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摘 要： 這篇教育核心期刊論文發表了高中生父母教養方式與應對方式的相關研究，對于高中生來說，正處于人生的關鍵時期，也是成長中的叛逆期，父母家庭教育的教養方式顯得尤為重要，這篇論文就對高中生家庭教養方式進行了研究，以下是詳細內容。
這篇教育核心期刊論文發表了高中生父母教養方式與應對方式的相關研究，對于高中生來說，正處于人生的關鍵時期，也是成長中的叛逆期，父母家庭教育的教養方式顯得尤為重要，這篇論文就對高中生家庭教養方式進行了研究，以下是詳細內容。
關鍵詞：教育核心論文,教養方式,高中生
近年來，隨著經濟水平和素質教育的不斷發展，人們日益認識到父母的教養活動對孩子的發展有著很大影響。特別是高中生，他們處在高等教育和義務教育的過渡帶，面臨著學習、工作、生活的重重壓力，再加之其人格也尚未完全成熟，很容易采取極端片面行為方式來應對所面臨的事件。而許多研究也表明應對方式的選擇是影響個體心理健康的主要因素。在高度應激狀態下，如果個體缺乏良好的應對方式，其心理受損的程度比普通人群至少高出兩倍，極易引發心身疾病。相反，積極主動適應的的應對方式，則有利于消除或者緩解個體緊張、不安、恐懼、焦慮等負性情緒。因此，通過父母合適的家庭教養方式，以培養學生積極適宜的應對方式就顯得極為關鍵。
1.1家庭教養方式
家庭教養方式又稱父母教養方式，是父母教養態度、行為和非言語表達的集合，具有跨情境的穩定性。家庭教養方式的研究始于Baurmind對兒童與其家庭環境的研究。后來，關于家庭教養方式的研究主要集中于對家庭教養方式的分類上。如Baurmind根據教養行為元素(如溫暖、參與、成熟要求和監督等)配置的差異，將家庭教養方式分為民主型、專制型和容許型三種類型。此后，Maccoby和Martin又基于此將家庭教養方式分為民主型、專制型、溺愛型和忽視型四種類型。這也是目前使用較普遍的分類方式。
我國學者也對家庭教養方式進行了很多分類。比如劉建榕和劉金花把家庭教養方式分為拒絕型、嚴厲型、溺愛型、期待型、矛盾型和分歧型等。雖然分類各不相同，但有關研究均已表明家庭教養方式對孩子的成長和發展有著重要的作用，不過與西方孩子相比，專制型教養方式下的中國兒童并沒有產生類似于西方文化背景下的消極影響，尤其在學業成績上。
1.2應對方式
目前國內外關于應對方式的研究已較為成熟，具體體現在對應對方式的分類和因子探索上。在分類方面：特質論者根據適應結果將其分為積極與消極兩種類型;Valiant等人根據心理發展的成熟度將其劃分為自戀型、不成熟性、神經癥和成熟型;我國學者肖計劃在此基礎上又將應對方式分為成熟型、不成熟型和混合型。在應對方式因子探索方面：黃希庭把中學生應對方式分為問題解決、求助、退避、發泄、幻想和忍耐八個因子;張敏和雷開春將大學生應對方式也分攻擊、求助、自責、退避、轉移、幻想、問題解決和消極情緒反應八個維度。
此外也有研究從性別、年齡、生理狀況、人格等角度對應對方式進行了探索，但得出的結果基本一致。而目前從高中生這個特殊群體入手，考慮家庭教養方式對應對方式的研究相對較少，也存在不一致性。此外，也有的研究顯示應對方式是家庭教養方式對第三方變量影響的中介變量。鑒于此，本研究擬進一步驗證高中生家庭教養方式與其應對方式的關系，以期豐富相關領域的研究和為培養學生積極的應對方式提供家庭教養方式方面的依據。
1.3研究目的和意義
本研究擬在對現在高中生家庭教養方式和應對方式了解的基礎上，通過分析高中生家庭教養方式和應對方式之間的具體影響機制，一方面為父母有效實施家庭教育和培養學生在應激狀態下能夠采取積極適宜的應對方式提供參考建議，同時旨在豐富相關領域的研究。
2.研究方法
2.1研究對象與施測
被試是選自陜西省渭南市某重點和某普通高中高一、高二27個班的學生，共1000名。其中高一13個班635人，高二14個班654人。發放問卷1000份，有效回收823份，回收率為82.3%。所有問卷均采用單盲團體施測，待問卷全部做完后統一現場回收。
