本科生導師指導對新生大學適應性的影響：自我效能感的中介作用*

王 穎 張曉怡 王建民

(北京師范大學政府管理學院，北京 100875)

本科生導師指導對新生大學適應性的影響：自我效能感的中介作用*

王 穎**張曉怡 王建民

(北京師范大學政府管理學院，北京 100875)

基于社會支持理論和社會認知理論，構(gòu)建以自我效能感為中介變量的理論模型，通過對523名本科生新生問卷調(diào)查，檢驗本科生導師指導影響新生大學適應性的內(nèi)在機制?；貧w分析結(jié)果顯示，導師指導各維度對大學適應性均有顯著正向作用；自我效能感在導師指導和大學適應性之間起完全中介作用。這提示高校管理者在具體實施中應該進一步細化和規(guī)范新生導師制，并關注學生自我效能感的激發(fā)。

大學新生 導師制 大學適應性 自我效能感

1 引 言

大學生能否出色地完成學業(yè)，很大程度上取決于其第一年的經(jīng)歷(Upcraft,2005)。處于由高中向大學生活的過渡時期，大學新生極易出現(xiàn)心理以及環(huán)境的不適應，導致逃課掛科、消極厭學、焦慮抑郁甚至自殺(李靜，2013)。這一問題也引起了學術界的關注，近十年來，國外有關大學新生適應性特別是導師在幫助大學生建立適應的研究迅速增加(Stephen,2014)。與此同時，在實踐層面，中國高校紛紛效仿牛津大學本科生導師制教學的人才培養(yǎng)模式，為新入學的大一學生指定導師，對其進行具體指導的個別化教育實踐，以幫助其在學業(yè)、心理、生活等方面盡快適應大學生活(柳冰，2015)。以往有關導師制的研究主要集中在研究生群體，針對本科生尤其是大一新生的研究還非常缺乏(Harriet,2001)，新生導師對大學生影響效果及其導師制影響機制的探討更是極度缺少。

本文嘗試研究新生導師制對大學新生的適應性的影響，并在此基礎上，進一步探索這一影響的過程。具體而言，以社會支持理論和社會認知理論為基礎，構(gòu)建導師指導影響大學新生大學適應性的中介機制模型，提出了自我效能感這一中介變量，以期能夠?qū)χ袊究粕鷮熤频耐晟铺岢鼋ㄗh，并最終幫助大學新生更好地適應大學生活。

2 文獻回顧與研究假設的提出

2.1 導師指導對本科生新生大學適應性的影響

本科生新生大學適應性是指新生從高中步入大學這段過渡期的適應，個體根據(jù)新環(huán)境的需要，一方面調(diào)整自我，另一方面借助周邊的支持，以達到與新環(huán)境平衡的心理與行為過程(Watson,2009)。根據(jù)社會支持理論，在個體需要的時候，通過提供引導協(xié)助和心理情感支持，可以幫助其免受壓力事件的不良影響(Cobb,1976)，從而對其具有增益作用。他人的支持性行為不僅可以在日常生活中給個體帶來有益身心健康的幫助，在遇到應激事件時，更能降低個體對危機嚴重性的主觀評價。該理論已在教育領域的相關研究中得到證實，社會支持與大學生的心理健康水平和行為選擇存在顯著相關，大學生的社會支持系統(tǒng)不僅可以有效緩解其焦慮，并且與其學業(yè)壓力、人際關系、生活適應等多個方面密切相關(張強等，2004)。而導師作為學生的重要的支持來源之一，相較于來自家庭、同伴等方面的支持，導師指導作用主要體現(xiàn)在學業(yè)指導、心理疏導、生活指導三個方面：通過對學生的專業(yè)發(fā)展方向、學習方法和技能的指導，提高學生的認知能力；通過對學生的心理和情緒疏導，提升學生的自我認同感和主觀幸福感；通過與學生交談、溝通，及時發(fā)現(xiàn)并解決學生生活中的壓力和困難(Rhodes,2005;Kram,1985)。從現(xiàn)實來看，導師通常是作為培養(yǎng)高等教育人才的第一責任人，其學識和治學態(tài)度可以幫助學生提高學業(yè)水平，通過與學生的頻繁接觸對學生的心理情緒、思想道德素質(zhì)乃至人生觀、價值觀等方面都具有不同程度的影響，這將有助于新生盡快適應新環(huán)境。

