父母積極教養方式對中學生應對方式的影響：社會支持、自我效能感的中介作用*

劉 拓 陳雪明 蘆旭蓉 楊 瑩

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387)(2 天津師范大學心理學部，天津 300387) (3 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)(4 華東師范大學心理與認知科學學院，上海 200062)

1 引言

應對方式是個體在面對壓力事件時所采取的用以減輕心理負擔的認知和行為方式，是當今應激研究領域的核心課題之一（張林,車文博,黎兵,2005;Lazarus & Folkman,1984）。已有研究指出，應對方式的選擇對于個體的心理健康及主觀幸福感的感知均起關鍵性作用（Chen,2016;Shi,Wang,Xie,Zhang,& Liu,2019）。恰當的應對方式可以有效幫助個體緩解自身壓力，使壓力事件得到更好的解決。在中學階段，隨著個體身心發育的逐漸成熟及其社會化程度的不斷提高，中學生不得不面臨來自家庭、學業、人際交往等多方面的壓力，而積極的應對方式有助于中學生從這些日常壓力事件中獲得適應性發展（李彩娜,孫翠翠,徐恩鎮,顧嬌嬌,張慶垚,2017）。那么，哪些因素能夠促使中學生形成積極的應對方式呢？

Bronfenbrenner（1992）的生態系統理論曾指出，個體的發展在很大程度上取決于其所處的環境，而家庭在個體發展進程中扮演了至關重要的角色。中學階段是個體身心發展的重要階段，獨立意識的快速發展使中學生常處于一種與成人相抵觸的狀態中，但又尚未完全擺脫對家庭和父母的依賴（林崇德,2009）。在這一時期，父母所采取的教養方式對中學生的身心健康發展尤其重要。父母教養方式作為父母在教養子女的過程中所表現出的穩定風格傾向，可以在一定程度上決定青少年能否更好地應對壓力事件，不同的父母教養方式可能會導致個體截然不同的應對行為（Baumrind,1978;Bhattacharyya & Pradhan,2015;Koskinen Vescio,2016）。正如父母接受–拒絕理論所述，經常被父母拒絕的個體在任何場所都會表現出更多的防御、敵對、攻擊等行為（Rohner & Rohner,1980）。反之，當父母采取積極的方式教養子女時，其子女在遇到困難時更傾向于采用積極的應對方式解決問題（Hong,2013;Wolfradt,Hempel,& Miles,2003）。由此可見，父母采取積極的教養方式養育子女，有利于其子女積極面對問題情境并有效處理壓力給自己帶來的負面影響。盡管父母積極教養方式對個體應對方式的正向作用得到了較為一致的認同，但現有研究仍無法確定這種作用是直接的還是間接的，故本研究從積極心理學的視角出發，著重探討父母積極教養方式與應對方式之間關系的內部機制，期望在父母教養子女的過程中起到一定的啟示作用。

除父母教養方式外，個體獲得的社會支持也對應對方式有良好的預測作用（Khalid & Dawood,2020;Lin,2016;Lin et al.,2020;Lipp & O’Brien,2020;Wu et al.,2021）。社會支持是指個體與社會各方面包括家人、朋友、單位等社會人或社會組織的精神、物資方面的聯結程度，以及對于來自社會網絡的支持的利用程度，其中包含了主觀支持、客觀支持、支持利用度三個成分（葉悅妹,戴曉陽,2008;Chen et al.,2020）。具體而言，主觀支持是個體感知到的支持，是認為當自己需要時可以獲得他人同情與幫助的信念，客觀支持是個體實際得到的由他人所提供的物質性援助（Sarason & Sarason,1985）；支持利用度則是個體對自己所擁有的社會援助與支持的利用程度。一般而言，社會支持水平較高的個體往往擁有較高的生活滿意度并能夠更好地應對壓力事件（?evik & Y?ld?z,2017）。

另外，應對方式還受到中學生自身因素的影響。研究表明自我效能感決定了個體在多大程度上會選擇有意義的方式應對壓力情境（Konaszewski,Kolemba,& Niesiob?dzka,2019）。作為個體對自身是否有能力完成某行為的推測和判斷，自我效能感代表了個體對自己能夠有效克服困難的自信程度（Bandura,1977）。在面對壓力情境時，自我效能感較高的個體傾向于積極地解決問題，努力改善對自己不利的處境，而自我效能感較低的個體在克服困難時則更容易選擇放棄（Bandura & Locke,2003）。

