《学业归因方式为中介变量的父母教养方式对学业自我效能感的影响实证研究》11000字（论文）

-PAGEIII-学业归因方式为中介变量的父母教养方式对学业自我效能感的影响实证研究目录TOC\o"1-2"\h\u22815摘要 1287071前言 2181281.1文献综述 2284291.2问题提出 4131112方法 5110122.1研究思路 5179022.2研究内容 5165552.3研究假设 6140052.4研究工具 619883结果 923673.1研究对象 9154333.2结果分析 12318474讨论 20290024.1变量特点及人口学差异 21286974.2变量间相关性及回归分析 2191434.3变量间中介效应分析 21244325结论 21134375.1研究结论 21145535.2研究的局限性 22摘要当前素质教育体制背景之下，学业成绩长期被视为学生学习衡量的重要指标。小学生、中学生的学业成绩在他们下一步升学的选择中起着至关重要的的作用，而大学生的学业成绩（或GPA）也往往决定他们下一步能读什么样的研究生以及找到什么样的工作。针对学业成绩方面的分析与研究，同时在教育心理学领域也是非常重要的研究课题。基于以往的分析和讨论，除了归因风格、学业自我效能感等内部因素外，父母教养方式等外部因素也会影响学业成绩，本研究旨在揭示父母教养方式与学业成绩之间的互动机制，大学生学业风格与自我效能。本文以133名S大学学生为研究对象，探讨了不同学业成绩与自我效能感的关系，结果表明：（1）在人口统计学变量的某些维度上存在显著差异，如学生的质量或出身。（2）大学生三个变量之间的大部分维度存在着显著相关性并且能够求出一般性的线性回归方程：学业自我效能感=0.421*求成归因+0.243*避败归因+0.195*专制型父母教养方式+0.176*情感温暖型父母教养方式。（3）当学业自我效能感为因变量时，父母风格和学业归因风格分别为自变量和中间变量，结果表明存在部分中介效应。关键词：大学生；父母教养方式；求成归因；避败归因；学业自我效能感1前言文献综述百年前，我们的前辈就教导我们少年才是祖国的未来。现如今，培养高素质人才是我国实现伟大复兴心的必经之路。教学的重心也正在由以前的重视“教”向现在的重视“学”进行转变。在这一转变过程中，探索成功教育的心理机制是教育心理学家必须要做的事情。如何开展有效的学习，在时下教育心理学当中也是重要的研究课题。在前人的研究中，影响学生个人学业成绩的因素有很多，从大类上来说可以分为内部因素与外部因素这两种。第一个是学业属性风格和学业自我效能感，第二个是父母教养方式，本研究的目的是探讨人口统计学变量的差异以及三个变量之间的关系：父母教养方式，学业归因风格与学业自我效能感。以下是与影响学业成绩的三个主要因素相对应的介绍。1.1.1父母教养方式教育心理学家和发展心理学家都非常重视父母教养方式的研究，并做了相应的研究，虽然国内外学者对父母教养方式的称呼略有不同，但也有研究者称之为“家庭教养方式”、“教育方式”或“父母教养方式”，但大家对父母教养方式本质的理解基本一致，多数学者认为父母教养子女的方式和方法是父母教养方式，它总结和总结了不同的父母行为和父母的特点，不仅有稳定行为的倾向，而且反映了父母的教育观念和行为，在心理学尚未正式诞生的时代，儿童教育主要受宗教和传统文化的影响，人们对父母的教育方式不太重视，随着以弗洛伊德为代表的精神分析学和以沃森为代表的行为学的出现和传播，人们开始关注父母的教养方式。同时，这一课题的研究也吸引了越来越多的人。父母态度、父母行为和非语言组合是父母风格，具有显著的横截面稳定性（Darlingetal.，1983），鲍姆兰对父母教养方式的研究比较早，鲍姆兰（1971）在分析中提到，民主、专制和宽容是三种主要的父母教养方式，民主家庭的子女通常具有很强的独立性；然而，来自专制家庭的青少年往往缺乏独立性和责任感；20世纪80年代，Maccoby（1983）基于Baumrand的观点进行了深入分析，将前三种类型扩展为民主、专制、作为和疏忽四类。Perris等人（1983）编制了父母教养方式评价问卷EMBU，岳东梅（1993）修订了该量表，第一个量表包括六种类型，第二个量表包括五种类型，该问卷在我国父母教养方式的研究中起到了非常重要的作用。许多研究者利用这一问卷进行了相关研究。