耿葉欣　趙富才

摘 要 采用元分析技術(shù)探究一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系，并分析不同職業(yè)對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。通過(guò)文獻(xiàn)檢索和篩選，共有93篇中文文獻(xiàn)納入元分析，總樣本38973人。結(jié)果顯示，一般自我效能感與積極應(yīng)對(duì)、解決問(wèn)題、求助、面對(duì)應(yīng)對(duì)之間均呈顯著正相關(guān);一般自我效能感與消極應(yīng)對(duì)、幻想、自責(zé)、退避、屈服應(yīng)對(duì)之間均呈顯著負(fù)相關(guān);一般自我效能感與合理化應(yīng)對(duì)方式、回避應(yīng)對(duì)方式相關(guān)不顯著。一般自我效能感與解決問(wèn)題、求助、合理化、自責(zé)、退避的關(guān)系受到職業(yè)的調(diào)節(jié)。

關(guān)鍵詞 一般自我效能感;應(yīng)對(duì)方式;元分析;中國(guó)群體

分類(lèi)號(hào) B848.4

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2022.05.001

1 問(wèn)題提出

著名心理學(xué)家Bandura提出了一般自我效能感的概念，認(rèn)為其是指相信自己有能力應(yīng)對(duì)一系列壓力或挑戰(zhàn)性需求，而具體自我效能感僅限于特定任務(wù) （Luszczynska et al.，? 2005）。一般自我效能感會(huì)影響個(gè)體具體的歸因方式，高自我效能感的個(gè)體更能從自己身上尋找原因，低自我效能感的個(gè)體將問(wèn)題歸因?yàn)樽约耗芰Σ蛔?，沒(méi)有能力解決問(wèn)題（Schaumberg et al.，? 2013）。一般自我效能感的高低會(huì)直接影響人們的日常生活，關(guān)系到做事情能力的發(fā)揮和努力的程度 （李劍鋒， 2018）。根據(jù)成就動(dòng)機(jī)理論，一般自我效能感是成就動(dòng)機(jī)的一個(gè)積極成分，作為一個(gè)中介變量，與成就目標(biāo)交互作用，共同解釋成就結(jié)果。研究表明，一般自我效能感影響個(gè)體的動(dòng)機(jī)過(guò)程，即個(gè)體的行為選擇 （屈妍， 2012）。與低自我效能感的個(gè)體相比，高自我效能感的個(gè)體為取得更高的成就，更傾向于選擇有挑戰(zhàn)性的任務(wù)與環(huán)境 （Galla et al.，? 2014）。此外，一般自我效能感作為一種特質(zhì)性個(gè)體資源，影響著人們面臨各種問(wèn)題時(shí)的應(yīng)對(duì)方式 （梁斌，王煜青， 2012）。研究者通常采用王才康等人（2001） 修訂的一般自我效能感量表 （General Self-Efficacy Scale， GSES） 測(cè)量一般自我效能感，該量表為單維度，通過(guò)總分來(lái)計(jì)算，得分越高，表示自我效能感越高。

