根据父母教养方式简明量表的使用方式，最终可以得到六个维度的得分：父亲严厉，母亲严厉，父亲温暖，母亲温暖，父亲过度保护，母亲过度保护。下文将根据不同的人口学变量，逐个分析对父母教养方式这六个维度分值的影响。

以年级为自变量，分别对六个维度的父母教养方式分数进行单因素方差分析。结果显示，除了父亲严厉（F=6.24,p=0.002），其它五个维度分值均不受年级影响。初一学生的父亲严厉分数显著高于初二（p=0.047）和初三学生(p<0.001),初二与初三的分值差别不显著。

以孩子的性别为自变量，分别对六个维度的父母教养方式分数进行独立样本t检验。结果显示，除了母亲过度保护，其它五个维度的分值都显著受到性别的影响，包括：父亲严厉（t=8.79,p<0.001）,母亲严厉（t=4.94,p<0.001）,父亲温暖（t=-4.52,p<0.001），母亲温暖（t=-5.24,p<0.001），父亲过度保护（t=3.35,p=0.001）。

综合起来看，父亲和母亲都对男孩更加严厉，对女孩更加温暖，父亲对男孩更过度保护，母亲的过度保护分数不受性别影响。

以孩子是否为独生子女为自变量，分别对六个维度的父母教养方式分数进行独立样本t检验，结果未发现任何显著差异，除了在母亲温暖这一维度上达到边缘显著的差异，独生子女的分数略高于非独生子女（t=1.91,p=0.057）。

以家庭户口（城市或乡镇）为自变量，分别对六个维度的父母教养方式分数进行独立样本t检验。结果显示，在父亲温暖和母亲温暖这两个维度的分值存在城乡差异。城市户口的初中生在父亲温暖（t=3.46，p=0.01）和母亲温暖得分(t=2.89,p=0.004)上均显著高于乡镇户口的。

以家庭年收入为自变量，分别对六个维度的父母教养方式分数进行单因素方差分析。结果显示，五个维度得分受家庭年收入影响非常显著：父亲严厉（F=9.02,p<0.001）,母亲严厉（F=8.41,p<0.001）,父亲温暖（F=6.38,p<0.001),母亲温暖（F=6.81,p<0.001），父亲过度保护（F=3.11,p=0.003）。母亲过度保护维度上也达到显著水平：F=2.28,p=0.026。

以父母受教育水平为自变量，分别对六个维度的父母教养方式得分进行单因素方差分析，结果发现五个维度受父母教育水平影响非常显著：父亲严厉（F=12.74,p<0.001），母亲严厉（F=11.90，p<0.001），父亲温暖（F=17.14,p<0.001），母亲温暖（F=21.86,p<0.001），父亲过度保护（F=4.00,p=0.003）。只有母亲过度保护这一维度上不受父母教育水平影响(p=0.33)。

父母和子女

与上文类似，由于各婚姻状态的样本量差异过大，因次采用非参数检验（独立样本Kruskal-Wallis检验）。

结果显示，母亲严厉分受婚姻状态影响显著，p=0.038；父亲温暖分受婚姻状态影响非常显著，p=0.001。父母教养方式的其它维度得分不受父母婚姻状态影响。

为了探究一般自我效能感（G分数）与父母教养方式各维度之间的关系，分别做了六次Kendall's tau-b相关（非参数检验），结果显示六个维度得分与G分数均相关显著。具体相关系数及显著性指标p值参见表3。

同样的，为了探究学业自我效能感（S分数）与父母教养方式各维度之间的关系，分别做了六次Kendall's tau-b相关（非参数检验），结果显示六个维度得分与S分数均相关显著。具体相关系数及显著性指标p值参见表4。

同样的，为了探究调节自我效能感（A分数）与父母教养方式各维度之间的关系，分别做了六次Kendall's tau-b相关（非参数检验），结果显示五个维度得分与A分数相关显著，只有母亲过度保护分数与A分数相关不显著。具体相关系数及显著性指标p值参见表5。

将G分数作为因变量，将父母教养方式各因子以及其它对G分数有影响的人口学变量作为自变量。采用逐步回归法筛选一般自我效能感影响因素，筛选标准a=0.05.最终进入方程的变量有：母亲温暖、父亲温暖、父亲过度保护、性格、父母受教育水平和家庭年收入六个变量。具体参见表6。

将S分数作为因变量，将父母教养方式各因子以及其它对S分数有影响的人口学变量作为自变量。采用逐步回归法筛选学业自我效能感影响因素，筛选标准a=0.05。最终进入方程的变量有：母亲温暖、父亲温暖、父亲过度保护、性格、父母受教育水平和家庭年收入和家庭户口七个变量。具体参见表7。