1.1.2归因方式70年代，Weiner（1972）首次提出归因理论，解释了学习动机的系统，近年来在国内外教育心理学和发展心理学领域中，归因是研究和关注的重要理论，海德（1973）将归因分为两类，一类是情境归因，另一种是人格归因，第一种是解释行为发生的情境和环境因素，第二种是针对行为发生对当事人人格因素的解释。倾向于个性；韦纳的归因理论不仅总结了海德的观点，也总结了罗斯的观点。Robert（1966）提出了控制源的概念，指出成功归因常被认为是个人承诺，失败归因常被认为是个人过失。韦纳建立了新的三维归因理论，三维是控制源、稳定性和可控性，控制源是个体认为影响其成败的源，稳定性是指个体对影响成败因素的性质是否稳定的认识，可控性是指影响成败因素的性质是由意志决定的个人。1.1.3学业自我效能感班杜拉是自我效能研究中最具代表性的学者之一，班杜拉（1977）首先提出了自我效能理论，他认为如果一个人有能力判断组织和执行某一特定行为，就是自我效能，它体现了对自己在某一任务中的自信，你可以通过自我效能来判断组织和执行某一特定行为自我效能感是个体对自身能力的主观感受，学业自我效能感是指学生对学习任务的信心是以他们是否能够运用自己的能力和能力来衡量的，学业自我效能感反映了学生的主观感受和判断在这方面，班杜拉提出，人们对控制自己学习行为和学习成绩的能力的判断对于自我调节系统非常重要。班杜拉还指出，在活动领域中存在着一些差异，技能和技能要求是不同的，因此一般意义上的自我效能感并不存在。施瓦泽认为，普遍存在自我效能。他和他的同事们还开发了包含10个问题的总体自我效能量表（GSE），GSE量表在世界范围内得到了广泛的应用。中国学者张建新等人合作编写了GSE中文版，王彩康等人对量表进行了信度和效度分析，发现量表的信度和效度都很高。1.1.4三者之间的相关研究关于父母教养方式、归因方式和学业自我效能感的研究相对较少，但国内外研究较多，主要有以下几个方面：（1）关于父母教养方式与学业归因的相关研究：家庭背景会间接影响学生的学习成绩，这类研究由来已久。高尔顿是第一个研究这方面的人。1874年，他研究了父母不同职业对学生教育的影响，科尔曼通过他的研究小组，发表了一份关于60年代教育机会均等的研究报告。很明显，学生的智力和家庭背景是造成学生学业差异的重要原因，李旭等人（2000）强调，孩子不良的归因风格往往与不良的父母风格有关，如果父母缺乏温暖或更排斥孩子，在这方面，岑翠（2005）分析了父母风格与学业归因的关系，发现不同的父母风格对学生的成败影响较大。民主的家长作风更为有利，公平的专制和世俗的类型不利于儿童研究的成功。（2）关于父母教养方式与学业自我效能感的分析与研究：许多学者分析了父母教养方式与学业自我效能感的关系，如岑翠（2005）对学业自我效能感和父母教养方式进行了分析研究，提出学业自我效能感是学生学业成就的主要机制。中学生的学业自我效能感会受到父母风格的强烈影响，父母风格与学业自我效能感之间存在显著的正相关，总体而言，父母风格最积极，对学生学业自我效能感的影响最大。父母教养方式越消极，越不利于学生自我效能感的发展。（3）关于学业自我效能感与学业归因方式的分析与研究：Schunk等人（1984）分析了技能归因与自我效能感的正相关关系；Schunk等人（1986）提出努力归因、实现归因和自我效能感正相关，容易归因和成功工作的自我效能感正相关，但运气与自我效能感呈负相关，成就与努力、能力、自我效能感呈正相关，Paris等人（1990）分析了学生如何适应自我效能感，学习过程中的归因主要受发展因素的影响。周勇等（1994）研究分析了学生学习动机、归因、自我效能感与自我监控学习行为的关系。广元（1991）在中学生分配过程中采用了努力分配与现实分配相结合的方法，经过训练，学生的学习动机水平得到了显著提高。问题提出1.2.1以往研究的不足结合以往学者的研究，我们不难看出，在这些研究其中还有一些方面存在缺失或不足的地方，下面进行详细的说明：（1）关于父母教养方式、归因方式与学业自我效能感这三个变量，大多数研究往往只兼顾了其中两个，而把三个变量放在一起研究的论文相对来说还是比较少的。在当前国内外的研究中均比较重视与学业成绩相关的内部因素（如学业自我效能感、归因方式等）之间的相关研究。反之对于影响学生学业成绩的外部因素（如父母教养方式）往往单独研究。很少有学者把内部因素和外部因素放在一起进行研究。（2）研究对象主要以青少年群体作为对象，尤其是小学生和中学生为主。大学生的学业成绩相比之下往往没有那么重要，但是大学生作为学生团体中的重要角色，也应该得到一定的关注。目前，国内外学者对大学生这方面的研究还不算是很多，本研究一定程度上填补了此处的空白。