應(yīng)對(duì)方式也稱應(yīng)對(duì)策略、應(yīng)對(duì)風(fēng)格。最早由Mruphy （1990） 與其他研究者提出，是指?jìng)€(gè)體面臨壓力時(shí)為減輕事件帶來(lái)的不良影響而在認(rèn)知和行為上做出的適應(yīng)和努力的過(guò)程;是人們?yōu)榱司徑庑睦韷毫靶睦硎Ш鉅顟B(tài)，而有意識(shí)地調(diào)節(jié)自己的情緒。由于應(yīng)對(duì)方式不是單維行為 （Pearlin & Schooler， 1978），因此不同的研究者將應(yīng)對(duì)方式劃分為不同維度。自我效能感是個(gè)體在面臨壓力時(shí)采用何種應(yīng)對(duì)方式的重要內(nèi)因，一般自我效能感通過(guò)影響個(gè)體的行為選擇、認(rèn)知思維模式、動(dòng)機(jī)水平和情緒體驗(yàn)等多個(gè)方面來(lái)影響個(gè)體處理問(wèn)題的方式。低自我效能感的人會(huì)因?yàn)椴蛔孕哦x擇不恰當(dāng)?shù)姆绞饺?yīng)對(duì)問(wèn)題。也有研究發(fā)現(xiàn)，高自我效能感的人采取主動(dòng)解決問(wèn)題的應(yīng)對(duì)方式，低自我效能感的人易采取逃避、幻想、自責(zé)等應(yīng)對(duì)方式。測(cè)量應(yīng)對(duì)方式的量表主要有三種：姜乾金（1999） 編制的特質(zhì)應(yīng)對(duì)方式量表 （Trait Coping Style Questionnaire，TCSQ）主要分為積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)兩個(gè)維度;肖計(jì)劃 （1995） 編制的應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷 （Coping Style Questionnaire， CSQ）分為合理化、 退避、 幻想、 求助、 自責(zé)、 解決問(wèn)題六個(gè)維度 （肖計(jì)劃，許秀峰， 1996）;對(duì)于患者采用的醫(yī)學(xué)應(yīng)對(duì)問(wèn)卷（Medical Coping Modes Questionnaire， MCMQ）包括面對(duì)應(yīng)對(duì)、回避應(yīng)對(duì)、屈服應(yīng)對(duì)三個(gè)維度 （沈曉紅，姜乾金， 2000）。

一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系一直是研究熱點(diǎn)，但是大量研究表明，在中國(guó)樣本中，一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式關(guān)系的研究結(jié)果具有一定的差異性。在以癌癥患者主要照護(hù)者為被試的研究中發(fā)現(xiàn)，一般自我效能感與消極應(yīng)對(duì)方式呈顯著正相關(guān) （欒貝貝，王維利，朱宇， 2016）;李鳳華等人 （2016） 在以大學(xué)生為被試的研究中發(fā)現(xiàn)，一般自我效能感與消極應(yīng)對(duì)之間無(wú)顯著相關(guān);而徐紅梅等人（2018）同樣以大學(xué)生為被試，卻指出一般自我效能感與消極應(yīng)對(duì)方式呈顯著負(fù)相關(guān)。也有研究表明，一般自我效能感與退避應(yīng)對(duì)方式呈顯著負(fù)相關(guān) （劉洋， 2014），而謝玲平等人 （2014） 對(duì)初中生的研究中得出二者呈顯著正相關(guān)。在對(duì)有重大疾病的患者進(jìn)行調(diào)查時(shí)發(fā)現(xiàn)，一般自我效能感與屈服應(yīng)對(duì)無(wú)顯著相關(guān) （邊彥慧，王清馨， 2015），而另一項(xiàng)研究則表明，一般自我效能感與屈服應(yīng)對(duì)呈顯著負(fù)相關(guān) （張靜波，楊艷杰，彭博識(shí)， 2015）。由此可以看出，關(guān)于應(yīng)對(duì)方式的研究比較復(fù)雜，應(yīng)對(duì)問(wèn)題的方式因人而異，不僅研究維度至今沒(méi)有統(tǒng)一，而且一般自我效能感與不同應(yīng)對(duì)方式之間的關(guān)系也不一致，所得研究結(jié)果不同可能與研究對(duì)象的職業(yè)因素有關(guān)。

本研究采用元分析技術(shù)，利用現(xiàn)有文獻(xiàn)充分討論一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系，同時(shí)分析被試職業(yè)對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。從而在中國(guó)群體中得到一個(gè)更準(zhǔn)確、更具有代表性、更全面的結(jié)論，為日后采取有效合理的應(yīng)對(duì)方式提供方向。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜索

