自主支持、基本心理需要滿足對(duì)一年級(jí)職高生內(nèi)外化問題的影響機(jī)制 *

鄧林園 高詩晴 趙紅麗 王小婷 方曉義

(1 北京師范大學(xué)教育學(xué)部，北京 100875) (2 北京師范大學(xué)教育集團(tuán)，北京 100875) (3 深圳市西鄉(xiāng)中學(xué)，深圳 518102)(4 北京師范大學(xué)心理學(xué)部，北京 100875)

1 引言

高中生身心快速變化（Yu, Li, Wang, & Zhang,2016），焦慮和抑郁等內(nèi)化問題，以及物質(zhì)濫用、網(wǎng)絡(luò)成癮等外化問題高發(fā)（吳夢(mèng)希等, 2014; Yu et al.,2016）。然而以往研究多關(guān)注普通高中學(xué)生（簡(jiǎn)稱普高生），對(duì)職業(yè)高中學(xué)生（簡(jiǎn)稱職高生）的研究較少。

2017至2019年我國(guó)在校職高生人數(shù)均超過400萬（中華人民共和國(guó)教育部, 2018, 2019,2020），但他們學(xué)業(yè)表現(xiàn)欠佳，加之社會(huì)偏見、家庭教育方式不當(dāng)?shù)纫蛩?，致使職高生?nèi)外化問題嚴(yán)重（汪麗華, 2007）。有研究通過SCL-90測(cè)查發(fā)現(xiàn)職高生在多個(gè)因子上得分均顯著高于全國(guó)常模（張伶, 2011），吸煙（許琪等, 2014）、暴力（王蓉, 2011）等外化問題嚴(yán)重。因此本研究關(guān)注職高生內(nèi)外化問題及其影響因素。

自主支持指?jìng)€(gè)體感受到的重要他人對(duì)自己的自由選擇和自主決定的支持，從而獲得有價(jià)值的信息和情緒情感體驗(yàn)的認(rèn)同，感受到較小的壓力（Deci & Ryan, 1987）。自主支持使個(gè)體感受到鼓勵(lì)和支持，充分挖掘內(nèi)在資源，朝積極的方向發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)父母和教師自主支持與青少年抑郁和焦慮負(fù)相關(guān)，與自尊正相關(guān)（Jia et al., 2009; Yu et al.,2016），能促進(jìn)學(xué)業(yè)表現(xiàn)和幸福感的提升（Chirkov &Ryan, 2001; Farkas & Grolnick, 2010; van der Kaap-Deeder, Vansteenkiste, Soenens, & Mabbe, 2017）；父母積極的教養(yǎng)方式能預(yù)測(cè)青少年更少的外化問題（吳瑩婷, 郭菲, 王雅芯, 江蘭, 陳祉妍, 2017）。因此本研究假設(shè)教師、父母自主支持與職高生內(nèi)化問題（假設(shè)1）和外化問題（假設(shè)2）呈負(fù)相關(guān)。

職高生心理發(fā)展階段與普高生相同，但家庭總體功能、親密度和父母情感溫暖程度更低（陳強(qiáng), 2011; 李琳, 2015），較多采用放任型和溺愛型教養(yǎng)方式（劉國(guó)雄, 2012），而心理自主是教養(yǎng)方式的一個(gè)重要維度，權(quán)威型教養(yǎng)方式尊重子女的自主性并給予必要的監(jiān)督，更有利于子女的發(fā)展（Steinberg, Mounts, Lamborn, & Dornbusch, 1991）。

盡管職高生的家庭環(huán)境可能不如普高生，但師生關(guān)系比普高生更好（李琳, 2015）。重疊領(lǐng)域理論提出，家庭、學(xué)校和社區(qū)的互動(dòng)能夠使學(xué)生從不同群體中獲得積極的信息（Epstein et al.,2009），當(dāng)三者用一致的教養(yǎng)方式支持學(xué)生發(fā)展時(shí)，學(xué)生可以獲得更多的成功（Epstein & Sanders,2006），比單方面支持更有助于學(xué)生發(fā)展。另外，保護(hù)因子-保護(hù)因子模型認(rèn)為，不同的保護(hù)因子對(duì)發(fā)展的影響存在交互作用（Brook, Whiteman,Gordon, & Cohen, 1989）。研究者根據(jù)具體的交互模式提出：（1）促進(jìn)假說，一種保護(hù)因子促進(jìn)另一種保護(hù)因子對(duì)結(jié)果變量的影響；（2）排除假說，一種保護(hù)因子降低另一種保護(hù)因子對(duì)結(jié)果變量的影響（王艷輝, 張衛(wèi), 彭家欣, 莫濱瑞, 熊絲,2009）。教師和父母自主支持可能存在交互作用，例如對(duì)普高生學(xué)業(yè)和生涯發(fā)展的影響存在交互作用（唐芹等, 2013）。但少有研究同時(shí)關(guān)注教師和父母的自主支持對(duì)青少年，尤其是對(duì)職高生的影響。因此本研究假設(shè)教師自主支持對(duì)內(nèi)化（假設(shè)3）和外化問題（假設(shè)4）的影響受父母自主支持的調(diào)節(jié)作用，并將檢驗(yàn)父母自主支持具體的調(diào)節(jié)模式。