而且关于父母教养方式、归因方式与学业自我效能的研究多见于定性的分析和描述，有待于进一步的的验证和丰富。1.2.2拟探讨的问题及研究意义本研究的意义主要表现在以下两个方面：（1）对于学生父母的教养方式、养育理念提供一定的指导意义。大学阶段是很多学生步入社会之前的最后一步。在大学校园里，学生们学习专业知识，为将来建设祖国，实现祖国的伟大复兴做好充足的准备。但是学生大多出门在外，远离父母。学生与家庭之间的关系对于学生本人的生涯规划以及学生本身的心理健康问题就起到了重要作用。本研究结果不仅仅为学生家长对自己教养方式进行调整有巨大裨益，而且有助于子女的健康成长。（2）有助于为国内大学教师教育实践的开展，丰富了相关理论。虽然说我国目前对于高素质人才的培养活动进行的如火如荼。但是，大学里的老师与平常中学或者小学里的老师有着些许不同。大学老师在专业知识方面储备量非常丰富，但是教育实践相比之下就显得没那么丰富了。很多老师都是在念完博士之后就到大学里任职，教学经验相比其他中学或者小学老师往往会存在欠缺。一方面搞着科研，一方面又要教书育人。本研究的研究结果可以使大学老师全面了解学生学业自我效能感和学生的学业归因的发展状况，进而可以有效基于大学生特征，对正确教育管理方式、教学方法加以运用，从而推动学生课堂兴趣的不断提高，推动学生学业成绩的不断提升。2方法2.1研究思路本研究在参考国内外研究的基础上，进一步的探讨国内大学生父母教养方式、学业归因方式与学业自我效能感这三者之间的相关关系以及其在人口学变量上的差异性，最后通过回归分析操作，得到一般的线性回归方程。研究对象选择S大学本科大一到大四的在校生，研究运用了网上调查的方法，内容包括学生人口学变量、父母教养方式、学业归因方式、自我效能感等等，同时分析处理调研获得的数据。拟定对于收集上来的问卷数据通过spss20软件包进行分析和研究。2.2研究内容通过本研究，旨在探讨影响大学生学业成绩的因素及其联系。具体因素包括父母风格、学业归因风格、学业自我效能感、常见人口统计学变量等，从研究内容来看，主要包括以下几个方面：（1）了解我国大学生学业成绩影响因素的现状。（2）在分析大学生人口学变量的基础上，研究了大学生父母教养方式、学业归因方式和学业自我效能感的差异。（3）研究了父母风格、学业归因风格与学业自我效能感的关系。（4）变量之间存在显著的相关性，可以进行更具体的回归分析，得到一般的线性回归方程。（5）在回归分析的基础上，进一步运用SPSS软件进行中介效应分析。2.3研究假设本研究在参考了前人研究的基础上，并且结合了国内外众多学者的研究结论以及我国的当今现状，提出了以下几点研究假设：（1）在人口学变量方面，父母教养方式、学业归因方式、学业自我效能感三个变量存在着显著的差异。（2）在父母教养方式、学业归因方式、学业自我效能感三个变量之间存在着一定的联系。2.4研究工具本文研究过程中，主要采用的方法是网上调查问卷，问卷数据以及分析运用了spss20软件。在调查问卷中主要内容有人口学变量，父母教养方式、学业自我效能感以及归因方式三个量表。下面对问卷的各个部分的编制以及采用量表的来源及信效度方面进行简要的介绍，具体问卷结构在附录中可以查看。2.4.1人口学变量在心理学调查问卷中，人口学变量往往是必不可少的内容。只有先搞清楚被试的基本情况，才好做下一步的具体分析。通过阅读心理学教材和一些网上常见的心理学调查问卷，并结合本研究关注的内容，最后筛选出几个必不可少的人口学变量。包括性别、年级、家庭、专业、生源地等。其中性别、年级、专业是通常都会考虑的，而家庭情况、生源地情况与本研究关注的父母教养方式密切相关。以上数据将会给研究大学生在人口学变量上存在的父母教养方式、学业归因方式和学业自我效能感差异奠定条件。2.4.2父母教养方式量表以《亲子风格问卷的初步编制》（龚义华，2005）中的亲子风格量表为研究对象，该量表在充分借鉴其他问卷的基础上，再结合国内的亲子风格继续进行编制定位和设计。家庭生活中的亲子关系被认为是父母教养方式的中心。在养育孩子的日常生活中，父母会表现出固定的行为模式和固定的行为倾向，从量表上看，有五种类型的父母风格，即威权型父母风格、鼓励型父母风格的信任型父母风格、情感型父母温暖型父母风格，从图2.1可以看出，基于以上的父母风格理论，本文开发了父母风格量表，以达到更好的信度和效度，这个量表有21个具体问题，每个维度有几个问题，家长威权作风有7个问题，信任和鼓励有4个问题，三个问题是父母温暖的情感风格和父母的行为风格，四个问题是被忽视的父母风格，共五种类型。