社會支持對中職學生希望的影響

社會支持對中職學生希望的影響

詹敏玲，王曉媚，顏梓

摘要：為了了解中職學生的社會支持、希望、自尊以及自我效能感的關系，對356名中職學生施測，希望特質問卷中文修訂版、社會支持問卷、自尊量表和一般自我效能問卷。結果發現：(1)社會支持的主觀支持維度對中職學生的希望有著顯著的正向預測作用，客觀支持和支持利用度兩個維度對希望的預測作用不顯著；(2)自尊和自我效能感在社會支持對希望的預測關系起著非常顯著的中介效應，自我效能感是相對更重要的中介變量。

關鍵詞：中職學生；希望；社會支持

作者簡介：詹敏玲，女，深圳市第二職業技術學校副校長，高級教師，主要研究方向為德育教育；王曉媚，女，深圳市第二職業技術學校團委書記，中學二級教師，主要研究方向為漢語言文學；顏梓，女，湖南農業大學教育學院2014級碩士研究生，主要研究方向為教育學原理。

中圖分類號：G715文獻標識碼：A

在我國目前情況下，上職業學校對于多數學生和家長而言，往往是因學生成績不好或受家庭經濟狀況所限而作出的一種無奈選擇。孩子上了職校后，家長等于完成了一個任務，中職生所感受到的來自家庭的關注和期望隨之減少，這種低期望也可能影響到中職生對自我的評價。此外，中職生的學習和升學壓力雖然較低，但他們可能又對教學要求和教學水平感到失望，同時，相對于寬松的學習要求，他們可能對職校嚴格的日常管理和行為規范很不適應，從而導致他們對未來缺乏信心，希望水平不高。基于此，本文通過對356名中職學生進行調查，以了解中職學生的社會支持、希望、自尊以及自我效能感的關系。

一、問題的提出

希望是積極心理學的核心概念，也是積極心理學界公認的24種積極人格特質和人格優勢力量之一，對人們的適應和發展有著非常重要的意義。當前在心理學界獲得廣泛認可的是Snyder等的希望理論。Snyder等把希望定義為一種個體對目標達成的認知思考過程，在這一思考過程中，個體將設定有意義且明確的目標,并根據先前所設定的目標產生動機與相關的策略，最終，促使目標得以成功。[1]由此，Snyder等認為，希望包括兩個維度：(1)路徑思維(pathways-thoughts)，即為了達到目標，人們需要擬定相對合理的途徑來實現它；且當達成目標的某一途徑有障礙時，人們能創建替代的途徑去達成目標；(2)動力思維(agency-thoughts)，這是關于希望的動機因素，即個體運用路徑和策略以達成目標的能力的知覺。希望主要是認知的成分同時也伴有情感的成分，而個體的心理、行為和情感必定要受到社會因素的影響。[2]個體的受社會支持程度是考察社會層面對心理影響的一個重要變量，社會支持從性質上可以分為兩類，一類為客觀的支持，這類支持是可見的或實際的，包括物質上的直接援助、團體關系的存在和參與等[3]；另一類是主觀的支持，這類支持是個體體驗到的或情感上感受到的支持，指的是個體在社會中受尊重、被支持與理解的情感體驗和滿意程度。[4]

有多項研究表明，希望和社會支持在不同的群體中都存在非常顯著的相關，Snyder等探討了個體希望水平在群體內的發展情況，發現在群體內有著共同的目標的，且能相互支持的個體能提升到更高的水平。由此，他們認為，社會支持對希望的提升有著重要的意義。[5]Horton和Wallander對111名5-18歲的兒童的研究中發現希望和主觀社會支持的相關達到0.28(p<0.01)，和客觀支持的相關達到0.35(p<0.01)。[6]同時，多項來自醫院的臨床樣本的研究表明社會支持是希望的一個重要的預測變量，如Gibson(1999)對305名化學物質過敏癥患者的研究發現，社會支持程度是個體希望水平的一個顯著的預測變量。[7]Crothers,Tomter和Garske對癌癥患者的研究中發現，社會支持越好的癌癥患者希望的水平越高。[8]相關研究(Zhang,Gao,Wang,& Wu,2010)對159名乳腺癌患者的研究中也發現同樣的效應。[9]但是，在普通樣本中探討社會支持對希望的影響的研究卻相對缺少。由此，我們很有必要在普通樣本中探究兩者之間的關系。[10]

