亲子亲合对青少年学校适应的影响：一个有调节的中介模型

曾练平, 姚良莎, 陈思洁,佘 爱,2, 兰文杰, 赵守盈

1.贵州师范大学 心理学院，贵阳 550001；2.仁怀市第一中学，贵州 仁怀 564500

青少年时期是个体学习、掌握各种知识技能的重要时期，有研究[1]指出，青少年在校时间占其觉醒时间的三分之二，学校系统是家庭系统之外对青少年身心发展成熟产生深远影响的又一重要微系统．林崇德[2]认为适应学校生活是青少年重要发展任务之一，而学校适应是指学生在学校环境中愉快地参与学校活动的过程，是对学习、人际关系及学校的情感与态度等的适应[3]．青春期是青少年自我意识发展的第二个飞跃期，随着身心的迅速发展，主观认知与客观现实的差距容易导致个体出现适应不良，可能产生一系列的消极后效，阻碍其健康成长，因此探讨青少年的学校适应问题尤为重要．

尽管青少年时期个体的自主性需求不断增加，但父母依然是其重要的依恋对象和支持来源[4]．亲子亲合作为亲子关系质量的重要指标之一，它是指父母与子女之间亲密的情感联结，具体体现在彼此积极的行为互动和心理的亲密感受之中[5]．亲子亲合不仅是青少年正常发展的基础条件，也是青少年适应行为的重要保护因子[6]．有研究[7]发现，亲子亲合与学校适应显著正相关，高亲子亲合能够促进个体更好地适应学校生活；凌辉等[8]指出亲子关系能在一定程度上预测学习适应．据此，本研究提出假设1：亲子亲合可以正向预测学校适应．

在回顾过往研究的基础上，本研究认为自尊可能在亲子亲合与学校适应之间起中介作用．自尊是个体自我系统的核心成分之一，对个体的健康适应起着重要的作用[9]．根据“情境-过程-结果模型”理论，情境因素(亲子亲合)可以通过影响个体的心理过程(自尊)进而影响其行为适应[10]．一方面，亲子亲合对青少年自尊的发展起着重要的保护作用．高亲子亲合能够提高个体自尊水平，亲子亲合水平较高的家庭，青少年的自尊水平也较高[11]，并且这种影响会持续到成年早期[12]．另一方面，自尊是影响个体适应行为的核心因素，是反映个体适应状态的重要指标[13]．高自尊的个体善于与他人交往，容易建立和谐的人际关系，获得更多的社会资源，学校适应能力更强[14]．据此，本研究提出假设2：自尊可能在青少年亲子亲合与学校适应之间发挥着中介作用．

积极情绪是个体在环境中体验到愉悦感的程度[17]．已有研究[18]发现，积极情绪在对抗压力时具有缓冲作用．根据“保护因素-保护因素模型”理论[19]，某种保护因素会加强或放大另一种保护因素对积极结果的促进作用，产生“锦上添花”的效果．积极情绪作为个体心理健康的保护因素[20]，在与其他保护因素(亲子亲合、自尊)相互作用的情况下，可能与亲子亲合或自尊产生交互作用．据此，本研究提出假设3：积极情绪可能与亲子亲合或自尊产生交互作用进而调节亲子亲合与学校适应的直接/间接关系．

综上所述，本研究以青少年为研究对象，基于“情境-过程-结果模型”[10]和“保护因素-保护因素模型”[11]的理论，构建了有调节的中介模型(图1)，探讨青少年亲子亲合对其学校适应的作用机制．

图1 有调节的中介模型假设图

1 研究方法

1.1 研究对象

采用整群取样、自愿参与和匿名填写的方式，以贵州省6所中学初一到高三年级的中学生为调查对象，调查前由经过统一培训的研究助理说明调查目的、内容和注意事项，要求调查对象独立完成问卷填写，问卷当场回收．共发放1 100份问卷，剔除漏答、规律作答及自相矛盾的问卷后，得到有效问卷1 012份(回收有效率为92.0%)．被试年龄在11～18岁之间(M=14.38，SD=1.69)，其中，男生477人(47.1%)，女生535人(52.9%)，初一学生88人(8.7%)，初二学生208人(20.6%)，初三学生143人(14.1%)，高一学生149人(14.7%)，高二学生142人(14.0%)，高三学生282人(27.9%)．