自我決定理論（self-determination theory, SDT）指出個(gè)體有三種基本心理需要，即自主需要（autonomy）、能力需要（competence）和關(guān)系需要（relatedness），三者是個(gè)體健康發(fā)展的核心概念（Deci & Ryan,1987）?；拘睦硇枰獫M足會(huì)促進(jìn)個(gè)體成長(zhǎng)和主觀幸福感，反之則會(huì)導(dǎo)致適應(yīng)不良及身心健康問題（Farkas & Grolnick, 2010; Vansteenkiste & Ryan,2013）。自我決定理論還提出一個(gè)影響機(jī)制模型：基本心理需要滿足在社會(huì)環(huán)境和個(gè)體互動(dòng)中起中介作用（劉靖東, 鐘伯光, 姒剛彥, 2013）。因此自主支持可能通過基本心理需要滿足促進(jìn)個(gè)體發(fā)展。例如，研究發(fā)現(xiàn)自主支持的環(huán)境有利于中學(xué)生基本心理需要滿足（羅云, 趙鳴, 王振宏, 2014; Yu et al.,2016），并證實(shí)基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與青少年學(xué)業(yè)倦?。_云等, 2014）、焦慮抑郁情緒（Yu et al., 2016）、幸福感（van der Kaap-Deeder et al., 2017）之間起到部分或完全中介作用。因此本研究提出基本心理需要滿足是教師自主支持對(duì)職高生內(nèi)化（假設(shè)5）和外化問題（假設(shè)6）產(chǎn)生影響的中介變量，也是父母自主支持對(duì)職高生內(nèi)化（假設(shè)7）和外化問題（假設(shè)8）產(chǎn)生影響的中介變量，假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 假設(shè)模型

研究表明，與二三年級(jí)相比，一年級(jí)職高生的自我認(rèn)同最低（張妍, 張瑞娟, 許芳, 趙凌燕,2006），并且由于生活環(huán)境改變，職高一年級(jí)是心理行為問題的高發(fā)期（王爭(zhēng)光, 2003），因此，對(duì)該群體的研究和干預(yù)十分重要。

2 研究方法

2.1 被試

選取北京市兩所職業(yè)高中一年級(jí)學(xué)生作為研究對(duì)象進(jìn)行問卷調(diào)查。共發(fā)放問卷1250份，1200名被試完成調(diào)查，最終有效問卷1137份，有效回收率達(dá)94.75%。其中男生489名，女生634名（性別變量缺失14名）；獨(dú)生子女794名，非獨(dú)生子女326名（是否獨(dú)生子女變量缺失17名）；城鎮(zhèn)634名，農(nóng)村479名（家庭來源地變量缺失24名）。

2.2 研究工具

2.2.1 教師自主支持

選用劉桂榮（2010）在Williams和Deci（1996）量表基礎(chǔ)上所修訂的學(xué)習(xí)氣氛問卷（Learning Climate Questionnaire, LCQ）中的教師自主支持分量表。該分量表共14個(gè)條目，由學(xué)生報(bào)告感知到的教師自主支持。問卷采用7點(diǎn)計(jì)分，從“1完全不同意”到“7完全同意”。量表得分為所有題目得分加總之后的平均分，得分越高說明感知教師自主支持越高。本研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

2.2.2 父母自主支持

采用唐芹等（2013）翻譯自Wang，Pomerantz和Chen（2007）修訂的父母自主支持量表。該量表共12個(gè)條目，采用5點(diǎn)計(jì)分，從“1完全不符合”到“5完全符合”。量表得分為所有題目得分加總之后的平均分，分?jǐn)?shù)越高說明感知到的父母自主支持程度越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。