個體的自尊和自我效能感是影響希望水平的兩個重要的心理變量。自尊是個體對自我價值的判斷，是反映個體社會和認知發展的一個重要變量。當個體的自尊水平較低的時候，往往表現為缺乏目標，或者自暴自棄的行為，而高自尊水平的個體則往往采用積極的應對方式。多項研究表明社會支持對中職學生的自尊水平有著顯著的正向預測效應，當中職學生獲得更多的社會支持，其自尊水平也會更高。[11]同時，當個體的自尊水平較高的時候，所追求的生活目標也會較高[12]，并能通過目標引導個體進行希望思考，以達成預定目的。[13]相關研究表明，自尊和希望達到中等程度的顯著相關，兩者對于個體的功能并不一樣，希望是個體學業成就和積極情緒等的一個較好的預測指標，而自尊水平和抑郁情緒呈顯著的負相關。[14]此外，相關研究對884名高中生做了為期4年的追蹤研究，發現兩者有著類似的變化軌跡。[15]綜上，我們可以假設自尊在社會支持對希望的預測作用中起著中介效應。

自我效能感是對自己是否有能力完成某一任務的判斷和自信程度，會影響到個體的抱負水平、對目標的選擇以及在朝向目標努力過程中有動機的維持作用。[16]Bandura認為，他人積極的鼓勵和勸說能有效地提高自我效能感[17]，相關研究也發現，社會支持越好的中職學生，自我效能感越高。[18]同時，自我效能感和希望有著顯著的正相關。[19]因為個體的自我效能感的水平越高，將有更為清晰的目標，并且能更有效地達成他的目標，由此，他的希望水平也會越高。反之，如果個體的自我效能感越低，那么在實現其目標的過程中，將目標不清晰，缺乏動力，由此導致個體的較低的希望水平。相關研究對196名中學生的希望和自我效能感進行了持續2年的追蹤研究，發現希望和自我效能有著非常相似的發展軌跡。[20]

綜上，我們可以假設，社會支持對中職學生的希望有著顯著的影響，且自尊和自我效能感在社會支持和希望的關系中起中介作用。由此本研究的目的如下：(1)考察社會支持對希望的獨立預測作用；在此基礎上進一步檢驗社會支持3個維度分別對希望的預測效應。(2)檢驗自尊和自我效能感在社會支持對希望的預測作用中的多中介效應，并對兩個變量特定的中介效應進行差異比較。

二、研究方法

(一)被試

采用分層隨機抽樣的方法從深圳市第二職業學校抽取被試，共發放問卷380份，其中收回有效問卷356份，有效回收率達到96.92%。樣本的年齡階段為17~24歲，平均年齡為19.69±1.12歲。其中男生樣本為369人，女生樣本為387人。

(二)研究工具

1.Snyder希望特質問卷中文修訂版。采用Snyder修訂的成人特質希望量表(DHS)測量特質希望水平。本研究選取了DHS的中文修訂版進行施測[21]，該量表共12個條目，其中有4個條目測量路徑思維(i1,i4,i6,i8)，4個條目測量動力思維(i2,i9,i10,i12)，另外的四個條目屬于干擾項。量表采用8點Likert計分(1-8)，8個條目相加的總分即為總體的希望水平，得分越高表示希望水平越高。[22]該量表目前被研究者們廣泛的使用，大量的研究證明該量表具有良好的效度和信度[23]，在本次研究中該問卷的Cronbach′s Alpha系數為0.841。

