1. 引言
确保学生身心健康、全面发展是国家在《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划(2023~2025年)》中所强调的至关重要的目标。高中阶段被认为是一个重要的个人发展时期。面临着日益增长的学业压力、人际关系挑战以及情绪波动等多重挑战(楼玮群，齐铱，2000)。学校不仅要注重学业上的教育，更要注重心理健康的教育。高中生处于身心发展的重要阶段，压力会导致负面情绪和躯体变化，如焦虑、抑郁等(Liu et al., 2007)。
父母教养方式(parenting style)指父母对子女抚养教育过程中所表现出来的相对稳定的行为方式，是父母各种教养行为的特征概括(徐慧等，2008)。应对方式(coping style)指是个体面临压力时为减轻其负面影响而作出的认和行为的努力过程(黄希庭等，2000)。父母教养方式对个体心理健康、情绪调节能力、人格形成、社会适应能力等方面均具有重要影响，此时不同的人格发展就会形成不同的应付方式(张莉琴等，2014)，因此，不同的教养方式会对孩子的应对方式产生巨大影响(Koskinen Vescio, 2016；刘拓等，2021；梁九清等，2012)。当父母采用积极的教养方式时，他们的子女在面对困难时更倾向于以积极的方式解决问题。相反，如果家长对孩子的态度和行为采取漠视或批评的方式加以惩罚，长期下来孩子更有可能选择逃避、幻想和发泄情绪等相对消极的应对方式(Hong, 2013；孙经等，2018)。积极的应对方式有助于中学生从这些日常压力事件中获得适应性发展(李彩娜等，2017)，有助于调节情绪，缓解应激(刘贤臣等，1997)。个体在应对压力和困难时采取的应对方式对其心理健康和主观幸福感具有重大的作用(Chen, 2016; Shi, 2019)。
情绪调节自我效能感(emotional self-efficacy)属于自我效能感的一般范畴，它对个体的身心健康和主观幸福感产生影响(汤冬玲等，2010)，它在一定程度上能缓和情绪的紧张性和维护自我调节机制，有助于调控情绪的冲动性，促进心理健康(Bandura et al., 2003; Garnefski et al., 2004)。根据李淑芳等人的研究发现，父母教养方式中的积极因素，如支持性、鼓励性和正向交流，能够有效培养和提升个体的情绪调节自我效能感(李淑芳，刘慧瀛，2014)。在情绪调节自我效能感的推动下，个体倾向于采用有效的情绪调节策略(如认知重评)，以妥善处理遇到的情绪事件，尤其是负性情绪事件(田学英，2012)。情绪调节自我效能感较强的人在面临问题或压力时，往往会选择积极主动的应对方式。他们倾向于主动解决问题，或寻求他人协助，以期尽快摆脱负面情绪的困扰。相反，情绪调节自我效能感较低的个体更容易选择逃避等消极的应对策略(张田，2018)。此外，窦凯等人的研究还发现，在个体进入成年阶段之前，他们对于调节消极情绪的自我效能感发展并不完善，可能是因为这一阶段的个体尚未完全掌握有效的情绪调节方法(窦凯等，2013)。基于上述，本研究假设情绪调节自我效能感在父母教养方式和应对方式的关系间起中介作用。
情绪智力(emotional intelligence)是指个体感知与管理自我与他人情绪，并运用情绪促进思维过程的能力。这种能力在个人心理健康和学业成绩方面发挥着重要作用(张建荣等，2008；周晶等，2017)。大量研究表明，父母的教养方式是决定子女情绪智力水平的关键因素。子女感受到父母的关爱和支持越多，他们就越不易出现情绪失调问题(甘小荣等，2017；Tani et al., 2018)。拥有较高情绪智力的个体通常更善于选择恰当的应对方式，从而更有可能实现自己的目标(王叶飞，谢光荣，2016；张秋艳等，2004)。此外，研究结果表明，个人的情绪调节自我效能感也是预测情绪智力水平的重要指标(季美含，2019)。基于上述，本研究假设情绪智力在父母教养方式和应对方式的关系间起中介作用。
综上所述，此前学者从不同方面探究了中学生的应对方式，尚无综合相关因素的整体研究。因此本研究拟探讨父母教养方式对中学生应对方式的影响，以及情绪调节自我效能感和情绪智力的链式中介作用，以深入揭示应对方式的影响因素，同时为中学生应对方式的改善提供理论依据和切实建议，以提高中学生的心理健康水平。
2. 对象与方法
2.1. 对象
本研究采用整群抽样法，选取广东省佛山市某中学，在高一高二年级以班级为单位发放450份问卷，回收有效问卷427份，问卷的有效率为94.9%。男生191人(44.7%)，女生236人(55.3%)，高一262人(61.4%)，高二165人(38.6%)，家庭类型为农村户口219人(51.3%)，城市户口208人(48.7%)。
