父母教養(yǎng)方式對醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的多模型效應(yīng)研究

羅文萍，竇艷春，甘文吉

（成都中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院，四川 成都 610072）

家庭是構(gòu)建社會的基本單位，每個孩子的成長都基于父母的教養(yǎng)，父母對孩子采取的教養(yǎng)方式會給孩子帶來潛移默化的影響。父母教養(yǎng)方式是指家庭生活中以親子關(guān)系為中心，父母在對子女進(jìn)行撫養(yǎng)和教育的日?；顒又兴憩F(xiàn)出來的對待孩子相對穩(wěn)定的行為模式和行為傾向[1]。綜合素質(zhì)是多方面知識和能力的綜合，大學(xué)生的綜合素質(zhì)要素包括思想道德素質(zhì)、科學(xué)文化素質(zhì)、身心健康素質(zhì)[2]。學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)是家長和學(xué)校關(guān)注的重點(diǎn)及教育目標(biāo)，也是衡量學(xué)生個人能力的指標(biāo)之一。目前國內(nèi)學(xué)者關(guān)于父母教養(yǎng)方式與學(xué)業(yè)成績已有一些研究[3-8]，而關(guān)于父母教養(yǎng)方式與醫(yī)學(xué)生綜合素質(zhì)的相關(guān)研究較少。此外國內(nèi)現(xiàn)有研究多集中于父母教養(yǎng)方式對學(xué)業(yè)成績影響中介因素的研究，如成就動機(jī)[9]、學(xué)業(yè)自我效能感[10]、情緒智力[11]、心理健康[12]、心理資本[13]、學(xué)業(yè)情緒[14]等。可見，研究父母教養(yǎng)方式、學(xué)習(xí)成績、綜合素質(zhì)三者關(guān)系的相對較少。本研究假設(shè)父母教養(yǎng)方式會對學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)產(chǎn)生直接或間接影響，同時(shí)三者之間可能還存在具有中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)模型關(guān)系，通過建立模型，探討父母教養(yǎng)方式對學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的直接影響和三者之間的中介效應(yīng)。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

本研究采用整群抽樣的方法，選取醫(yī)學(xué)院校大一共計(jì)674名醫(yī)學(xué)本科生作為研究對象，分別在其入學(xué)第一學(xué)期發(fā)放測評問卷674份，回收有效問卷626份，有效率為92.88%。具體情況見表1。

1.2 研究方法

本研究采用父母教養(yǎng)方式評價(jià)量表（EMBU岳冬梅中文修訂版，1993年）[15]，共有66個題目，其中父親教養(yǎng)方式含情感溫暖理解（F1）、懲罰嚴(yán)厲（F2）、過分干涉（F3）、偏愛被試（F4）、拒絕否認(rèn)（F5）、過度保護(hù)（F6）6個因子，共58個項(xiàng)目。母親教養(yǎng)方式含情感溫暖理解（M1）、過度干涉保護(hù)（M2）、拒絕否認(rèn)（M3）、懲罰嚴(yán)厲（M4）、偏愛被試（M5）5個因子，共 57個項(xiàng)目。采用4點(diǎn)計(jì)分方法，1分表示從不這樣，4分表示經(jīng)常這樣，得分越高表明父母越可能采取相應(yīng)的教養(yǎng)方式。各因子的同質(zhì)性信度良好，平均為0.92。對被試采用上述量表施測，同時(shí)收集各被試該學(xué)期期末各科目考試成績和該學(xué)期所得綜合素質(zhì)拓展分。本研究中以平均學(xué)分績點(diǎn)作為學(xué)業(yè)成績的測量指標(biāo)，以綜合素質(zhì)拓展分作為醫(yī)學(xué)生綜合素質(zhì)的測量指標(biāo)。綜合素質(zhì)拓展分為我校評價(jià)學(xué)生綜合素質(zhì)能力的指標(biāo)，具體包括學(xué)生參加各類競賽、各類團(tuán)學(xué)組織、各類優(yōu)秀評選、志愿活動、社會實(shí)踐、公益事業(yè)、科研學(xué)術(shù)、征文稿件、各項(xiàng)能力培訓(xùn)、各種校內(nèi)外活動等，能體現(xiàn)學(xué)生學(xué)習(xí)成績之外的綜合素質(zhì)水平。

表1 被試的人口學(xué)變量

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS19.0和AMOS24.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

1.4 施測過程

以班級為單位統(tǒng)一進(jìn)行父母教養(yǎng)方式評價(jià)量表的集體施測，由受過培訓(xùn)的主試主持，統(tǒng)一指導(dǎo)語，強(qiáng)調(diào)保密原則，被試當(dāng)場獨(dú)立填寫問卷并收回。同時(shí)向?qū)W院統(tǒng)一采集被試的學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)拓展分。

