1. 引言
自我效能(self-efficacy)指的是人们相信自己有能力控制自己的功能水平以及有能力控制影响自己生活的事件(Bandura, 1991)。职业自我效能是自我效能理论在职业领域中的具体应用，它被定义为个体对所从事的特定职业的能力的信念与评价(Hackett & Betz, 1981)。职业自我效能在个体的行为动机与职业相关行为等方面产生作用(傅瑜弘，2015)，并深刻影响着个体的学习活动、职业选择、发展等(Singer, 1993; Wheeler, 2011)。研究表明，职业兴趣与职业自我效能之间存在一定的关联(Ali, Loh Garrison, Cervantes, & Dawson, 2021; Fernández-Nistal, Mora-Soto, & Ponce-Zaragoza, 2022；林孟晖，2010)。具体来说，职业兴趣得分越高，表明个体对职业自我效能的评估也越高，这意味着具有较高职业兴趣的个体可能对自己的职业能力有更准确的评估，从而表现出更高的职业自我效能感。职业兴趣(vocational interest)指的是人们对活动和活动发生的情境的偏好(Holland, 1999)，在职业活动中起着重要的作用。高中是人生职业生涯探索的重要时期，在这个阶段，高中生发展出相对明确且稳定的职业兴趣，将有利于其毕业之际的大学专业选择(刘立立，2019)。
然而，因为以往我国的生涯理论中认为大学和职业生涯衔接最为密切，国内现有的关于职业兴趣与职业自我效能的研究对象大多数为大学生(Chan, 2020；黎鸿雁，刘俊娉，刘鑫蕊，石飞扬，2020；潘小焮，2022；吴弦，2022；徐碧波，陈晓云，王嘉莹，李娇娇，2021)。但随着新高考政策的推行，了解自身职业兴趣不再是大学生的必修课，高中生这一群体也不得不开始思考自身职业兴趣(刘宝剑，2015)。而且，高中阶段正处于职业兴趣和职业自我效能发展的重要探索时期，尚未达到稳定，可能更容易存在二者之间不一致的情况。所以对这一阶段群体展开相关研究，更有助于发现两者之间的关系和调节因素。因此，本研究将基于社会认知生涯理论和自我决定理论探讨高中生职业兴趣与职业自我效能的关系，并探讨这一关系的形成机制。
1.1. 职业兴趣与职业自我效能的关系
社会认知生涯理论(Lent, Brown, & Hackett, 1994)认为，职业兴趣和职业自我效能在职业决策中是非常重要的。前人对职业兴趣研究主要采用的是以RIASEC模型为基础的职业兴趣问卷，但在众多跨文化研究中发现，该问卷具有争议(张宇，魏青，李红，王宇中，Tracey，2015)。因此在本研究中，对职业兴趣的分类采用职业兴趣三维度模型，即社会促进、管理、商业细节、数据加工、机械、自然、艺术、助人八类职业兴趣类型。以往对职业兴趣和职业自我效能关系的研究，主要关注于二者相关的强度以及二者共同对生涯选择的影响(李虎，赵腾，2024)。研究发现，职业兴趣和职业自我效能存在线性关系(Lent et al., 1994)，且职业兴趣和职业自我效能互相促进(Nauta et al., 2002)。例如，在对职业选择预测时，职业兴趣和职业自我效能对其分别有独立的预测作用，但当两者一起进行预测时，预测效力会更高(Donnay & Borgen, 1999; Tracey & Hopkins, 2001)，本研究将此情况称之为职业兴趣–职业自我效能一致性。然而，职业兴趣–职业自我效能的相互影响也存在失配的情况，被称为职业兴趣–职业自我效能失配(Betz, 2006)。其表现为个体的职业兴趣与职业自我效能不一致，得分高低分布不一样，比如在某领域兴趣高但职业自我效能不足，或在职业自我效能高的领域却缺乏兴趣，导致这一情况的原因还需进一步探索。
1.2. 父母自主支持的调节作用
自我决定理论认为需求支持型的环境会提高人们的适应能力(Soenens, 2020)。父母自主支持反映了一种能够支持高中生自主需求满足的家庭环境，是父母在养育过程中给子女提供更丰富的选择权利，倾听子女的思想和情感表达，鼓励子女进行自我调节，并提供有意义的指导(Ryan, Deci, Grolnick, & Guardia, 2006；孙洪蕊等，2022)。其对高中生职业兴趣和职业自我效能的培养具有重要意义。许丹佳(2019)等人的研究表明，父母自主支持通过满足个体的基本心理需要使用青少年有更好的未来规划与预期，这也可能有助于中学生职业兴趣和职业自我效能的培养(许丹佳等，2019)。众多研究也表明，当个体感受到的父母自主支持水平越高，越有利于个体建立自信与自我效能，形成积极的自我评价(彭顺，牛更枫，汪夏，张红坡，胡祥恩，2021；唐芹等，2013；张景焕等，2013)。新近研究也发现，自主性支持会影响高职业自我效能是否能转化为高职业兴趣，以及学生的活动意愿能否转化为实际的活动选择与实践(白利莉，何丽贞，相晓庆，2021)。
1.3. 假设
结合上述分析，本研究提出三个假设：H1：高中生职业兴趣与职业自我效能呈正相关关系。H2：父母自主支持正向预测职业兴趣–职业自我效能感一致性。H3：父母自主支持在职业兴趣与职业自我效能的关系起调节作用。
2. 方法
2.1. 被试
本研究在福州市4所高中选择690名高中生参与问卷调查，回收后经删除149大面积缺失数据的被试，得到541份有效数据(男生259人，女生282人)，有效率78.41%。其中，高一年级318人(58.78%)，高二年级148人(27.36%)，高三年级75人(13.86%)。