2.2. 工具
2.2.1. 简式父母教养方式问卷
简式父母教养方式问卷(s-EMBU-C)，采用蒋奖等编制的问卷。该问卷一共42个题目，分为父亲部分和母亲部分，每部分21题，采用Likert 4点评分。各三个维度：情感温暖、拒绝和过度保护。其中情感温暖可以视为为积极教养方式，拒绝和过度保护可以视为为消极教养方式(彭自芳等，2020)。本研究中父母积极教养方式部分的α系数为0.90，父母拒绝部分的α系数为0.89，父母过度保护部分的α系数为0.79，父母消极教养方式部分的α系数为0.89。量表总内部一致性系数为0.83。
2.2.2. 情绪调节自我效能感量表
情绪调节自我效能感量表(Perceived Self-efficacy)，采用窦凯对Caprara等制定的《情绪调节自我效能感量表》进行修订的版本，采用Likert 5点评分，修订后的量表共由17个题目组成。分数越高代表情绪调节自我效能感越强，本研究中整个量表的α系数为0.83。
2.2.3. 情绪智力量表
情绪智力量表(EIS)，采用王才康等修订的Salovey和Mayer等编制的情绪智力量表。采用Likert 5点计分，一共33道题目，其中3个题目为反向计分。分数越高代表情绪智力能力越高，本研究中该量表的α系数为0.84。
2.2.4. 中学生应对方式量表
中学生应对方式量表(CSSMSS)，采用黄希庭等人编制的中学生应对方式量表，其中涉及中学生面对日常生活中的挫折和烦恼时所采取的各种应对方式。共有30个条目，采用Likert 5点计分方法。量表包括问题解决、求助、退避、发泄、幻想和忍耐6个分量表。其中问题解决和求助属于积极应对方式的范畴，退避、发泄、幻想和忍耐则属于消极应对方式的范畴。本研究中积极应对方式部分的α系数为0.87，消极应对方式部分α系数为0.86，量表总内部一致性系数α为0.83。
2.3. 数据处理
本研究使用SPSS26.0对数据进行描述性分析、相关分析和回归分析，使用Hayes开发的PROCESS v3.5程序并选择其模型6进行中介模型检验，使用偏差校对非参数百分位Boot-strap法对中介效应的显著性水平进行检验。
2.4. 共同方法偏差
本研究检验共同方法偏差采用了Harman单因素检验方法。结果表明，其特征值大于1的公因子有33个，其中第一个公因子只解释了方差13.590%的变异，该值小40%，因此本研究中共同方法偏差不显著。
3. 结果
3.1. 描述性统计和各变量间的相关分析
如图表1所示，父母积极教养、情绪调节自我效能感、情绪智力和积极应对方式两两之间均呈显著正相关(r = 0.33, 0.37, 0.39, 0.56, 0.43, 0.47; p < 0.01)，父母消极教养、情绪调节自我效能感和情绪智力之间呈显著负相关(r = −0.26, −0.20; p < 0.01)，父母消极教养和消极应对方式之间呈显著正相关(r = 0.18; p < 0.01)。因为情绪调节自我效能感和消极应对方式之间不呈显著关系，所以不将情绪调节自我效能感和情绪智力在父母消极教养与消极应对关系间的中介作用进行分析。
Table 1. Correlation analysis results of each variable
表1. 各变量相关分析结果
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
1父母积极教养 |
5.18 |
1.10 |
1 |
|
|
|
|
|
2父母消极教养 |
3.65 |
0.79 |
−0.23** |
1 |
|
|
|
|
3情绪调节自我效能感 |
3.45 |
0.51 |
0.33** |
−0.26** |
1 |
|
|
|
4情绪智力 |
3.69 |
0.40 |
0.37** |
−0.20** |
0.56** |
1 |
|
|
5积极应对方式 |
2.97 |
0.63 |
0.39** |
−0.11* |
0.43** |
0.47** |
1 |
|
6消极应对方式 |
2.86 |
0.53 |
0.08 |
0.18** |
0.03 |
0.15** |
0.30** |
1 |
*在0.05级别(双尾)，相关性显著。**在0.01级别(双尾)，相关性显著。
3.2. 中介效应检验