通過(guò)主題搜索、關(guān)鍵詞搜索、摘要搜索、全文搜索等方式搜索中英文文獻(xiàn)。通過(guò)CNKI數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫(kù)、博士論文數(shù)據(jù)庫(kù)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)、維普數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)科技期刊數(shù)據(jù)庫(kù)搜索中文文獻(xiàn);通過(guò)Web Of Science， Elsevier Science Direct， Ebsco， Springer Link等數(shù)據(jù)庫(kù)搜索英文文獻(xiàn)。一般自我效能感的檢索詞為一般自我效能感、自我效能感;應(yīng)對(duì)方式檢索詞為應(yīng)對(duì)方式、積極（消極）應(yīng)對(duì)方式、應(yīng)對(duì)風(fēng)格、應(yīng)對(duì)策略。英文檢索詞為self-efficacy， general self-efficacy， 聯(lián)合coping style， positive （negative） coping style， coping strategy進(jìn)行檢索，并通過(guò)百度學(xué)術(shù)、Google scholar通過(guò)參考文獻(xiàn)人工搜索對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)查，避免文獻(xiàn)的遺漏。截止時(shí)間為2021年9月。BF31ABF1-A5C5-4197-9858-2C569ACF40C2

2.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

根據(jù)研究主題，總結(jié)了以下幾點(diǎn)納入元分析的標(biāo)準(zhǔn)，并按照此標(biāo)準(zhǔn)篩選文獻(xiàn)：（1） 文章必須是對(duì)一般自我效能感和應(yīng)對(duì)方式關(guān)系進(jìn)行定量分析的實(shí)證性文章，需排除文獻(xiàn)綜述類(lèi)、理論類(lèi)文章; （2） 研究對(duì)象為中國(guó)人群; （3） 研究中需同時(shí)使用一般自我效能感量表、應(yīng)對(duì)方式量表，并且至少報(bào)告了一個(gè)應(yīng)對(duì)方式維度分或總分與一般自我效能感維度分或總分之間的相關(guān)系數(shù) （r），或者文章中報(bào)告了F值、χ2值以及t值; （4） 重復(fù)發(fā)表的文章只能取其一，如碩士或博士論文發(fā)表在學(xué)術(shù)期刊上，以學(xué)術(shù)期刊為準(zhǔn) （Zhao & Ding， 2018）; （5） 樣本量明確; （6） 文獻(xiàn)質(zhì)量需符合評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)，本文參照Valentine和Cooper （2003） 的評(píng)估方法，從文獻(xiàn)是否清楚地描述研究設(shè)計(jì)、樣本特征、測(cè)量工具和測(cè)量過(guò)程等方面進(jìn)行質(zhì)量評(píng)分。其中，將“不清楚”賦為1分，“較清楚”賦為2分，“清楚”賦為3分 （曾昭炳，姚繼軍， 2020）。得分在6分以上的文章能被采用。

2.3 文獻(xiàn)檢索及納入結(jié)果

經(jīng)過(guò)仔細(xì)篩選，有93篇文獻(xiàn)符合標(biāo)準(zhǔn)，將其納入元分析，其中包括63篇期刊文獻(xiàn)，30篇學(xué)位論文，全部為中文文獻(xiàn)。文獻(xiàn)篩選流程及最終錄用文獻(xiàn)結(jié)果見(jiàn)圖1。

2.4 文獻(xiàn)編碼

對(duì)最終納入分析的文獻(xiàn)的發(fā)表信息（作者、 年份）、 樣本量、 一般自我效能感量表（GSES）、應(yīng)對(duì)方式量表（SCSQ， MCMQ， CSQ）、被試群體（學(xué)生、 工作者、 患者及主要照護(hù)者）和效果量進(jìn)行編碼。 對(duì)于文章中沒(méi)有直接報(bào)告一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式之間相關(guān)系數(shù)的，采用Rosenthal（1991）和Kownacki等人（1999）提出的轉(zhuǎn)換公式r=[t2/（t2+df）]1/2， df=n1+n2-2; r=[F/（F+df）]1/2， df=n1+n2-2; r=[χ2/（χ2+N）]1/2。 納入文獻(xiàn)信息如表1所示。