量表采用Projert5分自评法，从1分到5分，对应非常不连贯、比较、不一致、不确定的分，分数越高，父母的风格越倾向。图2.1父母教养方式问卷构成2.4.3学业自我效能感量表学业自我效能感量表是通过对大学生成就目标、归因方式和学业自我效能感的研究（梁玉松，2000）而编制的，该量表对国内外学习动机量表有一定的参考价值。本文结合国内大学生的特点，在学业自我效能感的程度上，参考了PintrichDeGroot（1990）的学业自我效能感问卷的相关维度，本文件将学习能力分为两个维度，一个是学习自我效能的能力，另一个是学习自我效能的行为，见图2.2。第一个维度是指学生对自己能够顺利完成学业的判断和信心，如果他们能取得优异的成绩，如果他们能避免学业失败，后者意味着如果个别学生使用了某种学习方法，两个维度包含问题11。量表中还使用了五点自定Projert量表法，分别对应于1到5，非常不连贯，相对不连贯，不确定，在信度检验中，第一次信度为0.820，第二次信度为0.752，并对问卷的效度进行了分析。其中前两个主因子可以解释79.8%的总方差，总而言之，问卷的信度和效度都很好，可以用于问卷中的调查。图2.2学业自我效能感问卷构成2.4.4归因方式量表在归因方式量表方面，是以梁宇颂（2000）实施的《大学生成就目标、归因方式与学业自我效能感的研究》作为基础。该量表是梁宇颂在广泛参考国内外相关学习归因方式量表的基础之上，针对我国国内大学生的特点进行编制而成。归因理论重点研究内容是对行为结果人们如何进行解释。人们针对未来事件所存在的信念、感受、行为的影响就是归因。具体编制的归因方式量表上参考了《成就归因问卷》。该量表共有14道题组成。量表把归因方式分为求成归因和避败归因两种归因方式，如图2.3所示。各种归因方式都包含题目7道。在量表当中同样对Likert自评式5点量表法进行运用，从1分到5分，分别对应的是非常不符合、比较不符合、不确定、比较符合以及非常符合。在随后关于信效度的问题上，结果显示，求成归因以及避败归因的内部一致性系数分别为0.710和0.661，可见内部一致性系数在接受范围内。在问卷因素分析结果当中，对处于1以上的特征值，排在前两个因子进行选取，通过结果能够看到这两个因子在可解释总变异方面达到了87.5%，由此能够看到该问卷有着良好的效度。图2.3学业归因方式问卷构成2.4.5总体概念框架本研究的主要目的是研究不同性别、不同职级、不同学科、不同家庭组成、不同生源的大学生的父母风格、学业归因风格和学业自我效能感的差异及相关性，为了为大学生学业成绩的提高提供理论依据，本研究采用了实证概念框架，而不是检验某一具体理论，本研究的总体概念框架如图2.4所示。图2.4总体概念框架3结果3.1研究对象本研究以暨南大学新生到长辈为主要研究对象，结合实际情况的需要，问卷调查通过腾讯在线调查进行，共发放问卷135份和133份，剔除数据真实无意义的问卷后获得有效问卷，回收率为98.52%。表3.1和表3.2表3.1被试性别概况性别频率百分比男5138.3女8261.7合计133100.0表3.2被试年级概况年级频率百分比大一1612.0大二3929.3大三2720.3大四4836.1其他32.3合计133100.0同时我们也收集了被试的专业，家庭子女数量以及生源地等情况，具体情况见如下表3.3、表3.4、表3.5。表3.3专业情况专业频率百分比文科类6145.9理工科类7254.1合计133100.0表3.4独生子女情况是否独生子女频率百分比是4030.1否9369.9合计133100.0表3.5生源地情况生源地频率百分比城镇3727.8农村9672.2合计133100.0经过问卷调查，通过收集上来的数据发现，大学生的父母教养方式、学业归因方式以及学业自我效能感在数据上的表现有明显的偏向性，具体的结果分析可以见如下几个图表：图3.1学业自我效能感折线图如图3.1所示，在收集上来的数据中，发现当今大学生的学业自我效能感普遍是比较良好的，绝大部分学生的学业自我效能感的综合得分在60-100之间（采取了百分制，100分为最高分），这从侧面说明了当今大学生对待学习的态度很积极，也很确信自己能妥善处理与学习有关的事情。图3.2学业归因方式折线图如图3.2所示，在学业归因方式的折线图中，可以明显看出大学生求成归因的得分明显整体高于避败归因，这表明在归因方式这个变量上，大部分学生都偏向于求成归因方式，这也说明了学生在解释自己过往的事件是，更倾向于从自我身上进行分析，查找不足。