1. 引言
2014年9月，国务院出台了《深化考试招生制度改革的实施意见》等高考改革系列文件，这标志着关系到千万高中学子命运的高考迎来新的篇章，新高考改革也于2017年9月在山东省正式实施。高中阶段是个体不断尝试生涯探索、生涯尝试、生涯规划和生涯发展的关键时期，高中生需要借助外部环境资源和信息和自我力量来解决生涯适应过程中遇到的一系列问题，应对自我、学业、关系、未来等一系列的适应。在当前新高考政策实施的多元化的互联网时代的大背景之下，高中生所面临的外部世界变化更快速，获取信息的途径更繁杂，选择途径更广泛，因而被要求在面对高考选择时做出决策的能力更强，并且能快速适应生涯环境的变化 [1]。
目前，诸多高中教育工作者通过开设生涯课程、生涯访谈、生涯沙盘等活动以期帮助高中生发展生涯兴趣，探索生涯规划。然而，我国的生涯指导课程起步较晚，且初步发展速度慢、范围窄，主要集中在高校学生和从业人员方面，在高中教育中应用不多 [2]。高中生生涯教育培养体系的建设仍需不断摸索和完善，这需要以高中生群体生涯心理学领域的理论研究为基础。但国内对生涯心理学领域的研究和理论建构才刚刚开始，且大多基于大学生和员工群体，对高中生生涯领域的研究少之又少。本研究以此为出发点，选取生涯领域近几年来较为关注的核心变量——生涯适应力，已期对高中生这一群体的生涯适应力的影响因素及其具体机制进行探讨。
1.1. 生涯适应力
生涯适应力是一种个体应对和改变环境的能力，具体指个体对生涯任务能够准确预测的程度，对承担生涯责任、扮演生涯角色及解决随时可能发生的生涯问题的准备程度 [3] [4]。它是一种心理资源，是衡量青少年“生涯准备”是否成功的关键指标；生涯适应力水平高的青少年能更好的应对生涯过程中的问题、任务、转折和重要事件，从而在急速变化的当代社会中获得生涯成功 [5]。以往研究表明，生涯适应力对工作人群的就业状况、再就业状况、就业质量、生涯成功、工作满意度、晋升机会及工作压力等就业和职业结果变量有显著的预测作用，与青少年在面临生涯转换和生涯挑战过程中的探索、规划、自信与决策质量等都有显著正向相关关系 [6] [7] [8]。个人特质、成就动机、自我效能感、家庭地位、家庭背景以及父母教养方式等个体和环境变量均与生涯适应力密切相关 [3] [4] [9] [10]。由生涯适应力的理论建构可知，生涯适应力是个体在生涯建构过程中“适应”的主题；实证证据也表明，生涯适应力不仅对结果变量有影响，也对来自个体和家庭的前因变量产生影响 [11]。本研究对高中生生涯适应力的前因变量感兴趣，基于“是什么影响高中生生涯适应力的发展”“是通过怎样的方式来影响高中生生涯适应力的发展”查阅文献，选取主动性人格、择业效能感和生涯阻碍知觉三个人格和社会认知变量进行具体探讨。
1.2. 生涯适应力的影响因素
1.2.1. 主动性人格
主动性人格是一种稳定的倾向，具体指个体能够主动的抓住时机采取行动来影响周围环境，而不是被动的接受环境的改变，是个体在与外部环境不断交互影响过程中形成的主动的、积极的、稳定的人格特质 [12]。Bateman等在研究中发现，在人和环境互动的过程中，有些人更倾向于主动采取行动来改变外部环境，有的人则更倾向于被动地接受他们所在的外部环境 [11] [12]。诸多研究表明，高主动性人格个体更可能会在工作时主动抓住机会和创造对自己有利的环境从而导致外部及内部职业生涯成功 [13]，更容易创造出高的工作绩效 [14]，并能正向预测领导能力、团队绩效、创业意愿等结果变量 [15]。近年来面对大学生群体的研究发现，主动性人格显著正向预测生涯适应力 [8] [16]，但较少研究有对择业效能感等社会认知变量在主动性人格对生涯适应力影响中的作用机制探讨。
1.2.2. 择业效能感
择业效能感是指个体对于自己实施和坚持与择业相关行为的能力的信念 [17]。它是社会认知职业理论中的重要变量，意味着“我能学好这个专业吗”或“我能干好这个职业吗” [18]。商家音等人 [19] 的研究表明，主动性人格能显著正向预测大学毕业生的择业效能感。Hou等人 [20] 的研究发现，主动性人格可以通过生涯决策自我效能感部分影响生涯适应力。一项关于职业兴趣模式的元分析结果表明，择业自我效能感与职业兴趣之间在总体上存在较强的关系 [21]。