2.2研究工具
2.2.1父母教養方式量表(EMBU)
父母教養方式量表由岳冬梅等人修訂。該量表最先由瑞典C.Penis等人編制，具有良好的信度和效度。本研究中父親教養方式量表的內部一致性系數a為0.847，母親教養方式的內部之一致性系數a為0.872。該量表采用4級評分，1表示“從不”，4表示“總是”。共有66個項目，其中父親教養方式包括6個因子，分別為情感溫暖理解、過分干涉、懲罰嚴厲、偏愛被試、拒絕與否認以及過度保護;母親教養方式包括情感溫暖與理解、過分干涉、偏愛被試、拒絕與否認、懲罰嚴厲5個因子。但由于現在獨生子女占很大一部分，而對于獨生子女而言不存在偏愛一說，故本研究刪去了偏愛被試這一維度。
2.2.2應對方式量表
應對方式量表是由肖計劃等人參考國外已有理論及量表，結合我國的實際情況修訂而成的。共62個項目，包含六個因子，即解決問題、自責、求助、幻想、退避和合理化。本研究中該量表的內部一致性系數a為0.703。
2.3數據管理
剔除不合格(答題明顯不認真、人口學變量未寫、未答完或沒有按要求作答)問卷177份。然后將數據錄入電腦，采用Spss19.0進行統計分析。
3.研究結果
3.1描述分析
4.分析與討論
4.1描述分析
由表1可知，家庭教養方式父親方面，城市孩子在情感溫暖理解、過分干涉和拒絕否認因子上與農村孩子差異顯著，T=3.00，P<.01;T=3.32，P<.01;T=2.46，P<.05;母親方面，城市孩子在情感溫暖理解、懲罰嚴厲、過分干涉過分保護、拒絕否認因子上與農村孩子差異顯著，T=3.23，P<.01;T=2.07，P<.05;T=3.08，P<.01;T=2.35，P<.05。而重點高中和普通高中的高中生則僅在父親過分保護因子上差異顯著，T=2.00，P<.05。這與前人研究結果大致相同。造成其中不同之處的可能原因是現在城市競爭壓力日益增加，城市父母教育孩子更加合理和科學化，也可能與城市父親的文化水平有關。此外，與農村相比，如今城市孩子大多數是獨生子女，因此父母對于孩子分配的教育精力和關注度增多，同時也可能與城市父母的文化程度和教育理念有關。 由2表中，重點高中和普通高中的學生在應對方式自責、幻想、退避和合理化因子上差異顯著，T=-2.69，P<.01;T=-4.03，P<.01;T=-2.66，P<.01;T=-2.36，P<.05。這與假設也基本一致。造成這種差異的原因可能是重點高中學生相對而言比普通高中的學生更加成熟，處理事情的能力也更加合理科學。
4.2相關分析
由表3中，家庭教養方式母親方面懲罰嚴厲因子與應對方式自責因子呈顯著正相關(P=.018<.05);情感溫暖理解因子與應對方式退避因子呈顯著負相關(P=.012<.05)。這與史廣紅和李艷萍的研究結果有一致之處。而造成其中不同之處的原因可能與教育和文化的地域性差異有關。
4.3回歸分析
表4中，將應對方式分為積極和消極兩類，并以同時進入法進行了回歸分析，結果顯示家庭教養方式對積極應對方式的回歸方程為：y=18.936-0.019x1+0.010x2，其中x1為父親教養方式，x2為母親教養方式，并且該模型統計意義顯著，T=19.283，p=<.01;家庭教養方式對消極應對方式的回歸方程為：y=13.682-0.002x1+0.004x2，并且該模型統計學意義顯著，T=11.792，p=<.01。這與前人研究一致，即家庭教育方式可以預測應對方式。
五.結論
城市和農村孩子在父母教養方式除父親過分保護和懲罰嚴厲因子外，其他因子均差異顯著;重點高中和普通高中學生父母教養方式僅在父親過分保護因子上存在顯著差異;且在應對方式自責、幻想、退避和合理化因子上也存在顯著差異;在遇到應激情景時，重點高中和普通高中學生在自責、幻想、退避和合理化因子上差異顯著。(作者單位：寧夏大學教育學院)
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