近年來，有研究者探究了社會支持與心理壓力之間的內部作用機制，發現在二者的關系間，自我效能感和應對方式擔任了中介的作用，社會支持能夠很好地預測個體的自我效能感和積極應對方式（Liu,Mo,Huang,Yu,& Liu,2020）。此結果在羅杰、崔漢卿、戴曉陽和趙守盈（2014）的研究中也有所體現，該研究發現，主觀支持可以通過促進自我效能感的提高而促使個體形成更加積極的應對方式，從而更好地應對壓力事件。另外，有研究表明父母積極教養方式是個體社會支持水平的有效預測因素（胡軍生,滕蘭芳,王登峰,2007）。同樣，父母教養方式也與個體的自我效能感存在緊密聯系（Masud,Ahmad,Jan,& Jamil,2016），來自父母的愛與理解能夠促進個體自我效能感的提高（Koskinen Vescio,2016）。基于此，本研究想要探究社會支持與自我效能感在父母積極教養方式與應對方式之間所起的作用。

基于前人研究基礎并結合中介變量所需滿足的條件，假設社會支持、自我效能感在父母積極教養方式與應對方式的關系間承擔了中介的角色，故將上述變量納入總體考量，構建中介模型，以澄清各變量間的作用機制。此外，由于社會支持三個子維度都有其獨特的特點，僅考慮一個總的社會支持可能會掩蓋掉其各自的獨特作用，故對中介變量社會支持進行了更為細致的區分，根據社會支持的三個子維度（下圖中以社會支持代替）與自我效能感間是否存在預測關系構建了潛變量鏈式多重中介模型（圖1）和潛變量多重中介模型（圖2）。

圖1 潛變量鏈式多重中介模型的結構圖

圖2 潛變量多重中介模型的結構圖

2 研究方法

2.1 被試

以方便抽樣的方法從深圳28 所中學選取了3784 名中學生（初一754 名，初二1169 名，高一914 名，高二947 名）。其中，男生1987 名，女生1797 名，平均年齡為14.6 歲，標準差為1.82 歲。6.8%的被試來自單親家庭。

2.2 研究工具

2.2.1 父母教養方式評價量表

父母教養方式評價量表的中文版由岳冬梅、李鳴杲、金魁和和丁寶坤（1993）修訂，包含父親教養方式和母親教養方式兩個分量表。其中，父親教養方式涉及六個維度，即情感溫暖、理解，偏愛被試，過度保護，拒絕、否認，過分干涉，懲罰、嚴厲，共包含58 個項目；母親教養方式涉及五個維度，即情感溫暖、理解，偏愛被試，過分干涉、過度保護，拒絕、否認，懲罰、嚴厲，共包含57 個項目，4 級評分（1=從不，2=偶爾，3=經常，4=總是）。其中，情感溫暖、理解屬于積極教養方式，而其他各維度屬于消極教養方式。該量表信效度良好，總量表在本研究中的內部一致性系數為0.93，其中，父親教養方式與母親教養方式分量表的內部一致性系數均為0.87。

2.2.2 社會支持量表

社會支持量表由葉悅妹和戴曉陽（2008）編制，該量表起初用于大學生社會支持的測量，之后將其推廣到了中學生群體，效果良好（羅杰等,2014）。該量表由主觀支持、客觀支持和支持利用度三個分量表組成，共包含17 個項目，5 級評分（1=不符合，2=有點不符合，3=不確定，4=有點符合，5=符合）。得分越高代表被試的社會支持水平越高。該量表信效度良好，總量表在本研究中的內部一致性系數為0.92，主觀支持、客觀支持和支持利用度三個分量表的內部一致性系數分別為0.89、0.83、0.86。

2.2.3 一般自我效能感量表

一般自我效能感量表的中文版由Zhang 和Schwarzer（1995）共同修訂，包含10 個項目，4 級評分（1=完全不正確，2=有點正確，3=多數正確，4=完全正確），得分越高代表被試的自我效能感水平越高。該量表信效度良好（Zhang & Schwarzer,1995），在本研究中的內部一致性系數為0.89。

2.2.4 簡易應對方式量表

簡易應對方式量表由解亞寧（1998）編制，共包含20 個項目，由積極應對方式、消極應對方式兩個維度組成，涉及個體在日常生活中經常采取的應對方式，4 級評分（0=不采取，1=偶爾采取，2=有時采取，3=經常采?。Ｔ摿勘硇判Ф攘己?，總量表在本研究中的內部一致性系數為0.79，其中，積極應對方式、消極應對方式分量表的內部一致性系數分別為0.80、0.71。