1.2.3. 生涯阻碍知觉
生涯阻碍知觉是个体认为目前存在或在未来可能遭遇的与职业生涯相关的障碍，但不必是基于现实背景的或真实的信息 [22]。它是指个体感知到的自己在生涯发展过程中可能存在的阻碍，更强调主观因素，并不一定是在当前真实存在的。赵小云等 [3] 研究表明生涯适应力在生涯阻碍知觉和生活满意度之间起部分中介作用，且对两者关系有调节作用。白茹等 [23] 研究表明，生涯阻碍过多会使个体的生涯决策更差，进而影响个体生涯发展，即生涯阻碍因素越多，生涯发展状况会越差。综合前人研究，生涯阻碍知觉与生涯发展相关变量，如生涯决策自我效能感、职业选择行为、生涯成熟度等均有显著的负向关系 [24]。
1.3. 主动性人格、择业效能感和生涯阻碍知觉对生涯适应力的影响
结合上述研究，生涯适应力受主动性人格、择业效能感和生涯阻碍知觉三者的影响。社会认知学习理论指出个人特点包括素质、性别和种族等会通过自我效能等社会认知变量影响职业兴趣和职业选择 [19]，即这四个变量之间有一定的单向预测关系。
基于此，本研究提出主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉对生涯适应力影响的多重中介模型，假定主动性人格不仅对生涯适应力有直接的正向预测作用；而且通过主动性人格正向预测个体择业效能感，择业效能感正向预测生涯适应力这条路径来正向预测生涯适应力；还能通过主动性人格负向预测个体生涯阻碍知觉，生涯阻碍知觉负向预测生涯适应力这条路径来正向预测生涯适应力，并对多重中介模型的男女性别差异进行深入探讨。
1.4. 当前研究
人格变量尤其是主动性人格对生涯适应力等生涯变量都有积极影响，并且是通过相应的行为、认知变量而起作用 [15]，但目前对生涯适应力的研究主要集中于量表编制，功能研究，影响因素研究等，其对具体行为、认知变量的作用过程的研究较为缺乏。与此同时，当前国内生涯教育主要是效仿西方国家。教育瑞士心理学家荣格曾说过，人格是文化要求其成员所担任的角色，中西方人格是存在很大不同的 [25]。国内的生涯教育不能生搬硬套国外模式，需探究本土人格特点与需求，发展本土高中生生涯教育模式，这是生涯教育理论与应用的重要环节 [2]。因而，探讨主动性人格对生涯适应力的影响及其具体中介或调节机制具有理论意义和实践价值。
以往生涯适应力多把研究对象定位于大学生、员工群体等，面向高中生群体的研究较为匮乏。社会认知职业理论(SCCT)提倡针对不同年龄阶段设计相应的干预措施，家长、教师及学生都应相信目标、兴趣、价值观和技能等都是会随着经验的丰富而持续变化和发展的 [18]。再加上国内新高考实施的政策背景，当代高中生面对日益变化的环境，在适应多变的生活学习环境时出现了一系列的问题，在高中生涯咨询和辅导的过程中发现高中生在不同程度上存在生涯适应力的问题，并且这个问题在高中生群体中普遍存在 [26]。高一的学生在面临升学、考试、人际等各方面的适应问题，容易出现偏科的现象，在高一期末分科时容易动摇和迷茫。高二的学生在上学期面临班级解体，易导致其对未来更迷茫、学习内驱力降低。高二下学期学生面临班级的两极分化，会感到无助和退缩。与高三学生相比，高一学生和高二学生正处于生涯探索的快速成长阶段，生涯成长幅度极大。因此，本研究拟以高一高二学生群体为研究群体，以期对高中生群体开展生涯教育提供理论指导。
综上，本研究以高中生群体为研究对象，假定主动性人格正向预测生涯适应力，并对其具体作用机制进行深入探讨，并选用社会认知职业理论中对高中生生涯发展有重要影响的两个社会认知变量：择业效能感和生涯阻碍知觉，以探讨二者在主动性人格对生涯适应力影响过程中的中介作用。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
使用整体抽样在济南市一所中学进行施测，班级为单位，从高一高二学生中选取被试，发放问卷983份。剔除不认真作答和信息不完整的问卷，有效问卷共976份，其中男生389名，女生564名，23名学生在性别一题上未作答；一年级481人，二年级495人，被试的平均年龄16.43 ± 0.66岁。