2.5 數(shù)據(jù)分析

采用CMA 2.0 （Comprehensive Meta Analysis Version 2.0） 處理和分析數(shù)據(jù)。

3 結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

異質(zhì)性檢驗(yàn)是為了檢驗(yàn)效應(yīng)值之間是否異質(zhì)，以確定數(shù)據(jù)分析應(yīng)該基于隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，如果數(shù)據(jù)異質(zhì)則采用隨機(jī)效應(yīng)模型 （Hedges & Vevea， 1998）。表2是異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果，一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的各個(gè)維度的Q值在統(tǒng)計(jì)學(xué)中都能達(dá)到顯著水平 （p<0.001），說(shuō)明各效應(yīng)值之間異質(zhì)性較高。根據(jù)異質(zhì)性分界點(diǎn)25%、 50%、 75%劃分界限（Higgins et al.，? 2002）， 本研究I2值分別為87.989、 94.296、 93.752、 93.742、 92.092、 95.790、 91.135、 94.042， 說(shuō)明各效應(yīng)值的異質(zhì)性為高異質(zhì)性。綜上，一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式各維度之間的效應(yīng)值存在異質(zhì)性，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

3.2 發(fā)表偏誤檢驗(yàn)

發(fā)表偏差是指所采用的文獻(xiàn)與理論上應(yīng)該使用的文獻(xiàn)之間的差異（Viechtbauer， 2007）。如果沒(méi)有選用足夠多的文獻(xiàn)，會(huì)間接導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果，本文使用漏斗圖、 Classic Fail-safe檢驗(yàn)、 Begg檢驗(yàn)、 Eggers檢驗(yàn)、 Trill and fill五種方法檢驗(yàn)發(fā)表偏誤。

所采用的文章多集中于漏斗圖的中部和上部，并且左右兩邊有對(duì)稱的趨勢(shì)（如圖2所示），表明存在發(fā)表偏誤的可能性較小。通過(guò)表3可以得出，一般自我效能感和積極應(yīng)對(duì)、 消極應(yīng)對(duì)、 解決問(wèn)題、 求助、 幻想、 合理化、 自責(zé)、 退避、 屈服應(yīng)對(duì)、 面對(duì)應(yīng)對(duì)、 回避應(yīng)對(duì)的失安全系數(shù)分別是441、 2657、 4676、 1180、 1177、 91、 1967、 758、 466、 972、 97，即分別還需要對(duì)應(yīng)數(shù)量的文章，這些文章的效果量均不顯著才能使一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式各維度的關(guān)系不顯著，對(duì)應(yīng)的失安全系數(shù)的比率均大于1，說(shuō)明選擇的文獻(xiàn)樣本具有代表性，不存在發(fā)表偏差。同時(shí)，Begg上的p值分別為0.210、 0.666、 0.570、 0.341、 0.88、 0.586、 0.865、 0.833、 0.531、 0.834、 0.095， p值不顯著 （p>0.05）; 此外，Eggers上的p值分別為0.06、 0.142、 0.469、 0.214、 0.209、 0.190、 0.910、 0.451、 0.801、 0.747、 0.053， p值不顯著 （p>0.05）。最后采取Trill and fill方法檢驗(yàn)，總效應(yīng)顯著，表明不存在嚴(yán)重發(fā)表偏誤。綜上，一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系不存在發(fā)表偏誤。

3.3 主效應(yīng)檢驗(yàn)