2.2.3 基本心理需要滿足

采用劉俊升等（2013）根據(jù)Gagné（2003）的基本心理需要量表（Basic Psychological Needs Scales, BPNS）修訂的中文版基本心理需要量表，分為三個(gè)維度：自主需要、能力需要和關(guān)系需要。采用7點(diǎn)計(jì)分，從“1完全不符合”到“7完全符合”，得分越高表示需要滿足的程度越高。經(jīng)過信度分析，在本研究中，自主需要維度中的項(xiàng)目“在日常生活中，我經(jīng)常不得不做一些別人讓我做的事情”的總相關(guān)較低，刪除該項(xiàng)目后，總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

2.2.4 內(nèi)化問題

內(nèi)化問題是個(gè)體所經(jīng)歷的消極情緒，主要表現(xiàn)為焦慮和抑郁（Birkley & Eckhardt, 2015）。因此本研究采用抑郁和焦慮水平作為內(nèi)化問題的測(cè)量指標(biāo)。

（1）焦慮量表。采用陶明和高靜芳（1994）修訂的中文版焦慮自評(píng)量表（SAS）。量表共20個(gè)項(xiàng)目，采用4點(diǎn)計(jì)分，從1到4分別代表“沒有或很少有”、“有時(shí)有”、“大部分時(shí)間有”和“絕大部分或總是有”。SAS的主要統(tǒng)計(jì)指標(biāo)為總分，總分標(biāo)準(zhǔn)化后，分?jǐn)?shù)越高，癥狀越嚴(yán)重。本研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80。

（2）抑郁量表。采用修訂的CES-D簡(jiǎn)版（Andresen, Malmgren, Carter, & Patrick, 1994）進(jìn)行測(cè)查，共10個(gè)條目，該量表采用4點(diǎn)計(jì)分，從1到4分別代表“從不或極少（少于1天）”、“很少（1～2天）”、“經(jīng)常（3～4天）”、“幾乎總是（5～7天）”。各題目相加所得總分代表抑郁程度，得分越高說明抑郁程度越嚴(yán)重。根據(jù)熊戈（2015）基于我國(guó)青少年樣本制定的劃分標(biāo)準(zhǔn)，14分為篩查抑郁障礙的劃界分，15分為篩查抑郁癥的劃界分。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82。

2.2.5 外化問題

采用方曉義、李曉銘和董奇（1996）的問題行為量表，該量表包括19種問題行為，采用4點(diǎn)計(jì)分，從1到4分別代表“從未”、“有時(shí)”、“經(jīng)?！焙汀翱偸恰?。分?jǐn)?shù)越高問題行為越嚴(yán)重。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

2.3 研究程序及數(shù)據(jù)處理

研究前獲得學(xué)校的支持和學(xué)生的知情同意，利用上課時(shí)間以班級(jí)為單位施測(cè)，時(shí)間為30分鐘。采用SPSS20.0和AMOS21.0進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和分析。使用Harman單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，第一公因子的方差解釋為17.36%，小于臨界值40%，因此本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差（周浩, 龍立榮, 2004）。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)

一年級(jí)職高生外化問題題目均分1.81，處于較低水平。焦慮得分低于常模的臨界值（t=-16.78,Cohen’sd=-1.00,p＜0.001）和我國(guó)青少年常模分（t=-16.96, Cohen’sd=-1.01,p＜0.001）（劉賢臣等,1997）?？傮w抑郁得分較高（M=18.99），高于我國(guó)青少年篩查抑郁癥的臨界值（t=23.80, Cohen’sd=1.41,p＜0.001）（熊戈, 2015）。

職高一年級(jí)女生的抑郁情緒顯著高于男生（t=-2.39, Cohen’sd=-0.14,p＜0.05），男生外化問題顯著高于女生（t=7.21, Cohen’sd=0.45,p＜0.001），女生焦慮情緒高于男生，達(dá)到邊緣顯著（t=-1.96,p=0.051）。

由表1可知，教師、父母自主支持與基本心理需要滿足及其各維度呈顯著正相關(guān)（0.32～0.90），與內(nèi)外化問題呈顯著負(fù)相關(guān)（-0.59～-0.18）；基本心理需要滿足各維度均與內(nèi)外化問題呈顯著負(fù)相關(guān)（-0.56～-0.15）；基本心理需要滿足各維度之間呈顯著正相關(guān)（0.65～0.70）；教師自主支持與父母自主支持之間也呈顯著正相關(guān)。