2.社會支持問卷。采用肖水源1994年編制的社會支持評定量表(SSRS)。[24]該量表共有10個條目，包括客觀支持(3條)、主觀支持(4條)和對社會支持的利用度(3條)三個維度。該量表記分的方法為：第1-4，8-10條，每條只選擇一項，選擇1，2，3，4項分別計1，2，3，4分；第5條分A，B，C，D四項計總分，每項從無到全力支持分別計1-4分；第6，7條如實回答“無任何來源”則計0分，回答“下列來源者”，有幾個來源就計幾分。總分為各項條目記分之和，得分越高，社會支持程度越高。為使量表中的問題更適合中職學生的實際，對原有的量表稍作改動，如把“同事”改為“同學”，并刪除第五題中“兒女”一項。本次研究中問卷的Cronbach′s Alpha系數為0.832。

3.自尊量表。采用Rosenberg編制的自尊量表，該量表由10個條目組成。設計中充分考慮了測定的方便，被試直接報告這些描述是否符合他們自己。分數按4級評分，1表示非常符合，2表示符合，3表示不符合，4表示很不符合。總分范圍是10～40分，分值越高，自尊程度越高。研究表明該量表具有較高的信度和效度[25]，本研究中問卷的Cronbach′s Alpha系數為0.856。

4.自我效能感問卷。采用Schwarzer等人編制的一般自我效能感問卷(General Self-Efficacy Scale,GSES)，GSES共10個條目，涉及個體遇到挫折或困難時的自信心。GSES采用李克特4點量表形式，各項目均為1~4評分。根據Schwarzer報告，在不同文化(國家)的多次測定中，GSES的內部一致性系數在0.75和0.91之間，一直有良好的信度和效度[26]；中文版亦有良好的信度和效度[27]，在本研究中問卷Cronbach′s Alpha系數為0.856。

(三)施測程序

由經過培訓的研究生主持每次施測，統一指導語，以班級為單位由主試向被試統一發放問卷，要求被試按照指導語逐項回答問卷上的所有問題，測試在20分鐘內完成，問卷和量表當場回收。為了避免被試的掩飾心理，施測問卷之時向被試強調問卷調查的目的是為了科學研究。

(四)統計過程

問卷所獲得的數據采用SPSS21.0統計軟件包和Mplus6.0進行處理，采用SPSS21.0進行描述統計、相關分析以及多元回歸分析。采用Mplus6.0進行中介效應檢驗以及特定中介效應的差異檢驗。

三、結果與分析

(一)社會支持對希望的預測作用

1.控制相關的人口學變量后社會支持對希望的預測作用。為了考察社會支持對中職學生希望水平的獨立預測作用，有必要控制一些人口學因素的影響。研究采用層次回歸的方法進行分析，第一層放入控制變量，第二層放入預測變量。在控制了性別、城鄉居住地、是否獨生子女、學校類型以及家庭經濟收入等因素之后，社會支持對希望的預測作用見表1。由表1可見，在控制了上述變量對希望的影響之后，社會支持對希望的回歸系數和回歸方程仍然非常顯著，所增加的變異解釋量△R2(p﹤0.01)達到非常顯著水平，即社會支持對希望具有獨立的預測作用，能解釋希望方差變異量的13%。

表1　社會支持對希望的層次回歸

注：P<0.05，**P<0.01，***P<0.001，下同

2.社會支持各維度與中職學生希望的關系。為了進一步考察社會支持各個維度與希望的關系，分別以希望總分、路徑因子、動力因子作為因變量，社會支持的3個維度作為自變量進行多元回歸分析，結果見表2。由表2可見，對希望及其兩個因子起主要預測作用的是社會支持的主觀支持維度，各標準回歸系數都達到非常顯著的水平(p<0.01)可解釋希望得分變異的8.5%，路徑因子得分的4.9%，動力因子得分的8.6%。

(二)中介效應檢驗

雖然在上面的分析中發現，社會支持各維度對希望起顯著預測作用的只有主觀社會支持這一維度，但是相關研究表明，社會支持問卷是一個結構效度非常好的量表，客觀社會支持以及支持的可利用度也應該和主觀社會支持一起看成社會支持的一個整體結構。[28]由此，在以下的分析中，我們仍然用社會支持總分來預測中職學生的希望水平，在社會支持對希望有顯著的預測作用的基礎上，進一步探討社會支持對希望影響的內部機制如何，結合對希望有著顯著影響的兩個重要變量自尊和自我效能感聯合考察這幾個變量對希望影響的路徑關系。