如表2所示，使用Hayes编制的SPSS宏程序Process进行中介效应分析，在控制性别、家庭来源地、家庭类型的条件下，分析情绪调节自我效能感和情绪智力在父母积极教养方式与积极应对方式关系间的中介作用。回归分析显示，父母积极教养对情绪调节自我效能感(β = 0.328, p < 0.01)和情绪智力(β = 0.210, p < 0.01)具有直接正向预测作用；情绪调节自我效能感对情绪智力(β = 0.497, p < 0.01)具有直接正向预测作用；当父母积极教养、情绪调节自我效能感和情绪智力同时预测积极应对方式时，父母积极教养、情绪调节自我效能感和情绪智力对积极应对方式有显著正向预测作用(β = 0.214, p < 0.01; β = 0.204, p < 0.01; β = 0.273, p < 0.01)。
Table 2. Regression analysis between variables
表2. 变量间的回归分析
回归方程 |
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R方 |
F |
β |
t |
情绪调节自我效能感 |
性别 |
0.340 |
0.116 |
13.838 |
−0.090 |
−1.953 |
|
家庭来源地 |
|
|
|
−0.010 |
−0.213 |
|
是否单亲家庭 |
|
|
|
−0.011 |
−0.248 |
|
父母积极教养 |
|
|
|
0.328 |
7.139** |
情绪智力 |
性别 |
0.600 |
0.361 |
47.474 |
0.043 |
1.095 |
|
家庭来源地 |
|
|
|
0.050 |
1.267 |
|
是否单亲家庭 |
|
|
|
−0.009 |
−0.223 |
|
父母积极教养 |
|
|
|
0.210 |
5.057** |
|
情绪调节自我效能感 |
|
|
|
0.497 |
11.995** |
积极应对方式 |
性别 |
0.547 |
0.299 |
29.926 |
−0.005 |
−0.111 |
|
家庭来源地 |
|
|
|
−0.001 |
−0.032 |
|
是否单亲家庭 |
|
|
|
0.028 |
0.682 |
|
父母积极教养 |
|
|
|
0.214 |
4.79** |
|
情绪调节自我效能感 |
|
|
|
0.204 |
4.06** |
|
情绪智力 |
|
|
|
0.273 |
5.347** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
如表3所示，采用偏差校对非参数百分位Bootstrap法对中介效应进行进一步检验，结果表明，情绪调节自我效能感和情绪智力的中介作用显著，中介效应值为0.0973。具体来看，中介效应通过三条中介链产生：第一，父母积极应对方式→情绪调节自我效能感→积极应对方式组成的间接效应1 (0.0387)，Bootstrap 95%置信区间不包含0，说明情绪调节自我效能感的中介作用显著；第二，由父母积极应对方式→情绪智力→积极应对方式组成的间接效应2 (0.0330)，Bootstrap 95%置信区间不包含0，说明情绪智力的中介作用显著；第三，由父母积极应对方式→情绪调节自我效能感→情绪智力→积极应对方式组成的间接效应3 (0.0257)，Bootstrap 95%置信区间不包含0，说明情绪调节自我效能感与情绪智力在父母积极教养方式与积极应对方式间的链式中介作用显著。父母积极教养方式作用于积极应对方式的具体路径如图1所示。
Table 3. The mediating effect of emotional regulation self-efficacy and emotional intelligence on the relationship between parents' positive parenting style and positive coping style
表3. 情绪调节自我效能感和情绪智力在父母积极教养方式与积极应对方式关系间的中介效应
|
效应值 |
Boot标准误 |
BootLLCI |
BootULCI |
相对中介效应 |
TOTAL |
0.0974 |
0.0152 |
0.0685 |
0.1279 |
44.1% |
Ind1 |
0.0387 |
0.0112 |
0.0178 |
0.0622 |
17.5% |
Ind2 |
0.0330 |
0.0092 |
0.0164 |
0.0522 |
14.9% |
Ind3 |
0.0257 |