2.2. 工具
2.2.1. 个人球形职业兴趣量表简版(Personal Globe Inventory-Short, PGI-S)
原量表由Tracey编制(Tracey, 2010)，本研究采用针对原量表进行修订后形成的中国版本(张宇等，2015)。由于名望更经常被认为属于价值观的范畴而非职业兴趣类型，因此本研究只使用前8个量表。量表从喜欢程度与胜任能力两个维度打分，使用Likert 7点测量方法，1表示“非常不喜欢”/“完全不能胜任”，7表示“非常喜欢”/“完全能胜任”，每个量表分由对应的4道题目的分数加和得到。在本研究中，总量表的内部一致性信度为0.91。
2.2.2. 职业兴趣–职业自我效能一致性自编问卷
本研究自编了职业兴趣–职业自我效能一致性问卷，共有4个条目，如“总体来说，我喜欢做的事和我擅长做的事是一致的”“对于某些我擅长的活动，我其实并不感兴趣”(反向计分题)。问卷采用Likert 7点评分，其中1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”，分数越高代表一致性越高。此问卷在本研究中的内部一致性为0.53。
2.2.3. 父母自主支持
选用父母自主支持量表(Wang, Pomerantz, & Chen, 2007)测量。量表共8个条目，包含自主选择和交换意见两个维度，其中自主选择包含4个条目(如“只要可能，父母就让我自己作选择”)，交换意见包含4个条目(如“当父母要我做某件事的时候，他们向我解释为什么”)。量表采用Likert 5点计分(1 = 完全不符合，5 = 完全符合)，量表分数越高表示父母支持水平越高。本研究中该量表的内部一致性为0.91。
2.3. 施测过程
将个人球形职业兴趣量表、职业兴趣–职业自我效能一致性自编问卷、父母自主支持量表装订成册，所有被试在主试及研究助手的指导下在班级内完成纸笔测验。全部数据录入计算机，采用SPSS 16.0进行统计处理。
3. 结果与分析
3.1. 描述性分析
职业兴趣与职业自我效能的平均数、标准差和相关系数在表1中呈现。结果显示，高中生职业兴趣与职业自我效能相互间均存在显著正相关。因此，在下述结果分析中，需要对所有变量都加以考察。
3.2. 职业兴趣对职业自我效能的预测作用
本研究采用三种方法计算职业兴趣–职业自我效能一致性的指标。第一种是根据个人球形职业兴趣量表编制者建议的方法(Tracey, 2002)，用每个量表的兴趣分数与能力分数差值的平方和作为职业兴趣–职业自我效能一致性的指标(指标1)，分数越高代表一致性越低。但是该计算方法在使用时仍存在一定缺陷，仅考虑同个类型的兴趣和自我效能分数的差值，未考虑不同类型间分数的相对高低分布，以致可能出现职业兴趣–职业自我效能一致性水平差别较大的两个被试的差值平方和却相等的情况。第二种是使用职业兴趣–职业自我效能的轮廓相关系数作为一致性的指标(指标2)，是目前计算匹配度比较推荐使用的指标计算方法。在本研究中，用每个被试的8个职业兴趣量表分数与8个职业自我效能量表的分数间的相关系数代表职业兴趣–职业自我效能一致性，分数越高代表一致性越高。此外，考虑到以上两种方法是通过计算得到的，可能会损失掉了一部分关于个体和环境的信息，所以本研究还采用第三种方法即使用自编的职业兴趣–职业自我效能一致性问卷的分数作为指标(指标3)，进行职业兴趣–职业自我效能一致性主观测评，分数越高代表一致性越高。
结果表明(见表2)，父母自主支持与职业兴趣–职业自我效能一致性指标3存在显著正相关，与指标1、2不存在显著相关。由此说明，父母自主支持会影响职业兴趣和职业自我效能感之间的关系。
3.3. 父母自主支持的调节效应
以每个类型的职业自我效能分数为因变量，以职业自我效能、父母自主支持、职业兴趣 × 父母自主支持交互项为自变量，进行回归分析，若交互项在回归分析中有显著预测作用，表明存在调节效应。结果表明(见表3)，仅在商业细节类型上，父母自主支持对职业兴趣与职业自我效能的关系有显著预测作用。
Table 1. Descriptive statistics and correlation matrix of high school students’ career interests and career self-efficacy
表1. 高中生职业兴趣与职业自我效能的描述性统计及相关矩阵
|
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
16 |
| 1 |
3.22 ± 1.11 |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 2 |
3.51 ± 1.14 |
0.62** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 3 |
3.35 ± 1.18 |
0.45** |
0.73** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 4 |
3.45 ± 1.24 |
0.30** |
0.46** |
0.64** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 5 |
3.37 ± 1.25 |
0.33** |
0.36** |
0.45** |
