人格与大学新生学校适应:自我效能感的中介作用

吴文峰，包文婷

(湖南科技大学教育学院，湖南湘潭411201)

人格与大学新生学校适应:自我效能感的中介作用

吴文峰，包文婷

(湖南科技大学教育学院，湖南湘潭411201)

为探讨大学新生人格、自我效能感与学校适应的关系，应用艾森克人格问卷简式量表、一般自我效能感量表和中国大学生适应量表对256名大学新生进行测评。结果发现:(1)学校适应与自我效能感和内外向存在显著的正相关，与神经质存在显著的负相关(p值均＜0．001);(2)自我效能感和内外向对学校适应具有极其显著的正向预测作用，神经质对学校适应具有极其显著的负向预测作用(p值均＜0．001);(3)自我效能感在内外向、神经质和学校适应之间的部分中介效应显著(p值均＜0．001)，中介效应与总效应之比为0．3000和0．2758。研究表明，自我效能感在人格和学校适应的关系中具有中介效应。

人格特征;自我效能感;学校适应

关于学校适应这个广义而多维的概念，目前还没有形成一个统一、准确的定义，但是大多数研究者都倾向于认同“学校适应是一种学生和学校环境、学校活动互动的状态”这个观点。如Birch(1989)提出:“学校适应不仅指学生的学校表现，而且包括学生对学校的情感和态度及其参与学校活动的程度。”［1］关于大学生学校适应的相关因素研究主要集中在家庭动力、同伴支持、学校支持、社会支持等外部原因，对于个性特点、认知方式、应对方式及归因方式等内部原因的研究还比较薄弱。

人格是人们在压力面前最为稳定的一种心理资源，自我效能感是“个体在执行某一行为操作之前对自己能够在什么水平上完成该行为所具有的信念、判断或主体自我感受，是一种宽泛的与自我相关的能力信念”［2－3］。已有的关于人格、自我效能感和学校适应的研究取得了一定成果:有研究发现，“人格因素与大学生学校适应存在着密切的关系”［4－5］，“自我效能感与学校适应存在显著的正相关”［6－7］，“自我效能感与内外向呈显著的正相关，与神经质呈显著的负相关”［8］。但以往的研究仅限于变量间的两两相关，在揭示学生的学校适应问题上存在一定局限性。本研究通过引入中介效应的概念，以期清晰地来探讨人格、自我效能感和学校适应的关系。

一 对象与方法

(一)研究对象

采用随机抽样的方法，调查了湖南湘潭的268名大学新生，回收问卷260份，回收率为97%。经过筛选和统计整理，保留有效问卷256份，有效率为98%。其中男生62名，占 24．22%，女生 194 名，占 75．78%。

(二)研究工具

1．艾森克人格问卷简式量表

该量表由钱铭怡等修订，共计48个项目，包括四个分量表，即精神质量表(P)、内外向量表(E)、情绪稳定性量表(N)和效度量表(L)［9］。考虑到本研究被试都是大学生，选取E、N两个分量表进行研究。量表采取是非题的形式，被试者只要回答“是”或“不是”。本次测试中E、N量表的内部一致性系数为 0．789、0．819，分半信度为 0．787、0．800。

2．一般自我效能感量表

该量表由 Schwarzer等人编制，中译本由 Zhang和Schwarzer等人修订完成，共10个项目［10］。量表采用四点评分:完全不正确(1)，有点正确(2)，多数正确(3)，完全正确(4)。本次测试中量表的内部一致性系数为0．853，分半信度为 0．799。

3．中国大学生适应量表

该量表由方晓义等2004年编制，共有60个项目［11］。量表分为人际关系适应、学习适应、校园生活适应、择业适应、情绪适应、自我适应和满意度7个维度。采用五点评分，不同意(1)到同意(5)。反向计分题重新编码，总分越高，说明适应状况越好。本研究中量表的总体内部一致性系数为 0．927，分半信度为 0．909。