已有研究表明，導師指導能夠促進本科新生的大學適應性。Phinney對572名配備導師的大一新生的調(diào)查，并通過對比研究發(fā)現(xiàn)，有、無導師指導的兩組學生在大學適應方面存在顯著差異(Phinney,2011)。Stephen以80名完成大一課程的本科生為樣本的調(diào)查顯示，相較于同伴、家庭和其他社會支持方式，導師支持是學生大學適應性重要的預測變量，當學生信任并崇拜導師，雙方擁有和諧的導師關系時，導師指導能夠更好地預測學生的大學適應性(Stephen,2014)。其他類似的研究還分別證明了導師制對大學適應性的各個方面的顯著影響，如學習方面適應(Astin,1993)、生活方面適應(Solberg et al.,1994)、情緒方面適應(Frey et al.,2006)和整體適應性(Linnehan,2001)。據(jù)此提出以下假設：

H1：導師指導對大學適應性具有正向影響。

2.2 自我效能感的中介作用

自我效能感是指個體在處理具體任務時，能否利用所擁有的全部技能來完成該任務的自信程度(Bandura,1977)?；谏鐣J知理論，自我效能感通常是作為認知和行為的中介出現(xiàn)的，即它是外力作用于客體的中間機制。具體中介作用體現(xiàn)在，一方面，自我效能感的形成和改變外界因素的影響：代替性經(jīng)驗(模范作用)和他人的言語勸說(Bandura,1977)。這些外部因素刺激人的思維中行為目標的設定，而個體將什么結(jié)果設定為行為目標則受自我效能感的影響。另一方面，被激發(fā)的自我效能感又可以通過思維和身心反應的中介過程來實現(xiàn)對主體的作用，影響個體的應急反應、焦慮程度等身心反應過程，從而影響個體的行為及其功能的發(fā)揮。因此，自我效能感在行為改變中通過對個體思維、身心反應方面生理喚醒的作用，影響個體行為的改變。個體擁有和被激發(fā)的自我效能感越強，行為形成和改變的可能性也越大，自我效能感的中介過程使得不同的個體在相同的情境下，心理和行為選擇可能存在一定差異(Bandura,1997)。導師作為重要他人，通過言傳身教和現(xiàn)身說法的教導方式，可以有效激發(fā)學生的自我效能感，從而對個體的行為和態(tài)度產(chǎn)生影響。因此，自我效能感在導師指導影響學生的適應性方面也同樣起著中介作用。具體來看，當學生感知到來自導師對其學業(yè)、生活、心理等方面的支持、認可和鼓勵時，更容易產(chǎn)生較高的自我效能感，并在此驅(qū)使下，克服焦慮狀態(tài)，擺脫困境。當學生意識到通過自己的努力取得進步，并積極地面對大學生活時，他們就會堅持求學，而不會因適應不良而出現(xiàn)手足無措、厭學、輟學等情況。綜上，自我效能感的中介作用表現(xiàn)為導師指導可以有效激發(fā)學生自我效能感，影響個體的思維模式和情感反應模式，進而決定新行為的習得。

一方面，導師支持可以提高學生的自我效能感、自信和自尊(Kram,1983)。Gist在對影響學生自我效能感因素探究中，以大一新生為樣本，通過實證研究發(fā)現(xiàn)，導師可以有效激發(fā)學生自我效能感的(Gist,1992)。Aqeel對居住在印度北部的464名大學生調(diào)查研究中也發(fā)現(xiàn)，導師指導可以顯著預測學生自我效能感和主觀幸福感(Aqeel,2013)

另一方面，自我效能感在緩解大學生壓力事件、促進適應性方面也發(fā)揮積極作用(Robbins,2004)。Chemers以新入學的本科生為樣本，通過一年的追蹤研究發(fā)現(xiàn)，學生的自我效能感與個體第一年大學適應性和學業(yè)成就的存在顯著正相關(Chemers,2001)。具有較高自我效能感的學生在面對困難任務時，可以激發(fā)出更高的堅韌性(Pajares & Miller,1994)。而缺乏社會支持，自我效能感較低的學生，則會面臨著入學不適應情況(Robbins et al.,2004;Torres et al.,2009)。

