自主支持、基本心理需要滿足對一年級職高生內外化問題的影響機制 *

鄧林園 高詩晴 趙紅麗 王小婷 方曉義

(1 北京師范大學教育學部，北京 100875) (2 北京師范大學教育集團，北京 100875) (3 深圳市西鄉中學，深圳 518102)(4 北京師范大學心理學部，北京 100875)

1 引言

高中生身心快速變化（Yu, Li, Wang, & Zhang,2016），焦慮和抑郁等內化問題，以及物質濫用、網絡成癮等外化問題高發（吳夢希等, 2014; Yu et al.,2016）。然而以往研究多關注普通高中學生（簡稱普高生），對職業高中學生（簡稱職高生）的研究較少。

2017至2019年我國在校職高生人數均超過400萬（中華人民共和國教育部, 2018, 2019,2020），但他們學業表現欠佳，加之社會偏見、家庭教育方式不當等因素，致使職高生內外化問題嚴重（汪麗華, 2007）。有研究通過SCL-90測查發現職高生在多個因子上得分均顯著高于全國常模（張伶, 2011），吸煙（許琪等, 2014）、暴力（王蓉, 2011）等外化問題嚴重。因此本研究關注職高生內外化問題及其影響因素。

自主支持指個體感受到的重要他人對自己的自由選擇和自主決定的支持，從而獲得有價值的信息和情緒情感體驗的認同，感受到較小的壓力（Deci & Ryan, 1987）。自主支持使個體感受到鼓勵和支持，充分挖掘內在資源，朝積極的方向發展。研究發現父母和教師自主支持與青少年抑郁和焦慮負相關，與自尊正相關（Jia et al., 2009; Yu et al.,2016），能促進學業表現和幸福感的提升（Chirkov &Ryan, 2001; Farkas & Grolnick, 2010; van der Kaap-Deeder, Vansteenkiste, Soenens, & Mabbe, 2017）；父母積極的教養方式能預測青少年更少的外化問題（吳瑩婷, 郭菲, 王雅芯, 江蘭, 陳祉妍, 2017）。因此本研究假設教師、父母自主支持與職高生內化問題（假設1）和外化問題（假設2）呈負相關。

職高生心理發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, 2011; 李琳, 2015），較多采用放任型和溺愛型教養方式（劉國雄, 2012），而心理自主是教養方式的一個重要維度，權威型教養方式尊重子女的自主性并給予必要的監督，更有利于子女的發展（Steinberg, Mounts, Lamborn, & Dornbusch, 1991）。

盡管職高生的家庭環境可能不如普高生，但師生關系比普高生更好（李琳, 2015）。重疊領域理論提出，家庭、學校和社區的互動能夠使學生從不同群體中獲得積極的信息（Epstein et al.,2009），當三者用一致的教養方式支持學生發展時，學生可以獲得更多的成功（Epstein & Sanders,2006），比單方面支持更有助于學生發展。另外，保護因子-保護因子模型認為，不同的保護因子對發展的影響存在交互作用（Brook, Whiteman,Gordon, & Cohen, 1989）。研究者根據具體的交互模式提出：（1）促進假說，一種保護因子促進另一種保護因子對結果變量的影響；（2）排除假說，一種保護因子降低另一種保護因子對結果變量的影響（王艷輝, 張衛, 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，例如對普高生學業和生涯發展的影響存在交互作用（唐芹等, 2013）。但少有研究同時關注教師和父母的自主支持對青少年，尤其是對職高生的影響。因此本研究假設教師自主支持對內化（假設3）和外化問題（假設4）的影響受父母自主支持的調節作用，并將檢驗父母自主支持具體的調節模式。

自我決定理論（self-determination theory, SDT）指出個體有三種基本心理需要，即自主需要（autonomy）、能力需要（competence）和關系需要（relatedness），三者是個體健康發展的核心概念（Deci & Ryan,1987）。基本心理需要滿足會促進個體成長和主觀幸福感，反之則會導致適應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影響機制模型：基本心理需要滿足在社會環境和個體互動中起中介作用（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個體發展。例如，研究發現自主支持的環境有利于中學生基本心理需要滿足（羅云, 趙鳴, 王振宏, 2014; Yu et al.,2016），并證實基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與青少年學業倦怠（羅云等, 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職高生內化（假設5）和外化問題（假設6）產生影響的中介變量，也是父母自主支持對職高生內化（假設7）和外化問題（假設8）產生影響的中介變量，假設模型如圖1所示。