2.2. 研究工具
2.2.1. 主动性人格量表
本研究使用毛晋平和文方 [27] 修订的《中学生主动性人格量表》。原量表由Bateman和Crant [12] 编制而成。该量表共有17个题目，采用7点计分方式，个体作答总分分值大小代表其主动性人格水平的高低，得分越高则主动性人格水平越高。在本研究中，该量表的α系数为0.906。验证性因素分析表明：χ2/df = 12.376，NFI = 0. 819，IFI = 0. 832，CFI = 0. 831，RMSEA = 0. 108。
2.2.2. 择业效能感量表
本研究使用龙燕梅 [28] 等修订的《大学生择业效能感量表》。该量表由五个维度构成，共有25个题目，实行5点计分方式，个体作答总分分值大小代表其择业效能感水平的高低，得分越高则择业效能感水平越高。在本研究中，该量表的α系数为0.942。验证性因素分析表明：χ2/df = 9.131，NFI = 0. 810，IFI = 0. 828，CFI = 0. 827，RMSEA = 0. 091。
2.2.3. 生涯阻碍知觉量表
本研究使用赵小云和谭项良 [3] 编制的《生涯阻碍知觉量表》。量表共有七个维度，共35个题目，采用7点计分方式，个体作答总分分值大小代表其生涯阻碍知觉的高低，得分越高则生涯阻碍知觉水平越高。在本研究中，该量表的α系数为0.945。验证性因素分析表明：χ2/df = 5.322，NFI = 0. 833，IFI = 0. 860，CFI = 0. 860，RMSEA = 0. 067
2.2.4. 生涯适应力量表
本研究使用赵小云 [29] 编制的《生涯适应力量表》。量表有六个维度，共包括35个项目，采用5点计分方式，个体作答总分分值大小代表其生涯适应力的高低，得分越高则生涯适应力水平越高。在本研究中，该量表的α系数为0.933。验证性因素分析表明：χ2/df = 4.656，NFI = 0. 840，IFI = 0. 870，CFI = 0. 870，RMSEA = 0. 061。
2.3. 数据收集与处理
主试为四名应用心理学专业本科生。在正式施测之前，统一对主试进行专业培训，包括问卷介绍、施测注意事项等。选取山东省某重点高中的高一高二年级学生，以班级为单位开展集体施测。施测开始前，所有被试签署知情同意书。采用SPSS22.0，Amos22.0与Mplus7.0软件进行数据处理和分析。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
选用Harman单因素检验的方法对共同方法偏差进行了检验 [30]。结果表明，在未旋转时共提取出21个主成分，第一个主成分解释总方差变异的23.91%，低于40%的临界值，因此认为共同方法偏差对本研究的影响较小。
3.2. 描述性统计与相关分析
各研究变量描述性统计结果见表1：高中生主动性人格均值为80.97，择业效能感均值为89.37，生涯阻碍知觉均值为84.13，生涯适应力均值为128.41。进一步采用独立样本t检验分别考察高中生的主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉和生涯适应力在性别(男，女)上的差异。男生的生涯人际水平显著高于女生[t(974) = 2.01，p < 0.05，d = 0.13]，其生涯自信水平也显著高于女生[t(974) = 2.04，p < 0.05，d = 0.14]，主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉和生涯适应力的其他四个维度的性别差异均不显著。Pearson 相关分析结果表明，主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉和生涯适应力间相关系数均达到显著水平(见表2)。
3.3. 择业效能感、生涯阻碍知觉的中介效应检验及其性别差异
3.3.1. 择业效能感、生涯阻碍知觉的中介效应检验
参考前人研究提出的中介效应检验流程，对高中生择业效能感和生涯阻碍知觉在主动性人格和生涯适应力之间的中介作用进行结构方程模型检验 [31]。主动性人格是自变量，择业效能感和生涯阻碍知觉是中介变量，生涯适应力是因变量。