图3.3父母教养方式折线图基于图3.3所见，通过父母教养方式折线图情况能够看到，在父母教养方式存在的五个维度方面，有着较高得分的有两个，一个是信任鼓励型，另一个是情感温暖型。可见在整体当中，两种教养方式所占到的比重是最大的。3.1.1统计方法在统计分析过程中，主要运用了spss26软件包，分析过程中主要采用的方法包括独立样本T检验、方差分析、相关分析以及回归分析，中介效应分析等。3.2结果分析3.2.1人口学变量上的差异分析由spss统计结果可知，数据在总体上是呈现正态分布的，故可以用独立样本T检验来进行分析。所以针对不同性别、年级、生源地等数据，分别进行了相应的独立样本T检验。首先由于各个因子的计分方式不一致，所以先对所有的数据进行转换，转换之后都为相同的百分制。选择了常用的95%的置信区间来进行检验。其中有几个变量在特定的人口学变量上比如说年级和生源地上差异性显著。具体结果分析见如以下表3.6、表3.7所示：表3.6不同年级的差异检验（低年级为大一、大二；高年级为大三、大四）变异来源低年级高年级tMSDMSD学习能力自我效能感68.3512.19072.6213.0351.910学习行为自我效能感65.5310.29468.5312.7801.441求成归因73.2011.27874.4913.0480.592避败归因54.2416.20861.4017.9162.360*专制型49.8714.71854.4719.2721.490信任鼓励型77.5516.88476.0913.691-0.548情感温暖型79.1814.77579.6415.5910.171溺爱型49.8417.74954.7821.6591.395忽视型48.0915.97155.1920.0232.185*注：*p<0.05**p<0.01***p<0.001（双侧）表3.7不同生源地的差异检验变异来源城镇农村tMSDMSD学习能力自我效能感69.6811.89871.3013.190-0.654学习行为自我效能感64.167.66968.4912.966-2.368*求成归因70.8612.02475.1512.285-1.811避败归因54.4112.52959.9918.938-1.657专制型49.5113.97953.7518.768-1.245信任鼓励型76.3515.21476.8215.063-0.161情感温暖型79.0817.94879.5914.108-0.174溺爱型49.2216.55354.0921.379-1.250忽视型48.2416.80053.8019.273-1.542注：*p<0.05**p<0.01***p<0.001（双侧）从以上两个表可以看出，高年级在避败归因方面显著高于低年级，结果差异性显著；在父母教养方式为忽视型的得分上，高年级也明显高于低年级，结果差异性显著。在生源地的差异性检验中，生源地为农村的学习行为自我效能感明显高于生源地为城镇学生，在结果方面有着显著的差异性。至于其他人口学变量，比如说性别，专业等方面并没有表现出显著的差异性。3.2.2相关性分析最后，详细分析了这三个变量在人口统计学变量上的差异。现阶段，我们需要深化父母风格、学业归因风格与学业自我效能感的相关研究，所使用的工具仍然是spss26软件包中的皮尔逊相关系数，学习能力的自我效能与学习行为的自我效能。在国内外以往的研究中，通常把学业自我效能作为一个统一的变量进行相关分析，把学习能力的自我效能和学习行为的自我效能结合起来进行分析。首先，对各变量进行描述性统计分析，并对各变量进行微分处理。结果见下表3.6。表3.6描述性统计量变量均值标准差学业自我效能感69.0811.296求成归因73.9512.319避败归因58.4417.528专制型52.5717.619信任鼓励型76.6915.049情感温暖型79.4515.204溺爱型52.7420.211忽视型52.2618.723接着对各个变量进行相关分析，结果见如下表格：（1）学业自我效能感与归因方式之间的相关性分析表3.7学业自我效能感与归因方式之间的相关性分析Pearson相关性学业自我效能感求成归因避败归因学业自我效能感1求成归因0.640**1避败归因0.489**0.284**1注：*p<0.05**p<0.01***p<0.001（双侧）从以上表格中可以看出，学业自我效能感与求成归因在0.01水平下显著相关；学业自我效能感与避败归因在0.01水下上显著相关。综上所述，可以知道学业自我效能感与归因方式之间存在某种强烈的相关性。