将A分数作为因变量，将父母教养方式各因子以及其它对A分数有影响的人口学变量作为自变量。采用逐步回归法筛选调节自我效能感影响因素，筛选标准a=0.05。最终进入方程的变量有：母亲温暖、父亲温暖、性格、父母受教育水平和遭受校园欺凌频次五个变量。具体参见表8。

从结果部分可以看出，初中生的一般自我效能感（G分数）受到年级、独生子女、家庭户口、家庭年收入、父母受教育水平的影响。学业自我效能感（S分数）受到独生子女、家庭户口、家庭年收入、父母受教育水平的影响。调节自我效能感（A分数）受到年级、性别、家庭户口、家庭年收入、父母受教育水平和父母婚姻状况的影响。

所以总结起来，家庭户口、家庭年收入和父母受教育水平是最稳定的影响初中生自我效能高的三大因素：家庭户口为城市户口的比乡镇户口的自我效能感更高。

自我效能感随着父母受教育水平的升高而提高，但也不是越高越好，父母学历为本科和研究生的孩子，G分数并没有显著差异。

自我效能感随着家庭年收入的上升而增高，但并非越高越好，转折点出现在12万左右：收入低于12万家庭，孩子的自我效能感显著低于12万以上家庭的，并且分数随着收入的增加而增加；高于12万的几个收入水平之间，孩子的自我效能感平均分数没有显著差异。

从结果部分来看，影响父母教养方式的人口学因素包括：年级、性别、家庭户口、家庭年收入、父母受教育水平、父母婚姻状况。但对六个维度影响的结果略有不同，其中母亲过度保护这一维度的得分是非常稳定的，基本不受以上各个因素的影响。而父亲温暖和母亲温暖、父亲过度保护这三个维度的分数受人口学因素影响显著:孩子性别、家庭户口、父母受教育水平和家庭年收入都会影响这三个维度的分数。

从相关分析结果来看，初中生自我效能感和父母教养方式之间的相关非常显著。总体上的趋势为：父母亲的严厉程度越高，孩子的自我效能感越低；父母亲的温暖程度越高，孩子的自我效能感越高，该结果与前人研究结果一致。

有趣的是，在一般和学业自我效能感得分上，父亲过度保护这一维度也有显著影响：父亲的过度保护得分越高，孩子的G分数和S分数越高；而母亲的过度保护并没有显著影响。这也从侧面说明了父亲在初中生成长过程的重要性更大。从我们的研究结果可知，在各种背景的家庭中母亲的角色是稳定的，其过度保护这一维度的分数不受年级、性别、家庭户口、父母受教育水平、家庭收入、父母婚姻状况等一系列因素的影响。相反，父亲过度保护得分是比较敏感的一个变量，会同时受到孩子性别、父母受教育水平和家庭年收入的影响。因此，一个家庭中父亲对孩子关怀和教育的介入程度，直接影响了孩子的自我效能感。

从以上结果和讨论分析可知，一般自我效能感与自身性格、父母受教育水平、年收入和教养方式有关。由于前面几个因素是比较稳定的或者短期内无法改变的，因此要提高中学生的自我效能感，需要首先从家庭教养方式上做出改变。一般自我效能感和学业自我效能感得分都非常显著地受到父母的温暖程度和父亲过度保护的影响。当前中国社会为什么留守儿童相关的问题特别突出？其主要原因就是孩子得不到父母足够的温暖和关怀。本次调查的对象均为初中学生，处于青春期早期，情绪变化剧烈，内心体验丰富，亲子关系对于他们来说是非常重要的。

本次调查另一个重要的启示就是，初中生的调节自我效能感还会受到遭受校园欺凌次数的影响：遭遇校园欺凌次数能够正向预测调节自我效能感的分数。这表明遭遇校园欺凌对于初中生的情绪和行为调节能力上具有很大的影响。学校应该积极关注那些受到校园欺凌的个体，如果在短期内出现抑郁、厌学等情绪的要首先调查是否遭遇校园欺凌。

本次研究以问卷调查的实证方法出发，分析了初中生一般、学业和调节自我效能感的各种影响因素。重点分析了父母教养方式对自我效能感的影响，结果显示父母温暖程度越高，初中生的自我效能感越高。此外，父母受教育程度和家庭收入也正向预测了初中生一般和学业自我效能感的分数。初中生自身的性格也有显著影响，外向性格比内向性格的自我效能感分数更高。另外，遭遇校园欺凌次数也能负向预测初中生调节自我效能感得分。本次调查的结果为教育实践活动提供了一定指导依据。

(全文完)

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 图片：网络  

编辑：XSZ