2 研究結(jié)果

2.1 父母教養(yǎng)方式在人口學(xué)變量上的差異分析

2.1.1 父母教養(yǎng)方式在性別上的差異分析 不同性別的醫(yī)學(xué)生在父親懲罰嚴(yán)厲（t=2.775，P=0.006）、過分干涉（t=2.145，P=0.032）、拒絕否認(rèn)（t=2.626，P=0.009）維度上的得分比較，差異顯著，且均表現(xiàn)為男生高于女生；在母親情感溫暖理解（t=-2.539，P=0.012）維度上的得分比較，差異顯著，男生低于女生。

2.1.2 父母教養(yǎng)方式在學(xué)制上的差異分析 不同學(xué)制的醫(yī)學(xué)生在父親情感溫暖理解（t=-2.258，P=0.024）、偏愛被試（t=6.567，P=0.000）維度上的得分比較，差異顯著。具體表現(xiàn)為在情感溫暖理解維度上，長學(xué)制高于五年制；在偏愛被試維度上，長學(xué)制低于五年制。在母親拒絕否認(rèn)（t=2.140，P=0.033）、懲罰嚴(yán)厲（t=2.600，P=0.010）、偏愛被試（t=6.857，P=0.000）維度上的得分比較，差異顯著，五年制高于長學(xué)制。

2.1.3 父母教養(yǎng)方式在是否獨(dú)生子女上的差異分析 獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女醫(yī)學(xué)生在父親情感溫暖理解（t=3.529，P=0.001）、懲罰嚴(yán)厲（t=-2.468，P=0.014）、過分干涉（t=2.861，P=0.004）維度上的得分比較，差異顯著。具體表現(xiàn)為在情感溫暖理解和過分干涉兩個維度上，獨(dú)生子女均高于非獨(dú)生子女；在懲罰嚴(yán)厲維度上，非獨(dú)生子女高于獨(dú)生子女。在母親情感溫暖理解（t=3.699，P=0.000）、過度干涉保護(hù)（t=2.163，P=0.031）維度上的得分比較，差異顯著，獨(dú)生子女高于非獨(dú)生子女。

2.1.4 父母教養(yǎng)方式在生源地上的差異分析 不同生源地的醫(yī)學(xué)生在父親情感溫暖理解、過分干涉、偏愛被試和母親情感溫暖理解、過度干涉保護(hù)維度上的得分比較，差異顯著。經(jīng)兩兩比較后，具體表現(xiàn)為在父親情感溫暖理解（F=8.741，P=0.000）、父親過分干涉（F=4.489，P=0.010）、母親情感溫暖理解（F=13.891，P=0.000）維度上，城市高于農(nóng)村；在父親偏愛被試（F=14.630，P=0.010）維度上，農(nóng)村高于城市；在母親情感溫暖理解（F=13.891，P=0.030）、母親過度干涉保護(hù)（F=4.148，P=0.032）維度上，鄉(xiāng)鎮(zhèn)高于農(nóng)村。

2.2 學(xué)業(yè)成績在人口學(xué)變量上的差異分析

就學(xué)業(yè)成績而言，在性別（t=-5.234，P=0.000）、學(xué)制（t=-6.421，P=0.000）、生源地（F=3.385，P=0.036）維度上的得分比較，差異顯著。具體表現(xiàn)為女生高于男生，長學(xué)制高于五年制，城市高于農(nóng)村。

2.3 綜合素質(zhì)在人口學(xué)變量上的差異分析

就綜合素質(zhì)而言，在性別（t=-6.616，P=0.000）和學(xué)制（t=-2.268，P=0.024）維度上的得分比較，差異顯著。具體表現(xiàn)為女生高于男生，長學(xué)制高于五年制。

2.4 父母教養(yǎng)方式、學(xué)業(yè)成績、綜合素質(zhì)的關(guān)系

2.4.1 父母教養(yǎng)方式、學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的相關(guān)分析 對父母教養(yǎng)方式、學(xué)業(yè)成績、綜合素質(zhì)進(jìn)行相關(guān)分析，見表2。結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)成績與父親情感溫暖理解、父親過分干涉、母親情感溫暖理解維度呈顯著正相關(guān)（P＜0.05或P＜0.01），學(xué)業(yè)成績與父母教養(yǎng)方式其他維度無顯著相關(guān)性（P＞0.05）。綜合素質(zhì)與父親過分干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)維度呈顯著正相關(guān)（P＜0.05或P＜0.001），綜合素質(zhì)與父母教養(yǎng)方式其他維度無顯著相關(guān)性（P＞0.05）。學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)呈顯著正相關(guān)（P＜0.001）。

