0.032,0.063);而對(duì)于非獨(dú)生子女,父母參與的中介效應(yīng)為0.011(95% CI=-0.005,0.028)。這表明,相比非獨(dú)生子女而言,獨(dú)生子女父母參與的部分中介作用更為突出,即獨(dú)生子女家庭通過(guò)父母參與來(lái)影響子女自我效能感的效果更加明顯。

四、研究結(jié)論與討論

本研究使用了教育部直屬A 大學(xué)的1 107名新生基線(xiàn)調(diào)查數(shù)據(jù),建構(gòu)了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型,系統(tǒng)探討了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與青少年自我效能感之間的影響機(jī)制,厘清了父母參與在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與青少年自我效能感之間所發(fā)揮的部分中介作用,同時(shí)指出了父母參與在獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié)下對(duì)青少年自我效能感所產(chǎn)生的促進(jìn)作用變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位存在顯著性別差異,其中女生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高于男生。獨(dú)生子女在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母參與以及自我效能感等方面都明顯優(yōu)于非獨(dú)生子女;家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感具有顯著正向預(yù)測(cè)作用,并且父母參與在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與自我效能感的關(guān)系中起部分中介作用。此外,獨(dú)生狀況對(duì)父母參與與自我效能感之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。相對(duì)于非獨(dú)生子女而言,這一調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)于獨(dú)生子女更為顯著。

(一)不同群體學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母參與以及自我效能感的差異表現(xiàn)

研究表明,家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女的教育影響存在多方面的性別差異,女生通常比男生在家庭經(jīng)濟(jì)地位和父母教育參與等諸多方面都處于不利地位[40],并且他們的自我效能感相對(duì)更低[41]。但本研究的結(jié)果卻指出,學(xué)生在父母參與和自我效能感方面并不存在性別差異,并且女生的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更具優(yōu)勢(shì)。此外,本研究還發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母參與以及自我效能感等方面都明顯優(yōu)于非獨(dú)生子女,這與劉保中等[42]、劉麗英[43]等人的研究結(jié)論相一致。上述結(jié)果也表明,較之于普通高中學(xué)生,A 大學(xué)新生在高中階段的父母教育參與和自我效能感受獨(dú)生狀況的影響可能要高于性別,此時(shí)關(guān)注非獨(dú)生子女的家庭教育和自我意識(shí)的發(fā)展顯得十分必要,家長(zhǎng)尤其要關(guān)心他們的日常生活、學(xué)校表現(xiàn)以及自我意識(shí)的成熟。

(二)父母參與的中介效應(yīng)

本研究發(fā)現(xiàn),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位能夠顯著促進(jìn)青少年的自我效能感,即出生在較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES)家庭的子女,其個(gè)人自我效能感相對(duì)會(huì)更高,這也再次凸顯了家庭環(huán)境對(duì)青少年自我效能感塑造的重要意義。與此同時(shí),本研究進(jìn)一步探究了兩者之間的中介機(jī)制,結(jié)果表明,父母參與是家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與青少年自我效能感關(guān)系的中介變量,家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不但直接影響到青少年的自我效能感,而且主要通過(guò)加強(qiáng)父母參與度來(lái)間接影響自我效能感。

青少年處于自我意識(shí)形成及思維成熟的重要階段,其認(rèn)知及心理發(fā)展的可塑性較大[44],而一旦教育干預(yù)不當(dāng)或失利,都會(huì)很容易出現(xiàn)心理問(wèn)題和不良行為。事實(shí)上,不少研究表明良好的家庭環(huán)境更有助于教育的成功,家庭因素不僅制約著個(gè)體心理發(fā)展的成熟,還是影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的重要變量,并且在某種程度上可能比學(xué)校因素更好地解釋青少年自我價(jià)值和學(xué)業(yè)表現(xiàn)[45-46]。本研究表明,社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭往往會(huì)主動(dòng)參與到其子女的日常生活和學(xué)校事務(wù)中。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),父母參與度的提高不僅可以幫助孩子激發(fā)自身的學(xué)習(xí)動(dòng)力和自我監(jiān)控能力,并且也會(huì)極大地提升子女的學(xué)業(yè)自我效能[47]。由此可見(jiàn),家庭社會(huì)資本與文化資本對(duì)學(xué)生心理的影響是疊加的,社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭能夠有效促進(jìn)父母參與,最終間接影響青少年的自我效能感。

綜上,父母參與的加入,有助于解釋家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)何種機(jī)制影響青少年的自我效能感。相較于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位而言,父母參與是家庭塑造個(gè)體自我效能感的直接近端因素,對(duì)青少年的自我效能感的影響更為深刻。本研究提示有針對(duì)性地開(kāi)展家庭教育十分必要,應(yīng)積極促使父母參與到子女的日常生活和學(xué)校教育當(dāng)中,以提升他們的自信心和自我效能感。尤其是對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的男生家庭,更要加強(qiáng)父母參與的積極性,從而能在一定程度上減少子女可能出現(xiàn)的某些心理健康問(wèn)題和不良行為的發(fā)生頻率。