Table 1. The descriptive statistics of proactive personality, decision-making self-efficacy, career barrier perception and career adaptability and gender differences (N = 976)
表1. 主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉和生涯适应力的描述性统计及性别差异(N = 976)
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
Table 2. The correlation analysis of proactive personality, decision-making self-efficacy, career barrier perception and career adaptability (N = 976)
表2. 主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉和生涯适应力的相关分析(N = 976)
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
为对比主动性人格对生涯适应力影响的总效应和加入两个中介变量后的效应值，分别构建模型1和模型2。模型1以主动性人格为预测变量，生涯适应力为结果变量建立模型；模型2加入择业效能感和生涯阻碍知觉两个中介变量后构建模型。
结果如表3显示，模型1和模型2的χ2/df小于8.0，TLI、NFI、IFI、CFI均大于0.90，RMSEA均在0.08左右，表明模型与数据拟合较好 [32]。结构方程模型结果见图1，结果显示高中生主动性人格显著正向预测其生涯适应力(β = 0.683, p < 0.001)。
Table 3. The model fitting index of the influence of high school students’ proactive personality, decision-making self-efficacy and career barrier perception on career adaptability
表3. 高中生主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉对生涯适应力影响的模型拟合指数
注：模型1是总效应的模型，模型2是加入两个中介变量后的模型。
Figure 1. The multiple mediations between decision-making self-efficacy and career barrier perception in high school students’ proactive personality and career adaptability (Note: The values in brackets are the total effects of proactive personality on career adaptability)
图1. 择业效能感和生涯阻碍知觉在高中生主动性人格与生涯适应力之间的多重中介(注：括号中的值为主动性人格对生涯适应力影响的总效应)
主动性人格与择业效能感、择业效能感与生涯适应力路径系数均显著(β = 0.587, p < 0.001; β = 0.594, p < 0.001)。主动性人格与生涯阻碍知觉、生涯阻碍知觉与生涯适应力路径系数均显著(β = −0.299, p < 0. 001; β = −0.076, p < 0.001)。当加入择业效能感和生涯阻碍知觉后，主动性人格对生涯适应力的正向预测作用有所降低，但仍达到显著水平(β = 0.321, p < 0.001)。这表明择业效能感在高中生主动性人格和生涯适应力之间起部分中介作用，中介效应占总效应的比例为50.95%；生涯阻碍知觉在高中生动性人格和生涯适应力之间也起部分中介作用，中介效应占总效应的比例为3.51%。