（2）学业自我效能感与父母教养方式两者之间的相关性表3.8学业自我效能感与父母教养方式之间的相关性分析Pearson相关性学业自我效能感专制型信任鼓励型情感温暖型溺爱型忽视型学业自我效能感1专制型0.466**1信任鼓励型0.346**-0.0511情感温暖型0.399**-0.0260.731**1溺爱型0.389**0.856**0.068-0.0721忽视型0.383**0.862**-0.182*-0.172*0.810**1注：*p<0.05**p<0.01***p<0.001（双侧）通过上面的表格能够发现，在0.01的水平之下，学业自我效能感与专制型方面显著相关；在信任鼓励型方面显著相关；在情感温暖型方面显著相关；在溺爱型方面显著相关；在忽视型方面显著相关。由此足以表明，学业自我效能感、父母教养方式两者之间存在一定的显著相关性。（3）学业归因方式与父母教养方式之间的相关性表3.9学业归因方式与父母教养方式之间的相关性分析Pearson相关性B1B2C1C2C3C4C5B11B20.284**1C10.271**0.665**1C20.539**-0.037-0.0511C30.551**-0.019-0.0260.731**1C40.196*0.667**0.856**-0.159-0.0721C50.1620.685**0.862**-0.182*-0.172*0.810**1如上表3.9所示，为了便于分析，首先给每个变量一个指定的代码。如学业自我效能感为a;求成归因为b1；避败归因为b2;专制型为c1;信任鼓励型为c2;情感温暖型为c3；溺爱型为c4；忽视型为c5。可见学业归因方式与父母教养方式之间大部分维度都是显著相关的。3.2.3回归性分析通过以上环节，分析了父母风格、学业归因风格与学业自我效能感的相关性，可见学业自我效能感与这三个变量有一定的显著相关，并对几个具有显著相关的因素进行了回归分析。具体结果见下表表3.9父母教养方式、学业归因方式、学业自我效能感之间的回归性分析分析选出的变量顺序多元相关系数R决定系数R2增加解释量ΔRF值净F值标准化回归系数求成归因0.6400.4100.41090.84890.8480.421避败归因0.7160.5120.10368.22727.3400.243专制型0.7270.5290.01748.2684.5860.195情感温暖型0.7410.5490.02038.9955.7950.176回归方程中有四个显著变量，多元相关系数为0.741，综合解释方差为0.549。这四个变量是表3.9中的四个变量，然后将这四个变量组合起来预测学业自我效能感。结果表明，变异率为54.9%。从个体解释变量来看，归因是预测性最好的变量，解释量为41.0%，其他变量为“避免失败归因”、“教育方式对情感温暖”和“威权家长方式”。相应的解释量分别为10.3%、2%和1.7%，结合上述四个变量，预测能力为54.9%。为此，得到了如下有关学业归因方式、父母教养方式预测学业自我效能感的标准化回归方程表达式：学业自我效能感=0.421*求成归因+0.243*避败归因+0.195*专制型父母教养方式+0.176*情感温暖型父母教养方式3.2.4中介效应分析在分析出一般性的线性回归方程后，下一步对三个变量进行中介效应分析，采用的工具为SPSSAU在线分析网站。首先以学业自我效能感为因变量，父母教养方式为自变量，学业归因方式为中介变量进行分析，结果见下表：表3.10中介作用分析结果(n=133) ab1b2aB标准误tpβB标准误tpβB标准误tpβB标准误tpβ常数28.735***4.7886.0010.000-27.489***5.2255.2610.000-23.766***7.0793.3570.001-14.406***4.6403.1050.002-c10.306***0.0446.9370.0000.4770.200***0.0484.1560.0000.2860.662***0.06510.1590.0000.6650.125**0.0522.4210.0170.195c30.305***0.0515.9810.0000.4110.453***0.0568.1210.0000.559-0.0020.076-0.0220.983-0.0010.131**0.0542.4070.0170.176b10.386***0.0715.4690.0000.421b20.157***0.0523.0090.0030.243R