表2　社會支持各維度對中職學生希望的標準回歸系數

1.希望、自尊、自我效能感、社會支持的積差相關。從表3可見，希望、自尊、自我效能感、社會支持等變量之間的相關都達到了非常顯著的水平(p<0.01)，其中自尊和希望的相關達到0.49，自我效能感和希望的相關達到0.64，這和以前的研究者的研究結果基本相當。[29]這一結果預示著社會支持對自尊、自我效能感以及希望之間可能存在中介作用。

表3　各變量的平均數、標準差及相關矩陣

2.假設模型的擬合指標。采用Mplus6.0統計軟件分別對假設的模型進行擬合，假設模型1為社會支持、自尊以及自我效能感共同預測希望，沒有設置中介變量。假設模型2(見圖1)為社會支持預測希望，自尊和自我效能感兩個變量作為中介變量，兩個模型對數據的擬合指標見表4。從表4可見，模型1的擬合效果不太理想，而模型2的各種擬合指標都達到相對理想的水平，由此，我們認為，模型2更加符合真實的情況。

圖1　尊、自我效能感在社會支持對希望預測 　的中介作用路徑 注：模型中的數值均為標準化路徑系數

3.中介效應模型的特定間接效應分析。本研究擬采用Bootstrap法對假設模型2的中介效應進行檢驗，Bootstrap法是以研究樣本作為抽樣總體，采用放回取樣，從研究樣本中反復抽取一定數量的樣本(例如本研究中設定為抽取1 000次)，通過平均每次抽樣得到的參數作為最后的估計結果。[30]Bootstrap法不需要分布假設所以避免了系數乘積檢驗法違反分布假設的問題，而且該方法不依賴理論標準誤，所以避免了不同標準誤公式產生結果不一致的問題。[31]模擬研究發現，與其它的中介效應檢驗方法相比Bootstrap具有較高的統計效力[32]，因此，Bootstrap法是目前最理想的中介效應檢驗。[33]

表4　2個假設模型的擬合指標

在圖1的中介效應模型中，我們需要對中介效應進行分解，通常分解的內容有四個方面：(1)中介效應的大小；(2)中介效應占總效應的比例，即ab/(ab+c’);(3)中介效應與直接效應之比，ab/c’;(4)分析特定中介效應的大小，特定中介效應意味著，控制其它中介變量后，該中介變量的作用大小，可以通過對不同中介變量效應的比較可以確定最重要的中介變量。[34]由此，中介效應的分解過程如下：總的中介效應=a1b1+a2b2；中介效應占總效應的比例=(a1b1+a2b2)/(a1b1+a2b2+c’)；中介效應與直接效應之比=(a1b1+a2b2)/c’；通過中介變量自尊(M)的特定中介效應=a1b1；通過中介變量自我效能感(W)的特定中介效應=a2b2。由圖1可見，模型中的所有路徑系數都達到了非常顯著的水平(p<0.01)。Mplus6.0還給出了中介效應模型的特定間接效應的估計值(見表5)。

表5　中介效應模型的特定間接效應分析

根據路徑分析效應分解的原理，社會支持到希望的總效應等于直接效應加間接效應，社會支持對希望的直接效應即社會支持對希望的路徑系數為0.28，總的間接效應等于兩個特定間接效應之和0.24。間接效應占總效應的比例為0.24/(0.24+0.28)=0.46，即社會支持作用于中職學生希望的效應有46%是通過自尊和自我效能感這兩個變量所起的作用。同時，我們還可以看到，兩個中介變量在自變量和因變量之間所起的作用并不一樣，對兩個變量作為中介變量的間接效應估計值進行差異檢驗發現通過自我效能感的間接效應估計值顯著的高于自尊的間接效應估計值(p<0.01)。