0.73** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 6 |
3.91 ± 1.25 |
0.21** |
0.18** |
0.29** |
0.56** |
0.60** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 7 |
3.84 ± 1.32 |
0.42** |
0.21** |
0.20** |
0.24** |
0.33** |
0.42** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 8 |
3.41 ± 1.21 |
0.57** |
0.43** |
0.33** |
0.16** |
0.17** |
0.18** |
0.47** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
| 9 |
3.77 ± 1.27 |
0.66** |
0.50** |
0.33** |
0.21** |
0.18** |
0.14** |
0.34** |
0.47** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
| 10 |
3.70 ± 1.26 |
0.42** |
0.70** |
0.53** |
0.35** |
0.20** |
0.12** |
0.17** |
0.33** |
0.71** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
| 11 |
3.61 ± 1.25 |
0.32** |
0.56** |
0.67** |
0.48** |
0.30** |
0.19** |
0.14** |
0.24** |
0.55** |
0.77** |
1.00 |
|
|
|
|
|
| 12 |
3.30 ± 1.26 |
0.22** |
0.37** |
0.47** |
0.72** |
0.53** |
0.39** |
0.15** |
0.12** |
0.38** |
0.56** |
0.71** |
1.00 |
|
|
|
|
| 13 |
3.29 ± 1.33 |
0.25** |
0.31** |
0.41** |
0.59** |
0.71** |
0.40** |
0.22** |
0.14** |
0.38** |
0.48** |
0.57** |
0.77** |
1.00 |
|
|
|
| 14 |
3.61 ± 1.25 |
0.17** |
0.15** |
0.25** |
0.47** |
0.45** |
0.66** |
0.33** |
0.18** |
0.34** |
0.37** |
0.46** |
0.66** |
0.64** |
1.00 |
|
|
| 15 |
3.28 ± 1.31 |
0.36** |
0.21** |
0.22** |
0.16** |
0.21** |
0.25** |
0.68** |
0.43** |
0.46** |
0.36** |
0.34** |
0.32** |
0.37** |
0.49** |
1.00 |
|
| 16 |
3.36 ± 1.23 |
0.40** |
0.34** |
0.25** |
0.11** |
0.07* |
0.11** |
0.34** |
0.72** |
0.59** |
0.51** |
0.41** |
0.31** |
0.29** |
0.35** |
0.56** |
1.00 |
备注：N = 541，*p < 0.05，**p < 0.01，表格中序号分别表示为：1 = 社会促进–兴趣，2 = 管理–兴趣，3 = 商业细节–兴趣，4 = 数据加工–兴趣，5 = 机械–兴趣，6 = 自然–兴趣，7 = 艺术–兴趣，8 = 助人–兴趣；9 = 社会促进–自我效能，10 = 管理–自我效能，11 = 商业细节–自我效能，12 = 数据加工–自我效能，13 = 机械–自我效能，14 = 自然–自我效能，15 = 艺术–自我效能，16 = 助人–自我效能。
Table 2. Correlation analysis between parental autonomy support and consistency between career interests and career self-efficacy
表2. 父母自主支持与职业兴趣–职业自我效能一致性之间的相关分析
|
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
| 1) 父母自主支持 |
3.65 ± 0.74 |
1 |
|
|
|
| 2) 职业兴趣–职业自我效能一致性指标1 |
8.51 ± 11.44 |
0.002 |
1 |
|
|
| 3) 职业兴趣–职业自我效能一致性指标2 |
0.59 ± 0.39 |
0.003 |
−0.374** |
1 |
|
| 4) 职业兴趣–职业自我效能一致性指标3 |
4.38 ± 0.98 |
0.193** |
−0.033 |
0.167** |
1 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01.