1.2 研究工具

1.2.1 亲子亲合量表

采用Olson等[21]编制、张文新等[22]修订的“家庭适应与亲合评价量表”的亲合分量表测量青少年与父母的亲合水平．问卷包括父子/母子亲合2个分问卷，均系单维结构，各包含10个题目，例如，“我与父亲(母亲)困难时相互支持”．采用5点计分，将其中的4个题反向计分后，分别计算父子亲合与母子亲合的得分，再将二者得分的平均数作为亲子亲合总分，得分越高表明亲子关系越好．本研究中整个量表的Cronbach’sα系数为0.86．

1.2.2 自尊量表

数据传输子系统实现了天眼系统各类数据的输入输出管理，既能完成各类原始资料数据的接收、解码、格式转换、质量控制、入库及数据打包转存等预处理功能，又能为外部系统用户提供数据传输下载的FTP服务功能,即为水利系统天眼系统用户和云图广播客户端用户提供数据下载服务，同时为中国气象局提供实时水文数据共享下载服务。

采用Rosenberg[23]编制、田录梅[24]修订的“自尊量表”评定个体自我接纳的程度．修订后的量表共有9个题目，例如，“我感到我有许多好的品质”．采用4点计分，将其中的4个题反向计分后，得分越高表明自尊水平越高．本研究中自尊的Cronbach’sα系数为0.84．

1.2.3 学校适应问卷

采用崔娜[25]编制的“初中生学校适应问卷”测量青少年的学校适应状况．问卷包含学校态度与情感、同伴关系、师生关系、学业适应、常规适应5个维度，共27个题目，例如，“我对学校生活很满意”．采用5点计分，除3，5，14，16，23题外，其他均为反向计分．得分越高表明学校适应水平越高．本研究中学校适应的Cronbach’sα系数为0.91．

1.2.4 积极情绪量表

采用Bradburn[26]编制、陈文锋等人[27]修订的“积极/消极情绪量表”的积极情绪分量表来测量青少年的积极情绪．该量表系单维结构，共8个题目，例如，“因为成功地做完某件事而感到高兴”．采用4点计分，得分越高表明积极情绪水平越高．本研究中积极情绪的Cronbach’sα系数为0.82．

1.3 统计分析

使用SPSS 24.0对数据进行处理和描述统计、信度及相关分析；使用Hayes[28]开发的PROCESS宏程序进行中介和调节作用分析；采用AMOS 21.0进行多群组分析．

2 结 果

2.1 共同方法偏差检验

由于本研究的问卷数据均采用被试自我报告的方式进行收集，因此，可能存在共同方法偏差(CMV)问题，为此，本研究在程序方面进行了相关控制，如对部分问卷条目进行反向计分设置、对被试说明调查目的以减少对题目的猜测度以及匿名作答．在数据分析方面，使用Harman单因子检验方法对本研究收集的数据作共同方法偏差检验，即对所有项目作未旋转后的探索性因子分析．结果显示，本研究中特征值大于1的因子共16个，而第一个因子仅解释了19.98%(<40%)的总变异；此外，将4个研究工具的所有条目负荷置于同一个潜因子上，采用Mplus 7.4进行验证性因素分析，结果显示模型拟合指数不理想(χ2/df=3.13，CFI=0.55，TLI=0.53，RMSEA=0.10，SRMR=0.10)，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题．