²0.3860.3850.4430.549调整R

²0.3770.3760.4340.535F

值F

(2,130)=40.884,p=0.000F

(2,130)=40.752,p=0.000F

(2,130)=51.649,p=0.000F

(4,128)=38.995,p=0.000注：*p<0.1**p<0.05***p<0.01从上表可知：中介效应分析共涉及4个模型,分别如下：

a=28.735+0.306*c1+0.305*c3

b1=27.489+0.200*c1+0.453*c3

b2=23.766+0.662*c1-0.002*c3

a=14.406+0.125*c1+0.131*c3+0.386*b1+0.157*b2表3.11中介作用检验结果汇总 项c

总效应aba*b

中介效应a*b

(95%BootCI)c’

直接效应检验结论c1=>b1=>a0.306***0.200***0.386***0.0770.050~0.1840.125**部分中介c1=>b2=>a0.306***0.662***0.157***0.1040.042~0.2700.125**部分中介c3=>b1=>a0.305***0.453***0.386***0.1750.123~0.3640.131**部分中介c3=>b2=>a0.305***-0.0020.157***-0.000-0.039~0.0280.131**中介作用不显著注：*

p<0.1**

p<0.05***

p<0.01表3.12中介作用效应量结果汇总 项检验结论c

总效应a*b

中介效应c’