眾多領域的相關研究更加具體地證明了自我效能感的中介作用。Siu-kau等通過對患有焦慮和抑郁問題的65名患者的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，自我效能感是社會支持和個體心理健康之間中介變量(Siu-Kau et al.,2000)。Saks對10所會計事務所的198名新員工的問卷調(diào)查顯示，自我效能感完全中介了員工培訓和適應性之間的關系(Saks,1995)；Pan等人通過對226名導師指導下的學生調(diào)查數(shù)據(jù)分析證明，自我效能感可以中介導師指導和學生的成績、學習滿意度(Pan & Chow,2011)，大量研究通過對自我效能感的中介效應的驗證，支持了自我效能感中介作用的觀點。因此，本研究假設：

H2：自我效能感在導師指導與學生大學適應性之間起中介作用。

3 研究方法

3.1 研究樣本

本研究的數(shù)據(jù)來自于北京及西安的四所高校，被試均為大一入學時實行新生導師制的大二學生。為保證問卷質(zhì)量，所有問卷采用現(xiàn)場集中發(fā)放。首先，由指導教師對問卷的目的、內(nèi)容、填答方式、程序等進行逐一說明。其次，為了保證問卷的匿名性，由被試作答后，統(tǒng)一存入信封，集中收回。在作答時間安排上，先選取30人預測試卷作答時間，后確定答卷時間為25分鐘。共發(fā)放問卷603份，回收541份，問卷回收有效率達89.7%。刪除不合格問卷后，得到有效樣本523份。男生占26%，女生占74%；理工科占49%，文科占51%；所有問卷數(shù)據(jù)均由學生自評獲得。

3.2 測量量表

導師指導：本研究采用了侯燕飛(2012)在參考Raymond(1988)開發(fā)的導師指導量表的基礎上編制的“高校教師指導行為問卷”，并結(jié)合導師指導本科生新生的實際情況進行改編。共包含21道題，采用5點計分。分為學業(yè)指導、心理疏導、生活指導三個維度。代表性題目如“導師引導我樹立正確的學習目標”“導師很關心我的心理狀態(tài)”等。在本研究中，該量表的整體的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.957，對導師指導問卷進行驗證性因素分析，其擬合指數(shù)為GFI=0.90，AGFI=0.872，RMR=0.052，NFI=0.93，IFI=0.95，NNFI=0.94，說明導師指導問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

自我效能感：最初由Schwarzer(1999)等編制的自我效能感量表(GSES)，已被翻譯成多種語言，國內(nèi)外廣泛使用。本研究使用王才康(2001)等翻譯修訂的中文版自我效能感量表(GSES)。采用5點計分，其中代表性題目如“我自信能有效地應付任何突如其來的事情”，在本研究中，該量表的整體內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.832，對自我效能感問卷進行驗證性因素分析，其擬合指數(shù)為GFI=0.96，AGFI=0.90，RMR=0.029，NFI=0.93，IFI=0.94，NNFI=0.90，說明自我效能感問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

大學適應性：以Baker & Siryk(1999)編制的大學生適應性量表(SACQ)為基礎，使用歐陽娟(2012)翻譯編制的大學適應性量表，采用5點計分，分為大學適應中個人—情緒適應性、學習適應性、社會適應性、對大學依附性四個維度。在本研究中，該量表的整體的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.893，對大學適應性問卷進行驗證性因素分析，其擬合指數(shù)為：GFI=0.92，AGFI=0.90，RMR=0.051，NFI=0.91，IFI=0.94，NNFI=0.93，說明大學適應性問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.1 共同方法偏差與方差齊性檢驗

本研究對共同方法偏差進行檢驗。對于共同方法偏差的檢驗采用了兩種方法(Podsakoff et al.,2003;周浩等，2004)。首先，采用Harman單因素檢驗方法，采用探索性因素分析，把所有變量測量項目一起進行探索性因素分析，設定公因子數(shù)為1，結(jié)果表明，這一個因素解釋變量的56.37%，在未旋轉(zhuǎn)的因素結(jié)構(gòu)中也未出現(xiàn)一個共同因素。其次，使用潛在誤差變量控制法，在結(jié)構(gòu)方程模型中，將共同方法偏差作為一個潛在變量，如果在包含方法偏差潛在變量情況下模型的顯著擬合度優(yōu)于不包含的情況，共同方法偏差效應就得到了檢驗。驗證性因素分析結(jié)果表明，一因子結(jié)構(gòu)模型的擬合指標都達不到必須的擬合優(yōu)度，因此，共同方法偏差在本研究中通過了檢驗。