一般自我效能感和應(yīng)對(duì)方式各維度的主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4，一般自我效能感與積極應(yīng)對(duì) （r=0.402）、 解決問(wèn)題 （r=0.319）、 求助 （r=0.093）、 面對(duì)應(yīng)對(duì) （r=0.408） 之間均呈顯著正相關(guān) （p<0.01）; 一般自我效能感與消極應(yīng)對(duì) （r=-0.099）、 幻想 （r=-0.092），自責(zé) （r=-0.147）、 退避 （r=-0.082）、 屈服應(yīng)對(duì) （r=-0.281） 之間均呈顯著負(fù)相關(guān) （p<0.05）;一般自我效能感與合理化應(yīng)對(duì)方式、 回避應(yīng)對(duì)方式相關(guān)不顯著。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)表明各效應(yīng)值之間有比較高的異質(zhì)性，因此要進(jìn)一步查明異質(zhì)性的來(lái)源，被調(diào)查者的職業(yè)是我們主要關(guān)注的調(diào)節(jié)變量， 在一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式之間起到了調(diào)節(jié)作用。表5顯示， 被試的職業(yè)顯著影響了其一般自我效能感與解決問(wèn)題（Qb=73.178， p<0.01）、? 求助（Qb=49.381， p<0.01）、 合理化（Qb=16.076， p<0.01）、 自責(zé)（Qb=28.318， p<0.01）、 退避（Qb=16.873， p<0.01）的關(guān)系。工作者在一般自我效能感與解決問(wèn)題 （r=0.417）、 求助（r=0.164）、 合理化（r=0.043）、 自責(zé)（r=-0.228）、 退避（r=-0.171）的相關(guān)系數(shù)更大。BF31ABF1-A5C5-4197-9858-2C569ACF40C2

4 討論

4.1 一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的主效應(yīng)

綜合國(guó)內(nèi)一般自我效能感和應(yīng)對(duì)方式近20年的實(shí)證研究，研討了一般自我效能感對(duì)應(yīng)對(duì)方式的作用效果，以及可能影響二者關(guān)系的調(diào)節(jié)變量，發(fā)現(xiàn)一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系非常密切，積極應(yīng)對(duì) （r=0.402）、 解決問(wèn)題 （r=0.319）、 求助 （r=0.093）、 面對(duì)應(yīng)對(duì) （r=0.408） 之間均呈顯著正相關(guān) （p<0.01）; 一般自我效能感與消極應(yīng)對(duì)（r=-0.099）、 幻想（r=-0.092）、 自責(zé) （r=-0.147）、 退避 （r=-0.082）、 屈服應(yīng)對(duì) （r=-0.281） 之間均呈顯著負(fù)相關(guān) （p<0.05）。盡管無(wú)法確定兩者的因果關(guān)系，但該結(jié)果符合壓力-評(píng)估-應(yīng)對(duì)理論。壓力-評(píng)估-應(yīng)對(duì)理論認(rèn)為，個(gè)體的應(yīng)對(duì)方式受到自身認(rèn)知的影響 （Folkman et al.， 1986），而一般自我效能感作為社會(huì)認(rèn)知理論的核心概念，會(huì)直接影響應(yīng)對(duì)方式的選擇，一般自我效能感高的個(gè)體傾向于選擇積極應(yīng)對(duì)方式，會(huì)想辦法解決問(wèn)題，或者求助他人，能勇敢面對(duì)困難，這與前人研究相符 （Knowles et al.，? 2020）。相反，一般自我效能感低的個(gè)體傾向于選擇消極應(yīng)對(duì)方式 （Knowles et al.，? 2020），容易選擇幻想、 自責(zé)、 退避 （吳蘭， 2014） 的方式。也有研究認(rèn)為，一般自我效能感低的個(gè)體，由于現(xiàn)實(shí)生活中的多種原因?qū)е骂檻]太多，無(wú)法使用感性應(yīng)對(duì)方式，取而代之的是理性應(yīng)對(duì)方式，只能通過(guò)幻想、 自責(zé)、 退避等方式宣泄心中的低落情緒，從而滿足應(yīng)對(duì)處理挫折的需要 （孫印， 2012）。有重大疾病的一般自我效能感高的患者更會(huì)選擇面對(duì)困難，而自我效能感低的患者傾向于選擇妥協(xié)、 屈服，不利于其生活質(zhì)量的提高。也就是說(shuō)，個(gè)體的自我效能感越強(qiáng)，對(duì)堅(jiān)持正性行為的影響也越大 （張靜波等， 2015）?？傊?，對(duì)于有疾病的個(gè)體來(lái)說(shuō)，提高其自我效能感非常有必要，調(diào)整心態(tài)有利于疾病治療。