圖1 假設模型

研究表明，與二三年級相比，一年級職高生的自我認同最低（張妍, 張瑞娟, 許芳, 趙凌燕,2006），并且由于生活環境改變，職高一年級是心理行為問題的高發期（王爭光, 2003），因此，對該群體的研究和干預十分重要。

2 研究方法

2.1 被試

選取北京市兩所職業高中一年級學生作為研究對象進行問卷調查。共發放問卷1250份，1200名被試完成調查，最終有效問卷1137份，有效回收率達94.75%。其中男生489名，女生634名（性別變量缺失14名）；獨生子女794名，非獨生子女326名（是否獨生子女變量缺失17名）；城鎮634名，農村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）量表基礎上所修訂的學習氣氛問卷（Learning Climate Questionnaire, LCQ）中的教師自主支持分量表。該分量表共14個條目，由學生報告感知到的教師自主支持。問卷采用7點計分，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。本研究中該量表內部一致性系數為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個條目，采用5點計分，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，分數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部一致性系數為0.90。

2.2.3 基本心理需要滿足

采用劉俊升等（2013）根據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，分為三個維度：自主需要、能力需要和關系需要。采用7點計分，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。經過信度分析，在本研究中，自主需要維度中的項目“在日常生活中，我經常不得不做一些別人讓我做的事情”的總相關較低，刪除該項目后，總量表的內部一致性系數為0.88。

2.2.4 內化問題

內化問題是個體所經歷的消極情緒，主要表現為焦慮和抑郁（Birkley & Eckhardt, 2015）。因此本研究采用抑郁和焦慮水平作為內化問題的測量指標。

（1）焦慮量表。采用陶明和高靜芳（1994）修訂的中文版焦慮自評量表（SAS）。量表共20個項目，采用4點計分，從1到4分別代表“沒有或很少有”、“有時有”、“大部分時間有”和“絕大部分或總是有”。SAS的主要統計指標為總分，總分標準化后，分數越高，癥狀越嚴重。本研究中該量表內部一致性系數為0.80。

（2）抑郁量表。采用修訂的CES-D簡版（Andresen, Malmgren, Carter, & Patrick, 1994）進行測查，共10個條目，該量表采用4點計分，從1到4分別代表“從不或極少（少于1天）”、“很少（1～2天）”、“經常（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重。根據熊戈（2015）基于我國青少年樣本制定的劃分標準，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，該量表的內部一致性系數為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點計分，從1到4分別代表“從未”、“有時”、“經常”和“總是”。分數越高問題行為越嚴重。本研究中該量表的內部一致性系數為0.85。

2.3 研究程序及數據處理

研究前獲得學校的支持和學生的知情同意，利用上課時間以班級為單位施測，時間為30分鐘。采用SPSS20.0和AMOS21.0進行數據統計和分析。使用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，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重的共同方法偏差（周浩, 龍立榮, 2004）。

3 結果

3.1 描述統計

一年級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）和我國青少年常模分（t=-16.96, Cohen’sd=-1.01,p＜0.001）（劉賢臣等,1997）。總體抑郁得分較高（M=18.99），高于我國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（0.32～0.90），與內外化問題呈顯著負相關（-0.59～-0.18）；基本心理需要滿足各維度均與內外化問題呈顯著負相關（-0.56～-0.15）；基本心理需要滿足各維度之間呈顯著正相關（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。

3.2 中介和調節機制探討

采用結構方程模型檢驗中介與調節作用，將性別作為控制變量納入模型。結果顯示模型擬合各項指標良好（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→內化問題路徑系數不顯著，基本心理需要滿足在教師、父母支持與內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。父母自主支持對外化問題影響的總效應值為0.14，中介效應占總效應的20.86%；教師自主支持對外化問題影響的總效應值為0.17，中介效應占總效應的22.86%。路徑系數見圖2，圖中為標準化系數。