2.2 各变量的描述统计及相关分析

相关分析结果显示，青少年亲子亲合与自尊、积极情绪、学校适应4个变量两两之间均呈显著正相关，结果见表1．

表1 各变量的描述统计和相关分析

2.3 有调节的中介模型检验

本研究针对亲子亲合与学校适应之间的关系，构建了一个由亲子亲合、自尊、积极情绪和学校适应组成的有调节的中介模型．以往研究表明，亲子亲合存在显著的性别差异[29]，学校适应存在显著的年级差异[30]，因此本研究在进行数据分析时将被试的性别、年级作为控制变量．

首先，为探讨亲子亲合与学校适应的作用机制，将自尊作为中介变量进行检验(表2)．采用PROCESS程序中的模型4进行中介效应分析．使用偏差校正的百分位Bootstrap法进行置信区间(CI)估计的检验，重复抽样次数为5 000，计算95%的置信区间．结果表明：亲子亲合对学校适应具有直接预测作用(β=0.28，t=9.20，p<0.001)；亲子亲合对自尊具有正向预测作用(β=0.26，t=8.58，p<0.001)；亲子亲合(β=0.18，t=6.23，p<0.001)与自尊(β=0.37，t=12.83，p<0.001)对学校适应也具有正向预测作用．此外，Bootstrap法检验结果表明，自尊对亲子亲合的直接效应、间接效应的95%CI上下限均不包含0(表3)，表明自尊在亲子亲合与学校适应间起到部分中介作用，部分中介效应为0.10，占总效应的35.71%．

表2 青少年自尊的中介模型检验

表3 自尊在亲子亲合与学校适应间的总效应、直接效应及中介效应

采用PROCESS程序中的模型59对有调节的中介模型作进一步分析，该模型假设调节变量可以调节中介模型的前半路径、后半路径与直接路径，与本研究假设一致．结果表明(表4，表5)：将积极情绪放入模型后，亲子亲合与积极情绪的交互项对青少年学校适应的影响有统计学意义(β=0.09，t=3.37，p<0.001)，表明积极情绪调节了亲子亲合与学校适应之间的关系，但是该交互项对自尊的影响无统计学意义(β=0.01，t=0.55，p>0.05)；此外，自尊与积极情绪的交互项对学校适应的影响也无统计学意义(β=0.02，t=0.86，p>0.05)，说明积极情绪对中介效应的前半路径和后半路径没有发挥调节作用．

表4 有调节的中介模型检验

表5 自尊在积极情绪的不同水平上的中介效应

为了进一步揭示亲子亲合与积极情绪交互效应的实质，采用简单效应图来分析积极情绪的调节作用．将积极情绪分为高分组(M+1SD)和低分组(M-1SD)，进行简单斜率分析，检验结果表明，无论是在高积极情绪(β=0.28，t=6.90，p<0.001)，还是在低积极情绪(β=0.10，t=2.57，p<0.01)随着亲子亲合的增加，学校适应呈明显上升趋势(图2)，且积极情绪水平越高，趋势越明显(斜率较大)．

图2 积极情绪亲子亲合与学校适应之间的调节作用

2.4 有调节的中介效应的跨组比较

为检验有调节的中介模型是否具有跨群体的稳定性，本研究对该模型人口学变量(性别、年级)进行了多群组路径分析，如差异无统计学意义表明人口学变量对有调节的中介效应模型不存在影响，如差异有统计学意义则表明人口学变量存在调节作用．结果发现：模型在年级上差异无统计学意义(χ2(18)=11.32，p>0.05)，在性别上差异有统计学意义(χ2(18)=108.89，p<0.001)；进一步分析发现，性别仅在亲子亲合到学校适应这条路径上起作用，男生、女生组模型中亲子亲合到学校适应的路径系数分别为0.43(p<0.001)和0.09(p>0.05)，参数间差异的临界比值为3.31>1.96[31]，说明性别在亲子亲合到学校适应这条路径上存在调节作用，相较于女生，亲子亲合对男生的学校适应影响更大．