2.4.2 學(xué)業(yè)成績與綜合素質(zhì)的一元線性回歸分析 以學(xué)業(yè)成績?yōu)橐蜃兞?、綜合素質(zhì)為自變量，進(jìn)行一元線性回歸分析，了解醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績與綜合素質(zhì)的關(guān)系，結(jié)果見表3。

表2 父母教養(yǎng)方式、學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的相關(guān)分析

表3 學(xué)業(yè)成績與綜合素質(zhì)的一元線性回歸分析1

結(jié)果表明，綜合素質(zhì)可作為學(xué)業(yè)成績的預(yù)測因素，其結(jié)構(gòu)方程為①Y=0.141×X+69.980（Y=學(xué)業(yè)成績，X=綜合素質(zhì)）。由回歸方程可見，醫(yī)學(xué)生綜合素質(zhì)越高，其學(xué)業(yè)成績越高。

以綜合素質(zhì)為因變量、學(xué)業(yè)成績?yōu)樽宰兞?，進(jìn)行一元線性回歸分析，了解醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績與綜合素質(zhì)的關(guān)系，結(jié)果見表4。

表4 學(xué)業(yè)成績與綜合素質(zhì)的一元線性回歸分析2

結(jié)果表明，學(xué)業(yè)成績可作為綜合素質(zhì)的預(yù)測因素，其結(jié)構(gòu)方程為②Y=1.438 ×X-57.728（Y=綜合素質(zhì)，X=學(xué)業(yè)成績）。由回歸方程可見，醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績越高，其綜合素質(zhì)越高。

方程①和方程②分別以綜合素質(zhì)和學(xué)業(yè)成績作為自變量，以學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)作為因變量，兩個方程均呈正相關(guān)（P＜0.001），表明學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)相互影響，同向變化，而方程①一次項(xiàng)系數(shù)小于方程②一次項(xiàng)系數(shù)，表明學(xué)業(yè)成績對綜合素質(zhì)的預(yù)測作用大于綜合素質(zhì)對學(xué)業(yè)成績的預(yù)測作用。

2.4.3 父親教養(yǎng)方式與醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)間關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型分析 采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步考查父母教養(yǎng)方式與醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績、綜合素質(zhì)之間的關(guān)系。以父母教養(yǎng)方式為潛變量，同時(shí)為模型中的自變量，以父親情感溫暖理解、父親過分干涉、父親拒絕否認(rèn)、父親過度保護(hù)為觀測指標(biāo)，由前可知，父親懲罰嚴(yán)厲、父親偏愛被試、母親過度干涉保護(hù)、母親拒絕否認(rèn)、母親懲罰嚴(yán)厲、母親偏愛被試維度不適合本模型，故未納入，而母親情感溫暖理解維度不被模型接受，也未納入；以綜合素質(zhì)作為因變量，以學(xué)業(yè)成績作為中介變量，所設(shè)置模型如圖1所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，結(jié)構(gòu)模型擬合較好，χ2=16.251，df=6，χ2/df=2.709，GFI=0.991，AGFI=0.970，RMSEA=0.052，NFI=0.983，TLI=0.973，CFI=0.989。使用偏差校正的Bootstrap法計(jì)算中介效應(yīng)及其置信區(qū)間，重復(fù)取樣2 000次，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母教養(yǎng)方式對綜合素質(zhì)的間接效果為 0.287，Bias-Corrected 95%CI為[0.054，0.572]，置信區(qū)間不包含0，表明存在中介效果，父母教養(yǎng)方式對綜合素質(zhì)的直接效果為 0.432，Bias-Corrected 95%CI為[0.118，0.799]，置信區(qū)間不包含0，證明直接效果存在，為部分中介。間接效果的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值為0.287，間接效果的標(biāo)準(zhǔn)誤為0.129，間接效果的顯著水平值為2.22＞1.96，證明間接效果。直接效果的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值為0.432，直接效果的標(biāo)準(zhǔn)誤為0.171，直接效果的顯著水平值為2.53＞1.96，證明直接效果。由此模型可知，父親教養(yǎng)方式（情感溫暖理解、過分干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)）可正向預(yù)測綜合素質(zhì)（β=0.082，P=0.021）和學(xué)業(yè)成績（β=0.124，P=0.002），學(xué)業(yè)成績可正向預(yù)測綜合素質(zhì)（β=0.440，P=0.000），學(xué)業(yè)成績在父親教養(yǎng)方式和綜合素質(zhì)間起部分中介作用。