3.2 中介和調(diào)節(jié)機(jī)制探討

采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)中介與調(diào)節(jié)作用，將性別作為控制變量納入模型。結(jié)果顯示模型擬合各項(xiàng)指標(biāo)良好（χ2/df=3.25, RMSEA=0.04, NFI=0.98,CFI=0.98）。由圖2可知，添加中介變量后，教師、父母自主支持→內(nèi)化問題路徑系數(shù)不顯著，基本心理需要滿足在教師、父母支持與內(nèi)化問題之間起完全中介作用；教師、父母自主支持→外化問題的路徑系數(shù)減小但依然顯著，基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與外化問題之間起部分中介作用。父母自主支持對(duì)外化問題影響的總效應(yīng)值為0.14，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的20.86%；教師自主支持對(duì)外化問題影響的總效應(yīng)值為0.17，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的22.86%。路徑系數(shù)見圖2，圖中為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。

表1 一年級(jí)職高生教師和父母自主支持、基本心理需要滿足及內(nèi)外化問題相關(guān)分析表

圖2 一年級(jí)職高生教師和父母自主支持、基本心理需要滿足對(duì)內(nèi)外化問題的作用模型

3.3 調(diào)節(jié)作用

結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，父母和教師自主支持對(duì)一年級(jí)職高生外化問題的影響存在交互作用，以父母自主支持的均值為界限，將其劃分為高（M+SD）、低（M-SD）兩組，檢驗(yàn)外化問題對(duì)教師自主支持的回歸斜率是否顯著。結(jié)果如圖3所示，高、低父母自主支持組回歸模型均顯著，不論教師自主支持處于高或低水平，一年級(jí)職高生外化問題均隨教師自主支持水平升高而顯著減少。但感知父母自主支持水平較高（M+SD）時(shí)，教師自主支持對(duì)外化問題的影響呈較明顯的下降趨勢(shì)（β=-0.31,t=-4.72,p＜0.001）；感知父母自主支持水平較低（M-SD）時(shí)，教師自主支持對(duì)外化問題產(chǎn)生影響的下降趨勢(shì)更為平緩（β=-0.21,t=-2.73,p＜0.01）。

4 討論

4.1 一年級(jí)職高生自主支持、基本心理需要滿足和內(nèi)外化問題現(xiàn)狀

本研究發(fā)現(xiàn)，一年級(jí)職高生的教師和父母自主支持以及基本心理需要滿足情況與普高生近似（唐芹等, 2013），但抑郁情況比較嚴(yán)重，女生的內(nèi)化問題更普遍，男生的外化問題更普遍，與已有研究結(jié)果一致（萬愛蘭, 盧和麗, 郭明, 楊麗霞,2013; 汪麗華, 2007; 張伶, 2011）。

4.2 教師和父母自主支持、基本心理需要滿足對(duì)一年級(jí)職高生內(nèi)外化問題的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，一年級(jí)職高生感知教師、父母自主支持與基本心理需要滿足呈正相關(guān)，與內(nèi)外化問題呈負(fù)相關(guān)，支持假設(shè)1和假設(shè)2，與前人研究一致（陳云祥, 李若璇, 劉翔平, 2018; Yu et al., 2016）?；拘睦硇枰獫M足與內(nèi)外化問題呈負(fù)相關(guān)，支持已有研究結(jié)果（喻承甫等, 2012; Vansteenkiste &Ryan, 2013）。教師和父母自主支持都是有力的社會(huì)支持，對(duì)青少年內(nèi)外化問題能起到保護(hù)作用（孫仕秀, 關(guān)影紅, 覃滟云, 張露, 范方, 2013），促進(jìn)學(xué)生更好的學(xué)校表現(xiàn)（Grolnick & Ryan, 1987）。問題行為往往是逃避失敗或挫折所引起的緊張和焦慮情緒的心理防御機(jī)制（汪麗華, 2007），而自主支持與更多的內(nèi)部動(dòng)機(jī)和積極情緒，更少的緊張有關(guān)（Deci & Ryan, 1987），有助于提高自我控制動(dòng)機(jī)從而減少問題行為（陳云祥等, 2018）。