使用Mplus7.0软件，通过偏差校正非参数百分比Bootstrap检验，重复取样1000次，并计算95%的置信区间。结果如表4显示：主动性人格到生涯适应力的中介效应的置信区间为[0.189, 0.251]。从主动性人格到生涯适应力存在两条路径：“主动性人格→择业效能感→生涯适应力”中介效应的置信区间为[0.307, 0.390]，“主动性人格→生涯阻碍知觉→生涯适应力”中介效应的置信区间为[0.007, 0.039]。对比中介效应的置信区间为[0.007, 0.039]。可见，总体、特定和对比中介效应的95%置信区间均不含0，因此择业效能感和生涯阻碍知觉的中介效应均显著，且择业效能感的中介效应显著强于生涯阻碍知觉，中介效应量分别为0.348、0.024。
Table 4. The mediating effect significance test and effect value
表4. 中介效应显著性检验与效应值
注：表中数字为标准化路径系数，括号中的数值为标准误。*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.3.2. 性别差异群组分析
如表5显示，将性别划分为男女分样本进行中介效应模型检验，两个模型拟合指标均比较理想，CFI > 0.9，可进行多群组分析 [33] [34] ；设定未限制模型(M1)、限定测量权重模型(M2)、限定结构系数模型(M3)，检验后发现三组模型拟合指标均较好，RMSEA < 0.08。
Table 5. The comparison of mediating effect model between decision-making self-efficacy and career barrier perception
表5. 择业效能感和生涯阻碍知觉的中介效应模型比较
注：M男是男生群体的中介效应模型，M女是女生群体的中介效应模型，M1是未限制的模型，M2是限制测量权重的模型，M3是限制结构权重的模型。
与M1相比，M2的∆χ2 = 33.568，∆df = 17，p> 0. 01，M1和M2差异不显著，说明四个变量各个维度分数对变量总分的载荷具有恒等性，各个变量内各个维度分数对总维度分数的贡献率在男女之间没有显著差异。与M2相比，M3的∆χ2 = 15.126，∆df = 5，p < 0.01，说明M2和M3差异显著，择业效能感和生涯阻碍知觉在主动性人格对生涯适应力的影响路径之间存在显著的性别差异。
以参数差异临界比率的绝对值是否大于1.96为标准对四条具体路径的性别差异分析发现，男生群体和女生群体这一性别变量仅在主动性人格对择业效能感的影响(CR = 2.07；男生：β = 0.27，SE = 0.03，p < 0.001；女生：β= 0.35，SE = 0.03，p < 0.001))和主动性人格对生涯适应力的影响(CR = −2.38；男生：β = −0.24，SE = 0.03，p < 0.001；女生：β = −0.35，SE = 0. 03，p < 0.001)这两条路径上显著，在择业效能感对生涯适应力的影响(CR = 0.76；男生：β = 0.63，SE = 0.04，p < 0.001；女生：β = 0.58，SE = 0.03，p <0. 001))和生涯阻碍知觉对生涯适应力的影响(CR = −1.14；男生：β= −0.11，SE = 0.04，p < 0.01；女生：β= −0.06，SE = 0.03，p < 0.05)这两条路径上不显著，如表6所示。
Table 6. The effect decomposition of mediating model of male and female students’ decision-making self-efficacy and career barrier perception
表6. 男生和女生择业效能感和生涯阻碍知觉中介模型的效应分解