3 讨 论

本研究依据“情境-过程-结果模型”和“保护因素-保护因素模型”理论，揭示了亲子亲合与青少年学校适应的关系及作用机制．一方面阐释了亲子亲合“如何起作用”，即通过自尊的中介作用影响学校适应；另一方面剖析了“何时作用更大”，即这一中介过程的直接路径受到积极情绪的调节，相对于积极情绪较低的青少年，积极情绪较高的青少年的亲子亲合对学校适应的预测作用更大．本研究结果为促进青少年的学校适应提供了实证依据．

3.1 亲子亲合与学校适应的关系

本研究结果显示，亲子亲合与青少年的学校适应存在显著正相关，且对学校适应具有显著的正向预测作用，这一结果与过往研究相一致[6-7]．依恋理论认为[32]，亲子关系可以直接促进个体形成良好的适应行为，说明和谐的亲子关系能够对子女的成长发展产生正向的、积极的影响，同时为父母的教育提供了实证依据．这启示我们，在促进青少年学校适应的过程中，提高个体的亲子关系是提高其适应能力的有效方法之一．

3.2 自尊的中介作用

本研究结果显示，自尊在亲子亲合与学校适应之间具有中介效应，研究假设得到了支持，即亲子亲合不仅对青少年的学校适应具有直接影响，也可以通过自尊对其产生间接影响．该中介效应支持了Jessor[33]的问题行为的社会心理模型，即外部环境系统可以通过个体的内部自我系统对其行为系统产生影响．一方面，家庭关系是个体接触的第一个人际关系，和谐的家庭环境是个体形成良好品格的微系统，个体会将与父母交往模式中的经验泛化到其他人际关系中(如师生关系、同学关系)；同时，良好的亲子关系有助于提高学业成绩[34]、减少问题行为[35]、维护心理健康[36]，进而促进个体形成更好的情感体验和社会适应[37]．另一方面，自我决定论认为[38]，自尊作为个体行为的动力性成分和心理需求，当需求得到满足时，个体会积极调整并控制自己的行为，以更为积极的方式适应社会规范．因此，自尊的中介作用启示我们，家庭教育应注重子女与父母间亲子关系的培养，努力提升子女的自尊水平，进而促进其学校适应能力的提升．

3.3 积极情绪的调节作用

本研究进一步探讨了积极情绪在中介过程中的调节作用，结果表明，积极情绪调节了亲子亲合对学校适应影响的直接路径，而在中介过程的前半路径和后半段路径未起到调节作用．这一结果符合“环境-个体交互作用模型”的基本观点，即环境和个体特征的交互作用是影响个体发展与适应的重要因素．

积极情绪调节了亲子亲合预测学校适应的直接路径，随着亲子亲合的提高，高积极情绪的个体其学校适应能力的提升幅度比低积极情绪的个体更强．积极情绪的作用就像“催化剂”，增强了亲子亲合对青少年学校适应的促进作用；高积极情绪的个体对事物更容易产生积极的敏感性，以更积极的方式处理问题，进而有助于青少年与父母形成良好的亲子关系[39]，获得更多身体、智力和社会的资源，从而增强对环境的适应能力[40]．相反，对于积极情绪体验较低的个体，由于他们的个体心理特征与情景因素得不到正确的匹配，导致其不利于社会行为的发展[41]．这一调节作用启示我们，对于具有高消极情绪特质的个体而言，如果要想获得良好的发展，拥有积极的教养方式、避免不良的教养方式是非常必要的．

此外，积极情绪在中介路径的前半路径和后半路径没有起到调节作用，可能是因为自尊属于人格系统的组成因素之一[42]，而人格作为个体的核心组成部分[43]，具有独特和稳定的特点[44]，因此不易受到其他因素的影响而发生改变．当然，仅以本研究的结果不足以得出令人信服的结论，有待今后对此做进一步的研究．