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

圖2 一年級職高生教師和父母自主支持、基本心理需要滿足對內外化問題的作用模型

3.3 調節作用

結構方程模型檢驗發現，父母和教師自主支持對一年級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，檢驗外化問題對教師自主支持的回歸斜率是否顯著。結果如圖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，教師自主支持對外化問題的影響呈較明顯的下降趨勢（β=-0.31,t=-4.72,p＜0.001）；感知父母自主支持水平較低（M-SD）時，教師自主支持對外化問題產生影響的下降趨勢更為平緩（β=-0.21,t=-2.73,p＜0.01）。

4 討論

4.1 一年級職高生自主支持、基本心理需要滿足和內外化問題現狀

本研究發現，一年級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），但抑郁情況比較嚴重，女生的內化問題更普遍，男生的外化問題更普遍，與已有研究結果一致（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一年級職高生內外化問題的影響

本研究發現，一年級職高生感知教師、父母自主支持與基本心理需要滿足呈正相關，與內外化問題呈負相關，支持假設1和假設2，與前人研究一致（陳云祥, 李若璇, 劉翔平, 2018; Yu et al., 2016）。基本心理需要滿足與內外化問題呈負相關，支持已有研究結果（喻承甫等, 2012; Vansteenkiste &Ryan, 2013）。教師和父母自主支持都是有力的社會支持，對青少年內外化問題能起到保護作用（孫仕秀, 關影紅, 覃滟云, 張露, 范方, 2013），促進學生更好的學校表現（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制（汪麗華, 2007），而自主支持與更多的內部動機和積極情緒，更少的緊張有關（Deci & Ryan, 1987），有助于提高自我控制動機從而減少問題行為（陳云祥等, 2018）。

圖3 父母自主支持調節教師自主支持與外化問題的關系圖

本研究發現，一年級職高生基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與內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化問題，驗證了假設5和假設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）的結果部分一致，在一定程度上驗證了假設6和假設8。基本心理需要滿足的中介作用可以解釋為：（1）教師和父母自主支持使學生感受到更多的支持和溫暖；（2）通過對自主選擇和決定的支持，學生能感受到教師和父母的認同，產生更強的能力感（Ryan & Grolnick, 1986）；（3）自主支持使學生產生更強的自主動機（羅云等, 2014），主動挖掘內部資源（唐芹等, 2013），積極應對問題或者尋求幫助。這分別滿足了基本心理需要的三個維度（自主需要、能力需要和關系需要），避免壓力事件造成焦慮和抑郁，減少問題行為的發生，促進問題學生的行為改變（Harper, 2007）。

4.3 父母自主支持對教師自主支持的調節作用

本研究發現，教師和父母自主支持在一年級職高生外化問題而非內化問題上交互作用顯著，支持假設4，否定假設3，與唐芹等（2013）的結果部分一致。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，當父母自主支持處于高水平時，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一年級職高生外化問題的影響具有共同作用，但對內化問題的影響單獨起作用。教師和父母對內化問題的目標較為一致，都可以提供情緒支持（van der Kaap-Deeder et al., 2017）；而對外化問題，教師支持會產生一致的影響，但父母由于受教育水平（唐芹等, 2013）、教養方式（陳家勝, 2009）等不同，對學生的支持行為可能存在較大差異，如過于嚴厲抑制其自主性，或過于放縱缺少行為監管。教師和父母自主支持起到協同作用，如果父母為職高生提供自主支持的家庭環境，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，對職高生發展具有重要意義。

4.4 局限與展望

（1）本研究采用自評量表測量自主支持，學生感知到的自主支持與教師、父母提供的不完全等同，未來的研究應對測量方式進行補充；（2）本研究僅選取了北京一年級職高生，未來需要對其他地區與年級的職高生進行研究；（3）本研究采用橫向研究，變量間的因果關系不完全可靠，學生內外化問題也可能影響教師和父母的自主支持，因此需要進一步的追蹤研究；（4）本研究只關注了一般性的作用，但個體差異不容忽視，比如不同人格類型的學生對自主支持的需要程度差異還有待進一步研究。

5 結論

（1）一年級職高生在抑郁問題上女生更嚴重，外化問題上男生更嚴重；（2）教師、父母自主支持和基本心理需要滿足呈顯著正相關，教師、父母自主支持、基本心理需要滿足與一年級職高生內外化問題呈顯著負相關；（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，在內化問題上交互作用不顯著；（4）一年級職高生基本心理需要滿足在教師、父母自主支持與內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。