注：表中数字为标准化路径系数，括号中的数值为标准误。*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
男生在“主动性人格→择业效能感→生涯适应力”这条路径中介效应占总效应的比例为54.39%，中介效应量为0.359；女生在“主动性人格→择业效能感→生涯适应力”这条路径中介效应总效应的比例为49.14%，中介效应量为0.354。男生在“主动性人格→生涯阻碍知觉→生涯适应力”这条路径中介效应占总效应的比例为4.00%，中介效应量为0.026；女生在“主动性人格→生涯阻碍知觉→生涯适应力”这条路径中介效应占总效应的比例为2.92%，中介效应量为0.021。
4. 讨论
本研究将研究群体定位于高中生，揭示了择业效能感和生涯阻碍知觉在高中生主动性人格和生涯适应力之间的中介作用。这一发现丰富了具体的社会认知变量在主动性人格影响生涯适应力过程中的具体机制，也丰富了社会认知职业理论和生涯适应力理论等的研究和发展。
4.1. 高中生主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉和生涯适应力的现状
描述统计显示，高中生的主动性人格处于中等偏上水平，这表明高中学生能够主动积极的思考自身和周边环境的关系，有疑问或遇到困难时采取积极主动的行为来解决或克服问题。高中生的择业效能感和生涯阻碍知觉均处于中等水平，这表明目前高中生有一定的择业倾向和择业信念，能感知身边存在的生涯阻碍，但仍需扩宽视野，加深生涯了解，以便更好的适应高考改革和社会竞争。高中生的生涯适应力处于中上水平，表明高中生对即将面临的学科选择，专业选择或职业选择有一定的适应和应对能力，这也与国内学者对大学生生涯适应力的研究结果一致 [8]。
关于生涯适应力是否存在性别差异，当前研究目前存在很大争议 [35]。在对大学生群体的研究中，国内研究发现性别差异显著，女生比男生低；但国外的研究发现，在同一个年龄段，男生和女生的生涯适应能力无显著差异 [29]。本研究发现，高中生的主动性人格、择业效能感、生涯阻碍知觉、生涯适应力在男生和女生之间均无显著差异。这与国内以往对大学生群体的研究不一致。这可能与高中生与大学生所处的心理发展和生涯建构阶段不同有关。根据生涯建构理论，个体应综合考虑自己的过往经验、当前感受以及未来抱负做出职业发展行为选择，职业生涯发展就是个体围绕职业生涯这一重要人生主题而展开的、内涵丰富的主观建构过程 [4]。大学生与社会的接触面更广，面临择业、就业等社会压力，而由于性别角色期望、社会分工等的影响，男生和女生往不同的方向发展以适应社会需要。而与大学生相比，高中生尚处于职业认知的萌芽阶段，与职业世界没有较多接触，对职业生涯发展的规划主要依赖个人主观感知经验，对职业规划和职业选择中的性别分化尚不明显。同时，对生涯适应力的六个维度具体分析发现，高中男生在生涯人际和生涯自信上存在显著差异。生涯人际指个体在生涯发展过程中不但能维持良好人际关系，而且能有效的处理好复杂人际关系，并且高中男生比女生更能处理好生涯发展过程中的人际关系 [29]。生涯自信指在生涯准备和生涯规划过程中对实现预期结果的自信程度，相较于男生，女生的生涯自信显著不足。这可能与青春期男生和女生青春期的生理、心理及社会性发展需求发展任务不同有关。
相关分析表明，高中生主动性人格和生涯适应力之间有显著的正向相关关系。已有研究中，吴淑琬 [35] 研究发现，生涯适应力与大五人格中的外向性、开放性、尽责性和亲和性正相关，与神经质负相关。同时，本研究也表明，主动性人格、择业效能感和生涯适应力两两之间均有显著的正向相关关系；生涯阻碍知觉与主动性人格、择业效能感和生涯适应力之间有显著的负向的相关关系，这与以往研究结论一致 [19] [36]。
4.2. 择业效能感和生涯阻碍知觉的多重中介作用及其性别差异
根据生态系统理论，个体的心理发展是主观因素与环境因素交互作用的动态过程 [37]。本研究发现，高中生的主动性人格能够正向预测其生涯适应力，表明当面临专业、志愿选择的压力，主动性人格水平高的高中生个体更能主动地获取信息，积极地探索并适应环境，提高生涯适应力，应对高考选考和社会环境变化所带来的机遇和挑战 [38]。同时，这与前人以大学生作为被试群体的研究结果是一致的 [11] [16]。