2.3 研究過程及統計方法

研究采用上述量表對被試進行施測，選取SPSS24.0、Mplus8.0 進行數據處理及潛變量中介模型的構建。在對各量表抽取潛變量的過程中，由于父母積極教養方式和應對方式項目較多，故采用高中負荷法（吳艷,溫忠麟,2011）來對項目進行打包處理。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于使用4 個量表對同一被試群體進行施測，容易產生共同方法偏差，故采用Harman 單因素檢驗方法對其進行檢驗。檢驗結果表明共有18 個因子的特征值大于1，且第一個因子僅解釋了方差的21.37%，小于40%的臨界標準，表明本研究的共同方法偏差問題并不嚴重。

3.2 描述統計和相關分析

由于相關矩陣是模型構建的基礎，故進行相關分析。由表1可知，父親、母親積極教養方式、社會支持、自我效能感、積極應對方式間均存在不同程度的顯著正相關。而消極應對方式與父親、母親積極教養方式、社會支持之間均不存在顯著相關，且與自我效能感的相關也趨近于零相關?？梢?，父親、母親積極教養方式、社會支持、自我效能感均不存在與消極應對方式的緊密聯系，故后文不再探討消極應對方式的作用機制。

表1 變量間的相關系數矩陣

3.3 潛變量中介模型的構建與篩選

根據前人理論基礎及相關矩陣結果，以父母積極教養方式作為本研究的自變量，積極應對方式作為因變量，社會支持、自我效能感作中介變量構建模型。根據社會支持各子維度（主觀支持、客觀支持、支持利用度）與自我效能感間是否存在預測路徑構建6 個潛變量中介模型，即模型1～模型6。由于模型3、模型5 中，客觀支持、支持利用度到自我效能感的路徑系數均不存在統計學意義，且模型1 的擬合（AIC=297500.980,BIC=297993.824,CFI=0.917,RMSEA=0.063）優于模型2（AIC=297563.360,BIC=298049.966,CFI=0.916,RMSEA=0.063），故最終篩選出三個潛變量中介模型，即模型1、模型4、模型6。

3.4 社會支持與自我效能感的中介效應分析

3.4.1 客觀支持、自我效能感的中介分析

以客觀支持、自我效能感為中介的模型（標準化路徑系數）見圖3。

圖3 以客觀支持、自我效能感為中介的多重中介模型（模型4）

模型4 擬合良好：χ2=2798.287，df=264，p<0.001，CFI=0.941，RMSEA=0.050。父母積極教養方式正向預測積極應對方式、客觀支持、自我效能感（β=0.21,SE=0.025,p<0.001;β=0.61,SE=0.013,p<0.001;β=0.31,SE=0.017,p<0.001）；客觀支持、自我效能感均正向預測積極應對方式（β=0.21,SE=0.025,p<0.001;β=0.34,SE=0.019,p<0.001）。利用ML 法檢驗中介效應，各中介路徑的95%置信區間均不包含0，中介效應顯著（見表2）?？陀^支持、自我效能感共解釋了總效應的53.33%，承擔部分中介作用。

表2 客觀支持、自我效能感為中介的效應分析

3.4.2 支持利用度、自我效能感的中介分析

以支持利用度、自我效能感為中介的模型（標準化路徑系數）見圖4。

圖4 以支持利用度、自我效能感為中介的多重中介模型（模型6）

模型6 擬合良好：χ2=4719.790，df=264，p<0.001，CFI=0.901，RMSEA=0.067。父母積極教養方式正向預測積極應對方式、支持利用度、自我效能感（β=0.22,SE=0.020,p<0.001;β=0.36,SE=0.017,p<0.001;β=0.31,SE=0.017,p<0.001）；支持利用度、自我效能感亦均正向預測積極應對方式（β=0.38,SE=0.020,p<0.001;β=0.30,SE=0.019,p<0.001）。利用ML 法檢驗中介效應，各中介路徑的95%的置信區間均不包含0，中介效應顯著（見表3）。支持利用度、自我效能感共解釋了總效應的51.11%，承擔部分中介作用。

