大學(xué)生就業(yè)焦慮與父母教養(yǎng)方式、自我概念之關(guān)系

段彩彬，劉春雷

（吉林師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)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(xué)生就業(yè)難的現(xiàn)象越發(fā)凸顯，眾多大學(xué)生甚至出現(xiàn)了就業(yè)焦慮。張曉琴［1］和杜岸政［2］等學(xué)者都對(duì)就業(yè)焦慮做了詳細(xì)的闡釋和研究，認(rèn)為就業(yè)焦慮是個(gè)體在面臨就業(yè)時(shí)所產(chǎn)生的無能、自卑等認(rèn)知變化，擔(dān)憂、恐懼和后悔的情緒反應(yīng)，以及相應(yīng)的生理機(jī)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(duì)就業(yè)前景的擔(dān)憂、自信心不足、缺乏就業(yè)支持和就業(yè)競爭壓力，這是應(yīng)用較為廣泛的模型之一。

在實(shí)證研究領(lǐng)域，大學(xué)生就業(yè)焦慮的影響因素與內(nèi)部機(jī)制一直是研究者探討的重要課題。劉春雷［4］認(rèn)為家庭環(huán)境對(duì)大學(xué)生就業(yè)心理有重要影響，其中家庭教養(yǎng)方式最受關(guān)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(fù)相關(guān)。國 外 許 多 學(xué) 者 如 Parker［6］、Nancy［7］和Benjaminsen［8］等提出，父母教養(yǎng)方式對(duì)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(duì)兒童青少年心理發(fā)展具有重要作用。父母教養(yǎng)方式對(duì)就業(yè)焦慮是否也存在影響將是本文關(guān)注的問題之一。

Bosma［10］強(qiáng)調(diào)，人是主動(dòng)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(gè)體因素的相互作用才能發(fā)揮影響。因此，個(gè)體因素對(duì)就業(yè)焦慮會(huì)產(chǎn)生更為直接的影響。馮超［11］證實(shí)了學(xué)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(xué)生就業(yè)焦慮之間起到中介作用，也是本文需要研究證實(shí)的問題之一。

總之，就業(yè)焦慮是環(huán)境因素和個(gè)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(guān)系，分析就業(yè)焦慮的影響機(jī)制，為大學(xué)生就業(yè)的教育干預(yù)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(xué)生300名進(jìn)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(gè)分量表：對(duì)就業(yè)前景的擔(dān)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(gè)題目，每個(gè)題目從“完全不符合”到“完全符合”均為5點(diǎn)記分。張玉柱［12］又在2011年對(duì)該問卷做了進(jìn)一步的驗(yàn)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(gè)因子：父親：F1（情感溫暖與理解）、F2（懲罰、嚴(yán)厲）、F3（過分干涉）、F4（偏愛被試）、F5（拒絕否認(rèn)）、F6（過度保護(hù)）。母親：MM1（情感溫暖與理解）、MM2（過分干涉、過度保護(hù)）、MM3（拒絕否認(rèn)）、MM4（懲罰、嚴(yán)厲）、MM5（偏愛被試）。共66個(gè)條目。問卷采用4點(diǎn)記分法，通過回憶做出評(píng)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(biāo)準(zhǔn)。

（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(huì)自我、自我批評(píng)、自我認(rèn)同、自我滿意、自我行動(dòng)9個(gè)因子和自我概念總分。自我批評(píng)為負(fù)向因子，其余為正向因子，共70個(gè)條目，采用5點(diǎn)記分。該問卷具有良好信度和效度，符合測量標(biāo)準(zhǔn)。

3．?dāng)?shù)據(jù)收集與統(tǒng)計(jì)

由受過培訓(xùn)的心理學(xué)研究生擔(dān)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

三、研究結(jié)果

1．大學(xué)生就業(yè)焦慮在人口學(xué)變量上的差異

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)方法，分析人口變量對(duì)大學(xué)生就業(yè)焦慮的影響，結(jié)果（見表1）表明，性別和是否獨(dú)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(xué)生就業(yè)焦慮在人口學(xué)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(guān)分析

關(guān)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(guān)；父母不良的教養(yǎng)方式（懲罰、干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)、偏愛被試）與就業(yè)焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)。