在高一高二学生进行生涯规划的过程中，生涯适应力会受到诸多因素的影响。其中，择业效能感和生涯阻碍知觉是其中潜在的个体认知影响因素 [8]。择业效能感高的个体，其对于自身能否学好某一学科及未来能否学好某一专业等生涯信念坚定，会自觉抵制各种困难和诱惑，乐于接受新的挑战，从而在高考选考或资源选择上更有优势，生涯适应力更强；生涯阻碍知觉高的个体，其感知到影响其学业发展和生涯规划的外界如家庭、学校和社会的阻力都过大，会自我设限，其潜能就无法充分发挥，导致生涯适应力的发展受到阻碍 [24]。个体的人格特质影响其认知信念的形成和发展，具有高主动性人格的个体会积极采取主动的态度改变自己的认知信念，做出积极的行为，如提高自己应对生涯困难时的信心和决心，清楚阻碍生涯成功的障碍，从而形成高择业效能感和低生涯阻碍知觉，促进其生涯适应力的发展 [39]。此外，择业效能感的中介效应占50.95%，生涯阻碍知觉仅占3.51%。这表明高主动性人格的高中生更倾向于通过提高择业效能感来提高生涯适应力，而不是减少主观感知生涯过程中的阻碍。
本研究还发现，择业效能感和生涯阻碍知觉在高中生主动性人格影响生涯适应力过程中的中介作用存在性别差异。对四条路径系数分析可知，性别差异主要存在于高中生主动性人格对择业效能感的预测作用和高中生主动性人格对生涯阻碍知觉的预测作用这两条路径上，且女生的预测效果显著大于男生，说明性别差异在主动性人格影响择业效能感和生涯阻碍知觉的两条路径上存在调节作用。性别差异可能与社会角色期望、社会文化、家庭教养方式等因素有关 [8]。
4.3. 对高等中学生涯教育启示
研究结果表明高中生已有关注自身未来发展的强烈意识，他们希望通过主动与外界交互，丰富生涯信息，提高择业效能感，降低生涯阻碍知觉，从而提高自身生涯适应力，以更好的应对学业、专业和职业的变化。
高中阶段是青少年学习生涯中承上启下的关键时期，一些高中盲目追求升学率，忽视学生生涯指导，使学生缺乏对自己的正确认识，对未来茫然没有规划，甚至造成升学或就业失败 [38] [40]。为了避免这种现象的发生，学校相关教育部门应在高中时期对青少年进行生涯指导，提升他们的生涯适应力，帮助他们确定生涯目标，提高生涯适应力。
1) 开设系列生涯教育课程。学校在设置生涯教育课程时注意要密切关注高中生生涯适应力的六个维度，通过阶段性、系统化、多样化的课程设置体系，使学生逐渐熟悉周围的生涯环境，了解当前和未来职业发展的重要信息，理解个人、家庭和学校与生涯发展和生涯规划的关系，并以此为基础，给学生提供职业兴趣群，设计职业系列活动来帮助高中生对当前的职业分类进行深入的探索。同时，要注意因材施教，在制定相关生涯教育策略时对不同性别的学生采取有针对性的多样化教育方案 [41]。
2) 整合现有教育资源。充分利用现有的教育资源，将生涯教育与学科教学相融合，既能促进生涯教育的发展，也能让普通教育课程得到广泛的拓展与延伸。学校要定时与周边社区、人才中心、招聘公司等沟通与联系，组织学生开展实地考察活动，参与志愿者服务活动等，来帮助学生探索自己的潜在生涯 [1]。
3) 实现家校共育，家校合作，学校和家长合作，真正促进高中生生涯适应力的提升，使其能够更加从容应对接下来升学、选专业以及生涯控制中所出现的问题，进而获得更高的成就 [42]。
5. 结论
第一，高中生的主动性人格正向预测生涯适应力水平。
第二，择业效能感和生涯阻碍知觉在高中生主动性人格和生涯适应力之间起部分中介作用，且择业效能感的中介效应优于生涯阻碍知觉。即主动性人格既对生涯适应力产生直接影响，也可以通过择业效能感和生涯适应力间接影响高中生生涯适应力。
第三，高中生择业效能感和生涯阻碍知觉的中介效应存在性别差异，女生择业效能感和生涯阻碍知觉对主动性人格与生涯适应力关系的中介效应显著大于男生。
基金项目
2018年山东省研究生教育创新计划项目：高中生美术核心素养与生涯规划研究生教育联合培养基地(SDYJD18020)。
山东省社会科学规划研究项目：青少年病理性互联网使用的发展轨迹及干预(18CQXJ06)。
NOTES
*通讯作者。