表3 支持利用度、自我效能感為中介的效應分析

3.4.3 主觀支持、自我效能感的中介分析

以主觀支持、自我效能感為中介的模型（標準化路徑系數）見圖5。

圖5 以主觀支持和自我效能感為中介的鏈式多重中介模型（模型1）

模型1 擬合良好：χ2=3928.539，df=245，p<0.001，CFI=0.917，RMSEA=0.063。父母積極教養方式正向預測積極應對方式、主觀支持、自我效能感（β=0.27,SE=0.020,p<0.001;β=0.36,SE=0.016,p<0.001;β=0.26,SE=0.018,p<0.001）；主觀支持正向預測自我效能感（β=0.15,SE=0.019,p<0.001）；主觀支持、自我效能感均正向預測積極應對方式（β=0.26,SE=0.019,p<0.001;β=0.29,SE=0.019,p<0.001）。利用ML 法檢驗中介效應，各中介路徑的95%置信區間均不包含0，中介效應顯著（見表4）。主觀支持、自我效能感共解釋了總效應的41.30%，承擔部分中介作用。

表4 主觀支持、自我效能感為中介的效應分析

4 討論

本研究從積極心理學視角出發，著重探究了父母積極教養方式與中學生應對方式之間的關系，并厘清了社會支持、自我效能感在二者關系間所承擔的角色。研究結果顯示父親、母親積極教養方式、社會支持、自我效能感均與積極應對方式存在不同程度的顯著正相關，且父母積極教養方式可在一定程度上正向預測個體的積極應對方式，而消極應對方式則與父親、母親積極教養方式均無太大關聯。

此外，為了探究社會支持各子維度在各變量關系間所起的獨特作用，將其進行分開探討，經過模型篩選與分析可知，社會支持、自我效能感在父母積極教養方式與積極應對方式的關系間擔任了中介的角色，且社會支持的三個子維度所承擔的作用并非完全相同。具體而言，當客觀支持與支持利用度作為中介變量時，僅潛變量多重中介模型成立，而主觀支持作為中介時則可滿足潛變量鏈式多重中介模型。簡言之，積極的父母教養方式有利于個體自我效能感的提高及其對于社會支持的感知與利用，而較高水平的自我效能感與社會支持亦有利于中學生積極應對方式的形成（胡軍生等,2007;Chen et al.,2020;Liu et al.,2020;Konaszewski et al.,2019）。

另外，可從結果中推知，若想提高個體的自我效能感，并不能通過增加個體所獲得的物質資源（客觀支持）或改變其對于支持的利用程度來實現。然而，通過提高個體感知到的與社會網絡成員之間的聯結感（主觀支持）卻可以實現這一目標，從而增加個體對自己能夠有效處理各種壓力事件的信心程度，進而促進個體的積極應對。此結果與前人的研究較為一致，即個體主觀感知到的支持越強烈，就越確信自己可以在必要的時候獲得他人給予的幫助與支持，并相信自己能夠更好地應對各種突發狀況，進而在面對挫折與逆境時更加積極地應對。此現象的發生可能是由于社會支持的三種成分在解釋個體的應對行為時具有不同的預測力。社會支持作為一種應對資源，其最簡單、有力的衡量標準即為個體是否擁有與他人之間的親密、信任關系，其效果與個體主觀感知到的支持相一致，故主觀支持比個體實際得到的物質性援助或其對于支持的利用程度更能預測個體所采取的應對方式。因此，個體的主觀支持比客觀支持或者支持利用度更有意義（羅杰等,2014;Aumeboonsuke,2017;Thoits,1983,1995）。

總而言之，本研究從理論上解釋了父母積極教養方式作用于中學生積極應對方式的內部作用機制，發現社會支持、自我效能感在二者的關系間擔任了中介的角色，這具有一定的理論價值。另外，研究表明父母理解子女，并給予子女溫暖有助于其子女對于支持的感知與利用及其自我效能感的提高，使其在面對困難時積極應對，不會輕言放棄。這可以在父母教養子女的過程中起到一定的啟示作用。

除此之外，本研究仍存在一些不足。首先，本研究僅聚焦于父母積極教養方式與中學生應對方式之間的關系探討，在后續研究中將進一步探究父母消極教養方式與應對方式間的內部作用機制，并厘清父母積極教養方式與消極教養方式所起作用是否存在差異。其次，應對方式可細致劃分為問題解決、求助、退避等分型，后續研究可進一步探究何種教養方式會具體促進哪種應對方式分型的形成。

5 結論

（1）父母積極教養方式能夠促進中學生積極應對方式的形成，而與其消極應對方式的形成無關。（2）父母積極教養方式對于積極應對方式的作用并非都是直接作用，亦可通過社會支持和自我效能感構成的中介來發揮間接作用。（3）社會支持中僅主觀支持能夠促進個體自我效能感的提高，并進一步推動積極應對方式的形成。