表2 就業(yè)焦慮和父母教養(yǎng)方式的相關(guān)r

關(guān)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(píng)因子除外）呈顯著負(fù)相關(guān)（p＜0．01）。

關(guān)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(guān)，父母不良教養(yǎng)方式（懲罰、干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)、偏愛被試）與自我概念總分及部分因子顯著負(fù)相關(guān)。

表3 就業(yè)焦慮和自我概念的相關(guān)r

表4 父母教養(yǎng)方式和自我概念的相關(guān)r

3．父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮的關(guān)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(guān)系。模型中（見圖1），F(xiàn)1情感溫暖理解、F5拒絕否認(rèn)和MM3拒絕否認(rèn)為外衍觀察變量，就業(yè)焦慮總分為內(nèi)衍觀察變量。各項(xiàng)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(guān)系模型

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

模型結(jié)構(gòu)關(guān)系表明，F(xiàn)1、F5和MM3對(duì)就業(yè)焦慮總分預(yù)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(qiáng)地負(fù)向預(yù)測就業(yè)焦慮，父母親拒絕否認(rèn)可正向預(yù)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(duì)就業(yè)焦慮總分的解釋率（R2）為0．26。

圖2 中介作用對(duì)就業(yè)焦慮各個(gè)因子作用的關(guān)系模型

4．父母教養(yǎng)方式與就業(yè)焦慮關(guān)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(jìn)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(gè)因子為內(nèi)衍觀察變量。各項(xiàng)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(gè)因子的關(guān)系模型擬合指數(shù)（n＝286）

模型結(jié)構(gòu)關(guān)系表明，F(xiàn)1情感溫暖理解、F5拒絕否認(rèn)和MM1拒絕否認(rèn)對(duì)就業(yè)焦慮各因子不存在直接的預(yù)測作用，而是以自我概念為中介變量對(duì)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(qiáng)的正向預(yù)測自我概念，進(jìn)而以自我概念為中介較強(qiáng)的負(fù)向預(yù)測就業(yè)焦慮各個(gè)因子；父母親拒絕否認(rèn)可較強(qiáng)的負(fù)向預(yù)測自我概念，進(jìn)而以自我概念為中介較強(qiáng)的負(fù)向預(yù)測就業(yè)焦慮。

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

四、結(jié) 論

1．大學(xué)生就業(yè)焦慮在人口學(xué)變量上無顯著差異

大學(xué)生就業(yè)焦慮總分普遍較高，但在性別和是否獨(dú)生子女上沒有顯著差異。說明普遍存在的大學(xué)生就業(yè)難的問題可能是因?yàn)樯鐣?huì)的轉(zhuǎn)型和變遷、高校對(duì)大學(xué)生進(jìn)行的社會(huì)化教育存在缺陷、個(gè)體理性認(rèn)識(shí)不夠、面臨擇業(yè)時(shí)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(rèn)對(duì)就業(yè)焦慮影響顯著?？赡芤?yàn)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(duì)問題。而父母的拒絕否認(rèn)在某種程度上制約了子女自我意識(shí)的發(fā)展，甚至?xí)鹋c子女間感情的破裂，從而導(dǎo)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(guān)心、溫暖與理解時(shí)，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(píng)價(jià)，反之易產(chǎn)生不利影響。從父母教養(yǎng)方式對(duì)就業(yè)焦慮的解釋率可以看出，兩者存在因果關(guān)系，但預(yù)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(duì)穩(wěn)定性，影響個(gè)體心理形成及發(fā)展；其對(duì)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(gè)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(duì)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(duì)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(xué)校在給予大學(xué)生就業(yè)幫助的時(shí)候，要注意方式和方法，教養(yǎng)方式和自我概念要同時(shí)考慮。大學(xué)生本身只有對(duì)自己有充分的了解、正確的評(píng)價(jià)，面臨就業(yè)時(shí)才會(huì)有安全感。在影響因子中，對(duì)就業(yè)前景的擔(dān)憂和自信心不足預(yù)測較高，對(duì)缺乏就業(yè)支持和就業(yè)競爭壓力預(yù)測較低。說明對(duì)就業(yè)焦慮的影響因素和機(jī)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(jìn)一步的實(shí)證研究。從兩個(gè)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(duì)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(duì)大學(xué)生就業(yè)焦慮產(chǎn)生更強(qiáng)烈的影響。

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