(三)数据处理

使用SPSS15．0进行统计分析。

二结果

(一)人格、自我效能感与大学新生学校适应的相关

大学新生学校适应与自我效能感和内外向存在显著的正相关 (r=0．62、0．56，p ＜ 0．001)，与神经质存在显著的负相关(r=－0．55，p＜0．001)。自我效能感与内外向呈显著正相关(r=－0．36，p＜0．001)，与神经质呈显著负相关(r= － 0．29，p ＜ 0．001)。

(二)人格和自我效能感对大学新生学校适应的预测

以大学新生的学校适应为因变量，自我效能感、人格作为自变量，采用Stepwise法，进行多元线性回归分析。结果显示，回归模型中，F值为124．200，各自变量的容忍度T＞0．1，VIF＜10，表明所引用的自变量不存在严重的共线性问题，可以考察其对因变量的预测作用。从表1结果可见，自我效能感、神经质和内外向都进入回归方程，其中自我效能感和内外向的标准回归系数β为正数，P＜0．001，表明自我效能感和内外向对学校适应具有极其显著的正向预测作用，神经质的标准回归系数β为负数，P＜0．001，表明神经质对学校适应具有极其显著的负向预测作用。三个预测变量的多元相关系数为0．772，联合解释变异量为59.7%，其中自我效能感最具预测力，其单独解释量为38.2%。

表1 人格、自我效能感对大学新生学校适应的回归分析

(三)自我效能感的中介效应

建立假设:自我效能感在人格和学校适应的关系之间具有中介作用。为了检验自我效能感的中介效应，首先对各变量得分进行中心化处理，即各变量得分减去其均值，然后按照温忠麟等人［12－13］建议的方法应用线性回归分析对中介效应进行检验，结果见表2。结果显示:(1)以学校适应为因变量，内外向和神经质为自变量，回归系数具有显著性(p＜0．001);(2)以自我效能感为因变量，内外向和神经质为自变量，回归系数具有显著性(p＜0．001);(3)以学校适应为因变量，内外向、神经质和自我效能感为自变量，内外向、神经质和自我效能感的回归系数均具有显著性(p＜0．001)。当在因变量学校适应和自变量内外向、神经质之间加入中介变量自我效能感之后，学校适应和内外向、神经质之间的回归系数明显降低，因此，自我效能感在内外向和学校适应之间的部分中介效应显著，中介效应与总效应之比为［B2内外向B3自我效能/(B3内外向+ B2内外向B3自我效能)］=0．3000，直接效应与总效应之比为 1 －0．3000=0．7000，即内外向对学校适应的效应中，有70．00%是直接效应，另外30．00%是通过中介变量自我效能感的间接效应起作用的。自我效能感在神经质和学校适应之间的部分中介效应显著，中介效应和总效应之比为［B2神经质B3自我效能/(B3神经质+B2神经质B3自我效能)］=0．7242，直接效应与总效应之比为1－0．7242=0．2758，即神经质对学校适应的效应中，有72．42%是直接效应，另外27．58%是通过中介变量自我效能感的间接效应起作用的。

表2 自我效能感在人格对大学新生学校适应影响中的中介效应

三 讨论

本研究相关分析发现，内外向与大学新生学校适应呈显著正相关，神经质与大学新生学校适应呈显著负相关。进一步对大学新生学校适应的多元回归分析也发现，大学新生的内外向对其学校适应具有显著的正向预测作用，神经质对其学校适应具有显著的负向预测作用。这与王瑞、于晓波等的研究结论存在共同点［4－5］。这可能表明，具有外向、稳定人格特征的大学新生其学校适应状况良好，而具有内向、不稳定人格特征的大学新生其学校适应状况较差。