0.0067 |
0.0138 |
0.4000 |
11.6% |
注：**p < 0.01。
Figure 1. Chain mediation action diagram
图1. 链式中介作用图
4. 讨论
本研究表明父母积极教养、情绪调节自我效能感、情绪智力和高中生积极应对方式两两之间均呈显著正相关，父母消极教养、情绪调节自我效能感与情绪智力之间均呈显著负相关，父母消极教养和高中生消极应对方式之间呈显著正相关，结果说明父母积极教养在高中生情绪调节自我效能感、情绪智力方面具有积极作用，同时父母积极教养对培养高中生积极应对方式亦具有积极作用。
以往多项研究揭示了应对方式选择、父母教养方式和情绪调节自我效能感之间的关系，并在这一领域取得了一些进展。以往研究发现父母教养方式对个体的应对方式产生显著影响，不同的父母教养方式也许会导致子女个体有截然不同的应为行为(Bhattacharyya & Pradhan, 2015)。父母情感温暖会提高子女的情绪调节自我效能感，并提高初中生问题指向的应对方式(郑红，2023)。反之父母对中学生使用惩罚、粗暴之类教养方式，会导致子女产生消极的社会适应(耿影慧等，2023)。Benfer等人的研究显示情绪调节自我效能感可以直接影响心理结果(Benfer et al., 2018)，可以缓解压力、提高人际关系质量和主观幸福感，同时也能对亲社会行为和抑郁等方面起到重要的调节作用(Caprara et al., 2006; Bandura, Barbaranelli, Caprara et al., 2001; Bandura et al., 1999; Bandura, Caprara, Barbaranelli et al., 2001)。也有研究结果表明，情绪调节自我效能感会对情绪智力和应对方式产生积极的预测作用(张田，2018；季美含，2019)，这表明情绪调节自我效能感与情绪智力对于人应对方式的影响作用。
本研究进一步的结果表明，父母积极教养不仅对高中生积极应对方式有直接正向预测作用，而且还能通过三条路径的间接作用影响高中生积极应对方式：通过情绪调节自我效能感的独立中介作用，通过情绪智力的独立中介作用，以及通过情绪调节自我效能感和情绪智力的链式中介作用。情绪调节自我效能感在父母教养方式与高中生积极应对方式之间起着独立的中介作用，揭示了积极的父母教养方式可以提高高中生的情绪调节自我效能感，即他们相信自己有能力有效地调节情绪。这种信念使得高中生更有信心面对挑战和压力，采取积极的应对方式，而不是被情绪所左右。此外，情绪智力在父母教养方式和高中生积极应对方式之间发挥着独立的中介作用。它揭示了积极的父母教养方式有助于培养高中生的情绪智力，即他们能够理解和有效地管理自己的情绪。这种情绪智力使得高中生能够更好地应对学业压力和负面情绪，采取更合适的情绪调节策略，从而更容易展现积极的应对方式。情绪调节自我效能感与情绪智力在父母积极教养与高中生积极应对方式关系间的链式中介作用，揭示了情绪调节自我效能感可以正向预测情绪智力的水平，对自己调节情绪的信心越强就越可能培养自己使用情绪来促进思维的能力及增加使用积极的应对方式去解决问题的可能性。研究结果具体阐明了家庭教养方式中父母积极教养对高中生积极应对方式是如何产生影响的内部作用机制，即父母积极教养会影响高中生情绪调节能力和情绪智力，使高中生在面对问题时更倾向于以积极的方式解决问题。
通过研究高中生应对能力的培养和提升，我们可以探索有效的心理干预策略，帮助他们应对学业压力和负面情绪。父母在教养方式上可以做出相应的调整，在养育时做到耐心指导，陪伴，解释，提供支持，以创造一个积极支持和鼓励的家庭环境，与子女建立良好的沟通和信任关系，这对子女的情绪调节自我效能感和情绪智力具有积极影响作用，也有助于培养子女积极的应对问题方式。在教育工作中，我们要引导学生通过学习和努力来获取成功，遇到挫折时不只看重结果，更应该重视努力过程从而让学生相信自己有能力完成好事情，以此增强他们调节情绪的自信能力。另外，不同的归因方式会影响自我评价，所以教师应该帮助初中生采取内在可控的归因方式，这有助于他们更理性的回顾事件，做出合适的心理和行为上的调整，不因失败而失去信心，从而提高情绪调节的自我效能感。这不仅有助于改善他们的心理健康状况，还有助于提高他们的学业成绩和促进他们全面的个人发展，有着重要的现实意义。
基金项目
广东医科大学2023年大学生创新创业训练计划项目GDMU2023179 (校级)；广东医科大学2023年人文与管理学院本科生科研项目RW2023023。
NOTES
*通讯作者。