圖1 父親教養(yǎng)方式與學(xué)業(yè)成績、綜合素質(zhì)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)關(guān)系模型

3 討論

3.1 父母教養(yǎng)方式在人口學(xué)變量上的差異

3.1.1 女生更易感受到母親的溫暖，男生更易感受到父親的嚴(yán)厲 本研究發(fā)現(xiàn)，男生較女生更易體會到父親的懲罰嚴(yán)厲、過分干涉、拒絕否認(rèn)，女生更易得到母親的情感溫暖理解。汪玲等[16]研究也顯示，女生易體會到母親的情感溫暖與理解。這可能是因?yàn)樵谥袊鴤鹘y(tǒng)文化中，社會與家庭對男性的期待和要求更高，并且男女在性格上存在差異，男生大多叛逆好動，富于冒險(xiǎn)和探索精神，不拘小節(jié)，女生大多溫順?gòu)轨o，心思細(xì)膩，較男生更弱小更需要幫助，從而更能獲得母親的關(guān)心呵護(hù)。

3.1.2 來自父母的積極情感支持能幫助孩子獲得更高的學(xué)業(yè)成就 本研究中，長學(xué)制醫(yī)學(xué)生從父親那里得到的情感溫暖理解高于五年制，而五年制醫(yī)學(xué)生更易遭到母親的拒絕否認(rèn)、懲罰嚴(yán)厲。說明來自父親的積極正向情感支持能幫助學(xué)生獲得更高的學(xué)業(yè)水平，而來自母親的消極教養(yǎng)對于提升學(xué)生學(xué)業(yè)水平?jīng)]有幫助。此外，五年制學(xué)生比長學(xué)制學(xué)生更能感受到父母的偏愛。表明來自父母的偏愛不會促進(jìn)學(xué)生獲得更高的學(xué)業(yè)成就。

3.1.3 獨(dú)生子女比非獨(dú)生子女更易感受到來自父母的關(guān)注 本研究中，獨(dú)生子女比非獨(dú)生子女更易感受到父親的情感溫暖理解，也更易感受到父親的過分干涉。同時(shí)獨(dú)生子女更易感受到母親的情感溫暖理解和過度干涉保護(hù)。這可能是因?yàn)?，一方面，隨著物質(zhì)生活和精神水平的提高，獨(dú)生子女父母在子女身上傾注全部的精力和關(guān)心，甚至溺愛子女，子女能得到父母更多情感上的溫暖和理解。但另一方面在獨(dú)生子女家庭中，子女獨(dú)自承擔(dān)父母全部的希望，父親對其成功的要求提高，父親更易通過過分干涉來督促其達(dá)到自己的要求。同時(shí)，在傳統(tǒng)文化中“慈母”的角色使得母親會過度保護(hù)唯一的孩子。

3.1.4 城鎮(zhèn)學(xué)生更易感受到來自父母的關(guān)注，農(nóng)村學(xué)生更易感受到父母的偏愛 本研究中，城市學(xué)生較農(nóng)村學(xué)生更易感受到父母的情感溫暖理解，同時(shí)也更易感受到父親的過分干涉；鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生較農(nóng)村學(xué)生更易得到母親的情感溫暖理解和過度干涉保護(hù)；而農(nóng)村學(xué)生較城市學(xué)生更易感受到父親的偏愛。說明條件越好的地區(qū)，父母對孩子的教養(yǎng)越能投入更多情感支持，使孩子感受到更多父母的關(guān)注，包括溫暖理解和干涉。因?yàn)槌擎?zhèn)父母相較于農(nóng)村父母更能給予孩子長期陪伴，農(nóng)村學(xué)生可能更易處于被“放養(yǎng)”狀態(tài)。

3.2 不同性別、學(xué)制、生源地的醫(yī)學(xué)生在學(xué)業(yè)成績上表現(xiàn)不同

本研究中，在學(xué)業(yè)成績上，女生優(yōu)于男生，長學(xué)制學(xué)生優(yōu)于五年制學(xué)生，城市學(xué)生優(yōu)于農(nóng)村學(xué)生。醫(yī)學(xué)學(xué)習(xí)需要勤奮、堅(jiān)持與自我管理，這方面女生一直比男生更擅長[17]；同時(shí)長學(xué)制比五年制學(xué)生本身的生源質(zhì)量更好，因此學(xué)業(yè)成績更好。而城市生源學(xué)生因?yàn)榻逃Y源和家庭資源更優(yōu)越，可能使得其學(xué)習(xí)能力高于農(nóng)村學(xué)生。