4.2 一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的調(diào)節(jié)因素

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不同被試類(lèi)別對(duì)一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式的關(guān)系存在顯著調(diào)節(jié)作用，職業(yè)顯著調(diào)節(jié)了一般自我效能感與 （Qb=73.178， p<0.01）、 求助 （Qb=49.381， p<0.01）、 合理化 （Qb=16.076， p<0.01）、 自責(zé) （Qb=28.318， p<0.01）、 退避 （Qb=16.873， p<0.01） 的關(guān)系。相比于學(xué)生，一般自我效能感高的工作者更多選擇解決問(wèn)題、 求助、 使問(wèn)題合理化等應(yīng)對(duì)方式， 而較少自責(zé)、 逃避問(wèn)題。由于工作者有更多的社會(huì)經(jīng)驗(yàn)，一般自我效能感高的工作者在面對(duì)應(yīng)激事件和壓力事件時(shí)，能更從容、 更理性地應(yīng)對(duì);從發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，隨著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體經(jīng)驗(yàn)增加，應(yīng)對(duì)行為日趨合理，逐步形成了穩(wěn)定的、 成熟的應(yīng)對(duì)方式 （Folkman et al.， 1987）。對(duì)于學(xué)生而言，在心理健康問(wèn)題中，情緒不穩(wěn)定、 焦慮、 學(xué)習(xí)壓力等問(wèn)題處于前三位，不利于其一般自我效能感的提高，更不利于問(wèn)題的解決，而增強(qiáng)學(xué)生的自我效能感有利于其在處理應(yīng)激問(wèn)題時(shí)采用積極的應(yīng)對(duì)方式，促進(jìn)心理健康。

4.3 不足與展望

（1） 雖盡可能多地利用檢索工具搜索相關(guān)文獻(xiàn)，但難免有遺漏。由于以患者為研究對(duì)象探究自我效能感與應(yīng)對(duì)方式關(guān)系的研究較少，故只將該類(lèi)文章做主效應(yīng)檢驗(yàn)。（2） 只將職業(yè)作為一般自我效能感與應(yīng)對(duì)方式之間的調(diào)節(jié)變量，未來(lái)可以進(jìn)一步討論其他變量是否起調(diào)節(jié)作用。（3） 是基于中國(guó)人群進(jìn)行的分析，未來(lái)可以結(jié)合國(guó)外相關(guān)文獻(xiàn)探討一般自我效能感與其他應(yīng)對(duì)方式之間的關(guān)系。

5 結(jié)論

（1） 一般自我效能感與積極應(yīng)對(duì)方式、 解決問(wèn)題、 求助、 面對(duì)應(yīng)對(duì)存在高度正相關(guān);與消極應(yīng)對(duì)方式、 幻想、 自責(zé)、 退避、 屈服應(yīng)對(duì)方式存在高度負(fù)相關(guān)。

（2） 兩者之間的關(guān)系受到被試職業(yè)的調(diào)節(jié)。

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Relationship Between General Self-efficacy and Coping Styles：

Evidence from Meta-Analysis

GENG Yexin; ZHAO Fucai

（School of Education Science， Liaocheng University， Liaocheng 252000， China）

Abstract

There has been a controversial debate about the relationship between general self-efficacy and coping style. A meta-analysis was conducted to explore the relationship between them and the reasons for various conclusions about the relationship between general self-efficacy and coping style. There were 93 studies， consisting of 38973 subjects， meet the criteria of meta-analysis. Our results found that the general self-efficacy was highly correlated positively with positive coping， problem solving， help seeking and face-to-face coping; in addition， the general self-efficacy was highly correlated negatively with negative coping， fantasy， self blame， avoidance and yielding. Furthermore， the moderating effect analysis showed that the relationship between the general self-efficacy and coping style was regulated by occupation.

Key words： general self-efficacy; coping style; meta-analysis; Chinese crowd

基金項(xiàng)目： 全國(guó)婦聯(lián)家庭教育科研課題“提升初中生親子關(guān)系的團(tuán)體心理干預(yù)研究” （Y20171503）。

通訊作者： 趙富才， E-mail： zhaofucai@lcu.edu.cnBF31ABF1-A5C5-4197-9858-2C569ACF40C2