圖3 父母自主支持調(diào)節(jié)教師自主支持與外化問題的關(guān)系圖

本研究發(fā)現(xiàn)，一年級(jí)職高生基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與內(nèi)化問題中起完全中介作用，教師和父母自主支持通過基本心理需要滿足間接減少內(nèi)化問題，驗(yàn)證了假設(shè)5和假設(shè)7；而在教師、父母自主支持與外化問題中起部分中介作用，教師和父母自主支持可以直接或通過基本心理需要滿足間接影響外化問題，與Yu等（2016）的結(jié)果部分一致，在一定程度上驗(yàn)證了假設(shè)6和假設(shè)8?；拘睦硇枰獫M足的中介作用可以解釋為：（1）教師和父母自主支持使學(xué)生感受到更多的支持和溫暖；（2）通過對(duì)自主選擇和決定的支持，學(xué)生能感受到教師和父母的認(rèn)同，產(chǎn)生更強(qiáng)的能力感（Ryan & Grolnick, 1986）；（3）自主支持使學(xué)生產(chǎn)生更強(qiáng)的自主動(dòng)機(jī)（羅云等, 2014），主動(dòng)挖掘內(nèi)部資源（唐芹等, 2013），積極應(yīng)對(duì)問題或者尋求幫助。這分別滿足了基本心理需要的三個(gè)維度（自主需要、能力需要和關(guān)系需要），避免壓力事件造成焦慮和抑郁，減少問題行為的發(fā)生，促進(jìn)問題學(xué)生的行為改變（Harper, 2007）。

4.3 父母自主支持對(duì)教師自主支持的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，教師和父母自主支持在一年級(jí)職高生外化問題而非內(nèi)化問題上交互作用顯著，支持假設(shè)4，否定假設(shè)3，與唐芹等（2013）的結(jié)果部分一致。無論父母自主支持處于低水平還是高水平，一年級(jí)職高生的外化問題均隨教師自主支持水平的升高而顯著減少，當(dāng)父母自主支持處于高水平時(shí)，外化問題隨教師自主支持的升高而下降得更快。教師和父母自主支持對(duì)一年級(jí)職高生外化問題的影響具有共同作用，但對(duì)內(nèi)化問題的影響單獨(dú)起作用。教師和父母對(duì)內(nèi)化問題的目標(biāo)較為一致，都可以提供情緒支持（van der Kaap-Deeder et al., 2017）；而對(duì)外化問題，教師支持會(huì)產(chǎn)生一致的影響，但父母由于受教育水平（唐芹等, 2013）、教養(yǎng)方式（陳家勝, 2009）等不同，對(duì)學(xué)生的支持行為可能存在較大差異，如過于嚴(yán)厲抑制其自主性，或過于放縱缺少行為監(jiān)管。教師和父母自主支持起到協(xié)同作用，如果父母為職高生提供自主支持的家庭環(huán)境，教師自主支持就更有助于減少職高生的外化問題。因此，積極開展家校合作、建立共同的自主支持系統(tǒng)，對(duì)職高生發(fā)展具有重要意義。

4.4 局限與展望

（1）本研究采用自評(píng)量表測(cè)量自主支持，學(xué)生感知到的自主支持與教師、父母提供的不完全等同，未來的研究應(yīng)對(duì)測(cè)量方式進(jìn)行補(bǔ)充；（2）本研究?jī)H選取了北京一年級(jí)職高生，未來需要對(duì)其他地區(qū)與年級(jí)的職高生進(jìn)行研究；（3）本研究采用橫向研究，變量間的因果關(guān)系不完全可靠，學(xué)生內(nèi)外化問題也可能影響教師和父母的自主支持，因此需要進(jìn)一步的追蹤研究；（4）本研究只關(guān)注了一般性的作用，但個(gè)體差異不容忽視，比如不同人格類型的學(xué)生對(duì)自主支持的需要程度差異還有待進(jìn)一步研究。

5 結(jié)論

（1）一年級(jí)職高生在抑郁問題上女生更嚴(yán)重，外化問題上男生更嚴(yán)重；（2）教師、父母自主支持和基本心理需要滿足呈顯著正相關(guān)，教師、父母自主支持、基本心理需要滿足與一年級(jí)職高生內(nèi)外化問題呈顯著負(fù)相關(guān)；（3）教師自主支持和父母自主支持僅在外化問題上交互作用顯著，在內(nèi)化問題上交互作用不顯著；（4）一年級(jí)職高生基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與內(nèi)化問題之間起完全中介作用，在教師、父母自主支持與外化問題之間起部分中介作用。