3.3 不同性別、學(xué)制的醫(yī)學(xué)生在綜合素質(zhì)上表現(xiàn)不同

本研究中，在綜合素質(zhì)上，女生高于男生，長學(xué)制學(xué)生高于五年制學(xué)生。這可能是因?yàn)楫?dāng)代女性迫切需要證明自我價(jià)值，為此她們更愿意不斷提高自身能力，而男生反而表現(xiàn)消極。同時(shí)，長學(xué)制專業(yè)培養(yǎng)目標(biāo)本就高于五年制專業(yè)，長學(xué)制學(xué)生入學(xué)以來就被家庭和學(xué)校賦予更高的期待和要求，在大學(xué)的綜合性教育中，他們較五年制學(xué)生擁有更多資源，這些因素可能使他們在綜合素質(zhì)上擁有更好的表現(xiàn)。

3.4 父母教養(yǎng)方式、學(xué)業(yè)成績、綜合素質(zhì)的關(guān)系分析

3.4.1 父母教養(yǎng)方式、學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的相關(guān)性 本調(diào)查表明，學(xué)業(yè)成績與父母教養(yǎng)方式存在顯著正相關(guān)關(guān)系（P＜0.05或P＜0.01）。分別是父親的情感溫暖理解、過分干涉與學(xué)業(yè)成績有顯著的正相關(guān)關(guān)系，母親的情感溫暖理解與學(xué)業(yè)成績有顯著的正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，綜合素質(zhì)與父親的過分干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（P＜0.05或P＜0.001）。說明醫(yī)學(xué)生的父親采取過分干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)的教養(yǎng)方式有助于醫(yī)學(xué)生綜合素質(zhì)的發(fā)展。父母在家庭教育中應(yīng)給予子女充分的情感上的溫暖、理解和幫助，讓他們有安全感。尤其要注意，醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績的提高需要父親的過分干涉參與其中。另外，可能因?yàn)榇髮W(xué)生需要依賴父親的過多關(guān)注、督促甚至嚴(yán)厲的約束來喚起發(fā)展自身綜合素養(yǎng)的動力和愿望，否則進(jìn)入大學(xué)后容易放棄對自己積極發(fā)展的要求。

3.4.2 父親教養(yǎng)方式對學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的多路徑影響 本研究通過結(jié)構(gòu)方程模型分析表明，父親教養(yǎng)方式（情感溫暖理解、過分干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)）顯著正向預(yù)測醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)。而學(xué)業(yè)成績顯著正向預(yù)測綜合素質(zhì)，在父親教養(yǎng)方式與綜合素質(zhì)間起部分中介作用。（1）本研究結(jié)論與其他研究[18]不同的是父親過分干涉、拒絕否認(rèn)、過度保護(hù)等消極的教養(yǎng)方式反而會促進(jìn)醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的正向發(fā)展?？赡苁且?yàn)楸狙芯恐械谋辉嚲鶠獒t(yī)學(xué)生，他們學(xué)習(xí)很刻苦，需要很強(qiáng)的意志力，而這個過程就需要父親的督促與管教，以幫助醫(yī)學(xué)生克服惰性，激發(fā)斗志。因此相較于母親的情感溫暖理解來得容易、頻繁，父親的情感溫暖理解對孩子來說可能顯得更加珍貴和鼓舞人心。總體來說，醫(yī)學(xué)生的學(xué)習(xí)和全面發(fā)展依賴父母尤其是來自父親的密切關(guān)注與管教。而父親教養(yǎng)比母親教養(yǎng)對醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績和綜合素質(zhì)的發(fā)展有著更積極重要的影響。（2）學(xué)業(yè)成績好的學(xué)生一般對自己要求較高，要讓自己全面發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)綜合素質(zhì)的提升。說明醫(yī)學(xué)生已意識到今后的發(fā)展不僅需要扎實(shí)的學(xué)業(yè)技能，也需全面發(fā)展的綜合素養(yǎng)；還說明醫(yī)學(xué)生在學(xué)業(yè)競爭中獲得的能力能遷移至促進(jìn)綜合能力發(fā)展的活動中去，能夠促進(jìn)綜合能力的發(fā)揮與發(fā)展。因此從研究結(jié)論可以看到，當(dāng)代醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績與綜合素養(yǎng)是協(xié)同發(fā)展的。（3）學(xué)業(yè)成績在本研究中起到了中介變量的作用，是理解父親教養(yǎng)方式如何影響綜合素質(zhì)的核心，說明父母教養(yǎng)方式還可通過影響醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)成績間接影響其綜合素質(zhì)。