由于本研究男女比例不均衡，在進行數(shù)據(jù)分析時，樣本量的不同可能對分析結(jié)果產(chǎn)生影響。本研究使用Leven’s值檢驗二者方差是否齊性，結(jié)果表明在導師指導、自我效能感和大學適應性上，并未出現(xiàn)方差不齊性(0.086

4.2 描述性統(tǒng)計分析

表1 變量之間相關系數(shù)、平均數(shù)、標準差(n=523)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。下同。

表1為各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)。導師指導、自我效能感、大學適應性分別為各項加和總分。變量之間都在0.01的水平上顯著相關。導師指導、自我效能感和大學適應性之間相關系數(shù)均為正值，且顯著相關，滿足中介效應檢驗的前提條件(溫忠麟等，2012)。

4.3 導師指導與大學適應性的回歸分析

為了探討導師指導各維度對大學適應性的預測作用，以導師指導的三個維度學業(yè)指導、心理疏導、生活指導為自變量，以大學適應性為因變量，進行多元回歸分析。模型1是納入學生的性別、專業(yè)、交流頻次作為控制變量，其中將變量“性別”“專業(yè)”轉(zhuǎn)換為虛擬變量。模型2在此基礎上，加入導師指導的三個維度作為自變量，進行回歸分析。結(jié)果表明，導師指導各維度對大學適應性均有顯著正向作用，其中對學業(yè)指導的解釋力最大，其次分別是生活指導和心理疏導。具體結(jié)果見表2。

表2 導師指導與大學適應性的回歸分析(n=523)

4.4 自我效能感中介作用模型檢驗

采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗導師指導與大學適應性之間的關系及自我效能感可能發(fā)揮的中介作用。運用AMOS 21.0建構(gòu)模型，其中自變量導師指導、因變量大學適應性和中介變量自我效能感作為潛變量進行分析。依據(jù)溫忠麟(2012)提出的中介效應分析方法，首先檢驗自變量導師指導與因變量大學適應性是否顯著相關，通常在顯著的前提下考慮中介變量。其次，將中介變量自我效能感加入直接作用模型后，此時如果自變量導師指導和因變量大學適應性之間的路徑系數(shù)相較于原來直接作用模型中的路徑系數(shù)降低，甚至不再顯著，則表明自我效能感是導師指導與大學適應性的中介變量。

由數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，導師指導對大學適應性直接作用模型擬合良好(χ2=1878.428，df=768，TLI=0.906，CFI=0.912，IFI=0.912，RMSEA=0.053)，路徑系數(shù)為0.308(p<0.001)，可以正向預測大學適應性，證實了假設一；圖1為中介模型，在導師指導對大學適應性的直接作用模型上增加自我效能感中介變量后，導師指導對大學適應性的路徑系數(shù)由原來的0.308下降到0.073(p=0.135)，不再顯著。導師指導與自我效能感(β=0.367，p<0.001)之間的路徑系數(shù)顯著，自我效能感對大學適應性(β=0.634，p<0.001)有顯著的正向預測作用。從模型的整體擬合優(yōu)度來看，χ2=2291.554，df=1101，TLI=0.911，CFI=0.917，IFI=0.917，RMSEA=0.046，顯示模型擬合較好。這說明，自我效能感在導師指導影響大學適應性的關系中發(fā)揮完全中介作用(中介效應值0.367*0.634=0.232，p<0.01，占總效應值75.9%)，證實了假設二。

圖1 自我效能感對導師指導和大學適應性的中介模型

5 討 論

本研究首先探究了本科生教育背景下導師指導、自我效能感與大學適應性之間的關系。結(jié)果顯示，導師指導與大學適應性顯著相關，其中學習指導(β=0.219)，生活指導(β=0.185)和心理疏導(β=0.167)均對大學適應性具有正向預測作用。本研究結(jié)果還在一定程度上證實了自我效能感在導師指導和大學適應性之間具有完全中介作用。研究結(jié)果為如何提高新生的大學適應性提供了一個全新的視角。