(三)獨(dú)生狀況的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究也構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型,結(jié)果指出,獨(dú)生狀況調(diào)節(jié)了“家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位→父母參與→自我效能感”這一中介環(huán)節(jié)的后半段。即獨(dú)生子女的父母參與對(duì)其自我效能感的促進(jìn)作用更強(qiáng),而對(duì)于非獨(dú)生子女,這一促進(jìn)作用實(shí)際有限。具體而言,獨(dú)生子女作為父母唯一的孩子,其家庭的親密度自然會(huì)更高,從而使個(gè)體從中獲益更多,他們的自我效能感也會(huì)更多地受到父母參與的影響;而非獨(dú)生子女,由于兄弟姐妹的存在而不得不共享有限的家庭資源和父母的關(guān)愛(ài),從而其自我效能感受父母參與的影響相對(duì)也會(huì)更少。

由表3可知,獨(dú)生子女的父母參與和自我效能感的總體表現(xiàn)顯著高于非獨(dú)生子女。這表明與非獨(dú)生子女相比,獨(dú)生子女可以得到更多的父母關(guān)注和教育卷入,并且比非獨(dú)生子女自我效能感更高。該結(jié)果也得到了資源稀釋模型的支持[31],該理論認(rèn)為每個(gè)孩子所獲得家庭資源會(huì)隨著子女?dāng)?shù)量的增多而減少,因而獨(dú)生子女比非獨(dú)生子女會(huì)享受更多的日常關(guān)愛(ài)和教育期待;而對(duì)于非獨(dú)生子女來(lái)說(shuō),家庭中所能提供的一切資源及父母教育參與都會(huì)被其他兄弟姐妹稀釋。并且,相比非獨(dú)生子女,獨(dú)生子女家庭的父母更愿意投入大量時(shí)間和精力到子女身上,包括日常關(guān)心和學(xué)業(yè)卷入,進(jìn)而孩子的自我效能感也會(huì)更高。即使家庭在遇到諸如經(jīng)濟(jì)等方面壓力時(shí),獨(dú)生子女受到的不利影響也相對(duì)更小。這在某種程度上也解釋了為何父母參與的中介效應(yīng)對(duì)獨(dú)生子女自我效能感預(yù)測(cè)更強(qiáng),而對(duì)非獨(dú)生子女作用更小。

另外,還有研究指出家庭結(jié)構(gòu)對(duì)子女的自我效能感所產(chǎn)生的重要的影響,即頭生和獨(dú)生子女都會(huì)表現(xiàn)出相對(duì)更強(qiáng)的內(nèi)部控制信念,而單親家庭中的子女則具有更強(qiáng)外部控制信念;隨著家庭規(guī)模的擴(kuò)大,孩子的內(nèi)部控制信念也與他們的自我效能感呈現(xiàn)一定程度的相關(guān)性[48]。因此,對(duì)于非獨(dú)生子女家庭,父母要盡可能關(guān)注每個(gè)子女的教育,日常生活中給予他們同等的關(guān)心,并積極參與到孩子的教育與教養(yǎng)中,以增強(qiáng)家庭親密度,避免出現(xiàn)各種“顧此失彼”現(xiàn)象。

與此同時(shí),本研究也存在一些不足。首先,由于本研究樣本主要來(lái)源于教育部直屬大學(xué)本科新生,他們?cè)诟咧须A段的自我效能感相對(duì)較高,并且在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母教育參與方面也更有優(yōu)勢(shì),故部分結(jié)論很難推廣到普通高中生源,如父母參與、自我效能感等方面可能存在的性別差異;其次,青少年自我效能感的產(chǎn)生環(huán)境和影響機(jī)制比較復(fù)雜,單純有調(diào)節(jié)中介模型可能無(wú)法揭示全局信息,未來(lái)研究可進(jìn)一步考慮多步中介效應(yīng)在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與自我效能感之間的鏈?zhǔn)阶饔?以深化家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自我效能感的影響機(jī)制;最后,本研究仍屬于橫斷面研究,因而沒(méi)能深入探討不同時(shí)期、不同階段青少年自我效能感的成長(zhǎng)環(huán)境和影響條件,如考察二胎政策放寬前后獨(dú)生狀況在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)父母參與影響自我效能感過(guò)程中的調(diào)節(jié)作用,故后續(xù)可采用追蹤設(shè)計(jì)進(jìn)行發(fā)展研究。