Table 3. Results of moderation effect test
表3. 调节效应检验结果
| 因变量 |
自变量 |
t |
β |
F |
R2 |
| 社会促进–自我效能 |
社会促进–兴趣 |
20.07** |
0.66 |
39.35 |
0.45 |
| 父母自主支持 |
0.17 |
0.01 |
| 社会促进–兴趣 × 父母自主支持 |
0.32 |
0.01 |
| 管理–自我效能 |
管理–兴趣 |
21.83** |
0.68 |
49.50 |
0.51 |
| 父母自主支持 |
−0.48 |
−0.02 |
| 管理–兴趣 × 父母自主支持 |
1.34 |
0.05 |
| 商业细节–自我效能 |
商业细节–兴趣 |
19.84** |
0.64 |
42.41 |
0.47 |
| 父母自主支持 |
0.18 |
0.01 |
| 商业细节–兴趣 × 父母自主支持 |
2.34** |
0.08 |
| 数据加工–自我效能 |
数据加工–兴趣 |
22.65** |
0.70 |
55.68 |
0.54 |
| 父母自主支持 |
0.97 |
0.03 |
| 数据加工–兴趣 × 父母自主支持 |
0.85 |
0.03 |
| 机械–自我效能 |
机械–兴趣 |
23.03** |
0.71 |
51.55 |
0.52 |
| 父母自主支持 |
−0.59 |
−0.02 |
| 机械–兴趣 × 父母自主支持 |
−0.02 |
0.00 |
| 自然–自我效能 |
自然–兴趣 |
19.02** |
0.64 |
40.69 |
0.46 |
| 父母自主支持 |
−0.07 |
0.00 |
| 自然–兴趣 × 父母自主支持 |
0.41 |
0.01 |
| 艺术–自我效能 |
艺术–兴趣 |
21.46** |
0.68 |
45.36 |
0.49 |
| 父母自主支持 |
1.75 |
0.06 |
| 艺术–兴趣 × 父母自主支持 |
0.84 |
0.03 |
| 助人–自我效能 |
助人–兴趣 |
23.51** |
0.71 |
56.68 |
0.54 |
| 父母自主支持 |
0.14 |
0.00 |
| 助人–兴趣 × 父母自主支持 |
0.77 |
0.02 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
4. 讨论
本研究探讨了高中生职业兴趣与职业自我效能的关系以及父母自主支持的调节作用。研究结果表明，高中生职业兴趣与职业自我效能呈正相关，假设H1得到支持。父母自主支持与职业兴趣–职业自我效能感一致性呈正相关，假设H2得到支持。父母自我支持仅在商业细节类型中，对高中生职业兴趣和职业自我效能之间起调节作用，假设H3没有得到完全支持。
4.1. 职业兴趣与职业自我效能的关系
本研究结果揭示出在具有高职业兴趣的高中生有着较高水平的职业自我效能。这一结论与已有相关研究结论一致(范星冉，2013)。这一结果可能是因为职业兴趣的提高会促进高中生对职业活动的了解和参与，使个体对自身在某项职业活动的自我效能进一步考察和评估，职业自我效能又会促进职业兴趣的偏好和提高，职业自我效能的高低会对各个职业兴趣类型都有一定影响，因此，两者之间有相互促进的作用。已有关于职业兴趣和职业自我效能的研究多集中在大学阶段，本研究将年龄段延展到高中阶段，揭示出在高中阶段发展职业兴趣对职业自我效能具有重要影响。这一结果丰富了高中生职业生涯发展领域的研究，建议高中生要培养职业兴趣，将有助于提高职业自我效能，从而为高中生将来的择业和就业打下良好的基础。
4.2. 父母自主支持与职业兴趣–职业自我效能一致性的关系