直接效应效应占比计算公式效应占比c1=>b1=>a部分中介0.3060.0770.125a*b/c25.220%c1=>b2=>a部分中介0.3060.1040.125a*b/c33.922%c3=>b1=>a部分中介0.3050.1750.131a*b/c57.166%c3=>b2=>a中介作用不显著0.305-0.0000.131-0%表3.13效应值95%置信区间 项c

总效应aba*b

中介效应c’

直接效应c1=>b1=>a0.219~0.3920.106~0.2940.248~0.5240.050~0.1840.024~0.226c1=>b2=>a0.219~0.3920.534~0.7900.055~0.2590.042~0.2700.024~0.226c3=>b1=>a0.205~0.4060.343~0.5620.248~0.5240.123~0.3640.024~0.238c3=>b2=>a0.205~0.406-0.150~0.1460.055~0.259-0.039~0.0280.024~0.238注：a*b为95%bootstrapci下一步以学业自我效能感为因变量，学业归因方式为自变量，父母教养方式方式为中介变量进行分析，结果见下表：表3.14中介作用分析结果(n=133) ac1c3aB标准误tpβB标准误tpβB标准误tpβB标准误tpβ常数19.539***4.3724.4690.000-5.5407.2400.7650.446-33.875***6.8584.9390.000-14.406***4.6403.1050.002-b10.500***0.0598.5280.0000.5450.1280.0971.3150.1910.0890.747***0.0928.1290.0000.6050.386***0.0715.4690.0000.421b20.215***0.0415.2290.0000.3340.643***0.0689.4350.0000.640-0.166**0.065-2.5650.011-0.1910.157***0.0523.0090.0030.243c10.125**0.0522.4210.0170.195c30.131**0.0542.4070.0170.176R

²0.5120.4500.3370.549调整R

²0.5050.4420.3270.535F

值F

(2,130)=68.227,p=0.000F

(2,130)=53.200,p=0.000F

(2,130)=33.074,p=0.000F

(4,128)=38.995,p=0.000注：*

p<0.1**

p<0.05***

p<0.01从上表可知：中介效应分析共涉及4个模型,分别如下：

a=19.539+0.500*b1+0.215*b2

c1=5.540+0.128*b1+0.643*b2

c3=33.875+0.747*b1-0.166*b2

a=14.406+0.386*b1+0.157*b2+0.125*c1+0.131*c3表3.15中介作用检验结果汇总 项c

总效应aba*b

中介效应a*b

(95%BootCI)c’

直接效应检验结论b1=>c1=>a0.500***0.1280.125**0.016-0.008~0.0590.386***中介作用不显著b1=>c3=>a0.500***0.747***0.131**0.0980.017~0.2020.386***部分中介b2=>c1=>a0.215***0.643***0.125**0.0800.030~0.2600.157***部分中介b2=>c3=>a0.215***-0.166**0.131**-0.022-0.079~-0.0030.157***遮掩效应注：*

p<0.1**

p<0.05***

p<0.01表3.16中介作用效应量结果汇总 项检验结论c

总效应a*b

中介效应c’

直接效应效应占比计算公式效应占比b1=>c1=>a中介作用不显著0.5000.0160.386-0%b1=>c3=>a部分中介0.5000.0980.386a*b/c19.602%b2=>c1=>a部分中介0.2150.0800.157a*b/c37.324%b2=>c3=>a遮掩效应0.215-0.0220.157|a*b/c’|13.863%遮掩效应时效应占比指：中介效应/直接效应的比例表3.17效应值95%置信区间 项c

总效应aba*b

中介效应c’

直接效应b1=>c1=>a0.385~0.615-0.063~0.3180.024~0.226-0.008~0.0590.248~0.524b1=>c3=>a0.385~0.6150.567~0.9270.024~0.2380.017~0.2020.248~0.524b2=>c1=>a0.135~0.