3.4 模型的性别和年级差异

多群组分析发现，模型在年级上差异无统计学意义，在性别上差异有统计学意义．进一步分析表明，性别仅在亲子亲合到学校适应这一路径上存在调节作用，相较于女生，亲子亲合对男生学校适应的影响作用更大．过往研究显示[45]，处于青春期的男生比女生更容易受亲子关系变化的影响，受中国家庭文化影响，女生社会化更多地体现在其家庭角色和情感联系上，女生与家人保持着紧密联系，家庭关系通常比男生更稳定，因此女生在社会适应过程中较少受亲子关系的影响．此外，根据社会角色理论[46]，男生与女生在社会中扮演的角色不同，不同角色的承担者可根据自己对角色的理解和社会对角色的期望从事社会活动．在中国文化背景下，男生一般要比女生承担更多的社会责任，在这种社会角色期望下，男生会表现出更高水平的社交能力，进而成功扮演男性角色．于是，在相同亲子亲合水平的群体中，男生受到社会期望和规范的制约，会促使其在社会交际活动中更为活跃以增强社会适应能力，因此他们在亲子亲合对学校适应的作用路径中表现力较女生更为突出，性别在此发挥调节作用．

就年级方面而言，以往研究发现，在中国文化背景下，由于初中生和高中生多寄宿在学校[47]，相较于儿童时期，其对家庭亲密的主观体验在青少年期有所下降[48]．可能原因在于：① 随着青少年认知能力的提高，对很多事物有了自己的观点，而这种观点常与父母的意见不一致，这使得青少年认为父母不理解自己，从而不愿与父母沟通；② 随着青少年生活范围的扩大，一些理想的成人形象进入他们心中，同时他们也发现父母存在的种种缺点，父母的榜样作用削弱；③ 他们更多地把精力投人到学习和友谊上，在情感上有了其他的依恋对象，与父母的关系便不如儿时亲密[49]．综上，由于初中生和高中生在青春期都具有相同且重要的影响因素，即亲子依恋的程度降低以及寄宿制的存在，在一定程度上削弱了初中生和高中生亲子亲合与学校适应的关系模型在年级方面的差异．

4 结 语

本研究探讨了青少年的亲子亲合与其学校适应的关系，该研究结果有助于进一步深入了解亲子关系的功能作用；同时，本研究还从个人特质和情绪体验的角度探讨了亲子亲合“如何起作用”以及“何时作用更大”，即自尊的中介作用和积极情绪的调节作用，为我们了解学校适应的影响因素提供了实证依据．本研究提示我们既要重视亲子关系对青少年学校适应的影响，同时也要重视对自尊和良好情绪体验的培养与提升．

尽管本研究探讨了亲子亲合、自尊对学校适应的影响机制，扩展并深化了青少年学校适应的研究，但本研究也存在一些不足：第一，研究方法方面，本研究采取横断研究设计，虽然建立在一定的理论基础之上，但依然不能确定各变量之间的因果关系，未来的研究可以考虑采用追踪研究或实验设计对本研究的结果做进一步检验；第二，在数据报告方面，本研究的数据均采用青少年自我报告的方式进行收集，可能存在受其他因素(如社会期望、人格特质、情景因素等)的影响而与实际情况不相符，在今后的研究中可尝试采用自评与他评相结合等多种渠道收集数据，以便进行更准确、全面的测量；第三，由于受客观条件的限制，本研究只选取了贵州省6所中学(3所初中，3所高中)的中学生进行调查，未来的研究可在多省份、多地域选择研究对象，以增强样本的代表性；最后，本研究探讨的是积极情绪的调节作用，后续研究可以考虑消极情绪的作用，以进一步揭示情绪的整体功能对学校适应的影响．

5 结 论

1) 亲子亲合对青少年的学校适应有显著的正向预测作用；

2) 自尊在亲子亲合与学校适应的关系中起中介作用；

3) 积极情绪在亲子亲合与学校适应的关系间起调节作用；

4) 有调节的中介模型在性别差异上有统计学意义．