父母自主支持与职业兴趣–职业自我效能一致性的指标关系进行分析时，结果发现父母自主支持仅和指标3存在显著正相关，与指标1、2不存在显著相关性。这可能是因为指标1和2的数据本身是通过计算得到的，损失掉了一部分关于个体和环境的信息，无法探究个体职业兴趣对结果变量的影响，只能笼统的得出一般结论，且可能本身实际存在的相关较弱，故不能在指标1、2中得到一致性的体现，而指标3是通过被试自我评估得到的直接的结果，所以能够更好的表现出一致性的相关水平。因此本研究认为，该结果能表明职业兴趣–和职业自我效能一致性与父母自主支持存在显著但强度较弱的正相关。
该结果表明高中生获得的父母自主支持越多，其越容易自主地发展培养感兴趣领域能力，并且使其达到一致。这可能是因为父母作为社会经验更加丰富的前辈，相比于同龄人来说，更能够给出在职业方面的客观看法(郭畅，2024)。除此之外，在高父母自主支持的氛围下，青少年有精力更多看向自身，向内部发问，能够调动心理资源完成对未来的探索，也更有信心投入实现规划的过程中去。
4.3. 父母自主支持的调节作用
本研究发现，仅在商业细节类型上，父母自主支持对职业兴趣与职业自我效能的关系存在调节作用，而在其他类型上不存在调节作用。对于本研究结果，我们认为可能存在三方面原因。
第一，父母自主支持根据职业兴趣类型划分有不同程度的影响。一方面，父母虽然鼓励学生去发掘和发展自己的兴趣，但是在当前教育改革和竞争加剧的环境下，他们给学生提供的支持和资源大多在学业上(李明，尚新华，方晓义，姬文广，2022)。另一方面，商业细节指的是对会计、评估、咨询和预算感兴趣(Tracey & Hopkins, 2001)，这一类型兴趣的培养需要高中生父母的大量经济支持和教育指导等自主支持，而其他兴趣类型的工作可能是对特殊的技能和特长的要求比较高，工作的难度和挑战性相对较大，即使有了父母的自主支持也很难培养出相应的职业自我效能。因此，相比于其他职业兴趣类型，父母自主支持更有可能增加高中生在商业细节兴趣上的职业自我效能，从而调节职业兴趣与职业自我效能的关系。
第二，高中生的职业兴趣和职业自我效能并不稳定。尽管职业兴趣具有特质属性且相对稳定，但在青年早期职业兴趣仍可能会发生实质性的变化(Rounds & Su, 2014)，并且随着生涯经验和认知的发展随时改变(Low, Yoon, Roberts, & Rounds, 2005)。这可能是因为高中阶段学生面临激烈的竞争和繁重的学习任务(张玉青，2023)，难以有足够的时间去充分体验并从活动中汲取足够的直接经验来促进个人职业兴趣的全面发展。此外，研究发现在不同职业下的高中生生涯学习经验及职业兴趣的整体水平不高(刘立立，2019)。高中生在长期应试教育环境下，不得不优先培养应试教育所要求的能力，哪怕自己的兴趣并不在此。
第三，高中生要在有限的时间内完成多门功课的学习任务，而学生之间差异各异、学科之间难易各异，这都使得学生必须根据自身需要平衡各项学业任务，同时在这样的环境下父母可能将学生真正感兴趣的某些领域视为“不务正业”，更强调学业而相对忽略了学生其他方面的发展。这会导致学生步入大学后频频出现大学学业和人际适应不良、生活自理差、专业不满意等状况(唐芹等，2013)。因而，由于受到大环境的影响，可能导致父母自主支持的方向对高中生在职业兴趣与职业自我效能关系中部分调节作用不显著。
4.4. 不足与展望
本研究也存在一些不足。首先，横断研究无法揭示高中生职业兴趣与职业自我效能间的影响程度，未来研究可考虑采用纵向研究。其次，本研究只在福州地区的高中开展调查，并只探讨了父母自主支持的作用。未来研究应纳入更多地区的学生以及对高中生生涯发展的其他变量(例如父母生涯教养行为、家庭经济地位等)给予关注。最后，本研究中职业兴趣–职业自我效能一致性的测量工具信度偏低，导致相关系数效应量偏低，在解释和推广研究结果时应谨慎。
5. 结论
本研究所得结论如下：1) 高中生职业兴趣正向预测职业自我效能；2) 父母自主支持与高中生职业兴趣–和职业自我效能一致性的呈显著正相关；3) 在商业细节类型上，父母自主支持能够调节高中生职业兴趣与职业自我效能间的关系。