四、討論

(一)社會支持對希望的預測作用

本研究首先考察了社會支持對希望的預測作用，結果顯示，社會支持對希望的預測作用非常的顯著。這和以前多項對醫院患者的臨床樣本研究的結果是一致的，不過，本研究的研究對象是普通被試中職學生群體，所以結果更具有普遍的意義。此外，本研究還發現，在社會支持的主觀支持維度對中職學生希望及其兩個因子的回歸系數都非常的顯著(p<0.01)，而其它兩個維度對中職學生希望的回歸系數都不顯著。這說明，在社會支持各個維度中，是主觀支持影響著個體的希望水平。這個結果更符合希望的理論假設，因為希望更多的是個體面向目標的一種認知，所以，當個體在精神和情感上感到自己受到尊重、理解和支持時，他會有更強的動力去追求他已有的目標。同時，當個體在追求目標的過程中受到阻礙之時，能感受到到自己的被理解和被支持，他也能更好地尋求解決的方案。總之，這種被感知到的現實即是心理的現實，而正是這種心理的現實作為實際的變量影響人的行為與發展。本研究給我們的教育工作一些啟示，就是精神上、情感上的鼓勵和支持比物質上的支持重要很多。

(二)社會支持、自尊、自我效能感以及希望的關系

研究發現，社會支持、自尊、自我效能感以及希望幾個變量之間都有著顯著的正相關，這和以前多項研究結果是一致的。表明有著良好社會支持的中職學生不僅僅有著更高的希望，而且有更高的自尊和自我效能感。這種關系同樣存在于自我效能感、自尊以及希望這幾個積極的心理品質之中，因為高自尊的個體往往對自己持肯定的態度、更加自信和樂觀，所以他們也有更多快樂的情緒。[35]更多快樂的積極情緒也能促使個體積極地思考諸多行動的可能性的過程，從而拓展個體的注意、認知、行動的范圍。同時，也會驅使個體對情境作出注意和努力，并激發個體探索的認知行動趨勢,不斷獲取有利于目標實現的知識和經驗。[36]由此，個體能感受到更高的自我效能感和更高的希望，而具有更高自我效能感和更高希望水平的個體又能獲得更高的自尊水平。

(三)自尊和自我效能對社會支持和希望的中介效應

研究發現，自尊和自我效能感在社會支持對希望的預測中有著顯著的中介效應，由此，我們可以更好的理解社會支持和希望的關系。受到良好社會支持的個體(父母的關心、老師的表揚、同學的支持等)，能體會到更高的自尊水平，更高自尊水平的個體有著更為積極的自我評價，所以他們往往能有更強的動機去實現自己的目標，由此也獲得了更高的希望水平。反過來說，更高自尊水平的個體，能更積極的看待他人的支持，也更愿意去接受他人的支持，他們在追求目標的過程中，有著良好的人際互動，也由此獲得更高的希望水平。有著良好社會支持的個體，也能體會到更高的自我效能感，由此，他們更有信心，相信自己更有能力去完成目標，因此，他們能獲得更高的希望水平；有著更高自我效能感的個體因為對自己所擁有能力的自信，所以能把來自他人的支持看成是一種激勵的正能量，這種正能量也能促使他們對未來更有希望。

研究還發現，自我效能感比自尊有著更為顯著的中介效應，因為自我效能感和希望一樣都是和目標相關聯的認知品質，由此，自我效能感和希望有著更為密切的關系，但是，這兩者之間又有區別。自我效能感是基于特定的情境下的目標評估；希望同樣強調目標，但是更多是持久的、跨情境的目標導向的認知思維。自我效能感更多的是強調某一特定情境下是否有能力完成某一任務的評估，而希望的路徑思維和動力思維是對完成目標任務序列的整體認知；自我效能感更多的是回答“我能不能”的問題，而希望更多的是回答“我的意愿是什么”的問題。

綜上所述，本文可以得出兩個結論：(1)社會支持的主觀支持維度對中職學生的希望有著顯著的正向預測作用；(2)自尊和自我效能感在社會支持對希望的預測關系起著非常顯著的中介效應，而自我效能感是相對更重要的中介變量。

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