本研究相关分析发现，一般自我效能感与大学新生学校适应呈显著正相关，进一步的回归分析显示，大学新生的自我效能感对其学校适应具有显著的正向预测作用。这与黄文峰、顾红霞等的研究结论较为一致［6－7］。这表明大学新生自我效能感与学校适应有着密切的关系，高自我效能感的学生其学校适应性水平较高，而低自我效能感的学生其学校适应性水平较低。原因可能是“自我效能感可以在一定程度上缓解压力事件对个体造成的负面影响，并且一般自我效能感作为自信心的重要指标，能够提高大学新生的适应能力”［14］。

对自我效能感中介效应的检验说明自我效能感在人格与学校适应的关系中处于部分中介变量的地位。内外向对学校适应的效应中有70．00%是直接效应，而另外30.00%是通过中介变量自我效能感的间接效应起作用的，神经质对学校适应的效应中有72．42%是直接效应，而另外27．58%是通过中介变量自我效能感的间接效应起作用的。由此推论人格特征可能由自我效能感间接影响大学新生的学校适应，即人格特征首先可能会影响大学新生的自我效能感，外向、稳定的人格特征能够提高大学新生对自己能力的主观判断和评价，增加他们解决问题的信心，提高其自我效能感，进而促进大学新生的学校适应;内向、不稳定人格特征能够降低大学新生对自己能力的主观判断和评价，减少他们解决问题的信心，降低其自我效能感，从而导致大学新生适应不良。可见，自我效能感在人格和学校适应之间起重要作用，教育工作者在实际工作中可以通过提高大学新生的自我效能感来改善其学校适应的能力。

［1］Birch S H，Ladd G W．The Teacher－child Relationship and Children’s Early School Adjustment［J］．Journal of School Psychology，1997，35(1):61－79．

［2］Bandura A．Self－efficacy:The exercise of control［M］．New York，Worth Publishers，1997．

［3］Jr Lightsey OR，Burke M，Ervin A，eta1．Generalized self－ efficacy，self－ esteem，and negative affect［J］．Canadian Journal of Behavioural Science，2006，38(1):72－80．

［4］王 瑞，吴少怡，刘言训．中国大学生人格量表与心理适应量表对6913例新生的测试分析［J］．山东大学学报(医学版)，2009，47(11):132 －137．

［5］于晓波．大学新生适应性与人格的研究［J］．中国健康心理学杂志，2007，15(5):415 －417．

［6］黄文峰，徐富明．大学生学习适应性与一般自我效能感、社会支持的关系［J］．中国临床心理学杂志，2004(4):369－370．

［7］顾红霞．五年制高职生的入学适应与一般自我效能感、社会支持的关系［J］．卫生职业教育，2008，26(24):86－87．

［8］邹 兵，谢杏利．医学大学生一般自我效能感与人际信任、人格的关系［J］．中国社会医学杂志，2008，25(2):106－108．

［9］钱铭怡，武国城，朱荣春．艾森克人格问卷简式量表中国版(EPQ －RSC)的修订［J］．心理学报，2000，32(3):317－323．

［10］汪向东，王希林，马 弘．心理卫生评定量表手册［M］．北京:中国心理卫生杂志社出版，1999．

［11］方晓义，沃建中，蔺秀云．《中国大学生适应量表》的编制［J］．心理与行为研究，2005，3(2):95 －101．

［12］温忠麟，侯杰泰，张 雷．调节效应与中介效应的比较和应用［J］．心理学报，2005，37(2):268 －274．

［13］陈 冲，许林勇．自我效能感在应激和抑郁之间的中介效应和调节效应分析［J］．中国卫生统计，2010，27(4):372－374．

［14］Kruger LJ．Social support and self－ efficacy in problem solving among teacher assistance teams and school staff［J］．The Journal of Educational Research，1997，90(3):164－166．

G44

A

1674－5884(2012)02－0028－03

2011－12－18

湖南科技大学研究生创新基金资助项目(S100153)

吴文峰(1968－)，男，四川眉山人，博士，副教授，硕士研究生导师，主要从事心理评估研究。

(责任编校 游星雅)