首先，本研究中導師指導對本科生新生大學適應性具有正向預測作用與Stephen(2012)等人的研究結(jié)果一致。根據(jù)社會支持理論，導師作為大學生社會支持系統(tǒng)中重要的支持源(張強等，2004)，對新生的大學適應性產(chǎn)生直接的影響，且本研究進一步驗證導師指導的三個維度學業(yè)指導、生活指導和心理疏導均對大學適應性有不同程度的影響。已有眾多學者從理論上提出了導師對學生具有多種指導方式(Kram，1983)，本研究通過從子維度論證導師不同指導方式均對大學適應性具有正向影響，將有助于進一步分析導師指導發(fā)揮作用的機制。具體來說，本科新生剛從高強度的高考復習狀態(tài)過渡到大學自主學習方式，對自己的角色定位、專業(yè)方向以及學習目標等感到茫然，存在學習不適應情況是必然。此時本科生導師的介入，在學業(yè)方面提供專業(yè)化指導，幫助新生增強專業(yè)認知，培養(yǎng)學生本專業(yè)的學習興趣，使學生盡快擺脫學業(yè)上的迷茫，有助于幫助新生盡快適應學習生活。另一方面，根據(jù)埃里克森提出的人格發(fā)展的八段論，大一新生正處于青春期到成年早期的過渡階段，在堅持自我同一性的同時，又急切尋求與他人的親密關系，極易出現(xiàn)人際交往上的適應不良，心理上的焦慮和不適(Erikson,195；李靜，2013)。因此，導師根據(jù)新生的身心發(fā)展規(guī)律進行心理疏導，培養(yǎng)新生人際交往能力，將幫助其順利適應過渡期。在生活方面，很多新生第一次遠離父母，獨立生活，會出現(xiàn)生活無法自理，難以適應集體生活等問題。這時候迫切需要導師對學生的生活需求的持續(xù)關注，了解學生近期的生活壓力狀況，從物質(zhì)支持、人際協(xié)助，言語激勵等方面及時幫助學生，以此保障新生順利融入新環(huán)境。

其次，就自我效能感的中介作用而言，研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感在導師指導和大學適應性之間起完全中介作用，這說明導師指導很大程度上是通過影響學生的自我效能感來影響其大學適應性的，也進一步印證了前人的研究(Credé et al.,2012;Stephen,2014)。學生接收到來自導師的支持，有助于增強對自身的信心和對新環(huán)境的掌控能力，并提高個人應對困難和挫折的自我效能感，進而有利于提高大學適應性?；诎喽爬?1977)的社會認知理論，個體自我效能感的形成受個體歸因方式、情緒生理反應、他人的模范作用和言語勸說四方面影響。導師相較于家庭、同伴等來說，作為重要的榜樣來源，其自身的模范作用和言傳身教，對于學生自我效能感的提高發(fā)揮著重要作用。這也進一步提示我們，教師的指導行為應著眼于個體自我效能感的培養(yǎng)。而個體自身的成敗經(jīng)驗的歸因方式和情緒生理反應也作為自我效能感提高的重要來源，因此，在針對大學生個體的指導和心理健康疏導，一方面要不斷提高其外界支持水平，另一方面要引導學生樹立正確的歸因方式，注重意志的磨煉，不斷提高自我效能感，這將更有利于提高新生的大學適應性。

6 結(jié) 論

(1)導師指導對本科新生的大學適應性具有顯著正相關，其中學習指導(β=0.219)、生活指導(β=0.185)和心理疏導(β=0.167)均對大學適應性具有正向預測作用。

(2)自我效能感在導師指導與大學適應性的關系中發(fā)揮完全中介作用。

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Effect of Mentoring on Freshmen Adaptation to University:The Mediating Role of Self-Efficacy

WANG Ying ZHANG Xiao-yi WANG Jian-min

(School of Government Beijing Normal University，Beijing 100875,China)

Based on the social support theory and social cognition theory, we propose that self-efficacy may mediate the relationship between mentoring and student adaptation to university. Participants were 523 freshmen in Beijing and Xi’an universities. The questionnaire for students included mentoring, self-efficacy, and student adaptation to college questionnaire. Theoretical hypotheses were tested by hierarchical linear modeling and structural equation modeling. Results showed that self-efficacy could be a mediator of the relationship between mentoring and freshmen adaptation to university. Mentoring has positive effect on student adaptation to university and self-efficacy is the mediating variable between mentoring and student adaptation to university. Hence, it is suggested that school managers provide well-rounded mentoring guidance and pay more attention to freshmen’s self-efficacy.

freshmen, mentoring, adaptation to university, self-efficacy

* 中央高校基本科研業(yè)務費專項資金資助(項目編號：310422103)。

** 王穎，女，北京師范大學政府管理學院教授，e-mail：xjtuwy@bnu.edu.cn。

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1006-6020(2017)-02-0143-09