大学生亲子依恋与子职态度的关系——自主性的中介作用

雷 颖，杜宜展

(1.闽南师范大学教育科学学院；2.福建省应用认知与人格重点实验室； 3.应用认知与人格心理福建省高校重点实验室，福建 漳州 363000)

一 引 言

随着预期寿命的增加和老年人人数的增加，照料和服务老年人的需要正在增加。尊重、照顾年迈父母仍然被认为是最重要的义务，但年轻一代越来越不接受顺从和专制型的孝道[1-2]。子职责任(filial responsibility)与传统中国儒家伦理思想中孝道的概念相似[3],乃为传统孝道伦理中子女责任的部分[4]，这种责任不涉及到权力和不平等[5-6]，是一个被高度重视的终生义务,而且大多数父母和成年子女愿意维护[7]，可以通过孩子对其年长父母的照顾和支持的态度及行为来评估[8-9]。

西方个人主义文化中人们对自主的看法与东方集体主义社会截然不同[10-12]，在西方的理论观点下，自主大多偏向于个人的需求与发展，甚少提及与他人的关系历程。自主并非仅是自己拥有做决定的权利，有能力提供意见给他人，并且懂得适时地询问他人的意见，为自己的决定与选择承担结果，也是其自主的内涵之一[13]。自主包括个性化和联系性这两个领域[12]，个体自主和关系自主取向通过不同的途径(即高度主动/自主与相互依赖)预测心理健康[15]。

依恋被定义为儿童与看护者之间形成的持久的情感纽带[16-17]。依恋理论(Attachment theory)认为，个体一生下来就有依恋系统，控制着他们的亲密关系(如母婴关系、恋爱关系、成年子女与年迈父母之间的关系)[16]。依恋行为系统控制着孩子对他的依恋对象(通常是父母)表现出的情绪和行为的调节和管理[17]。将依恋理论应用于老年护理，理论学家认为成年子女与老年父母之间的社会支持也可能受依恋系统支配[18]。而子职责任是通过一生中父母与孩子的互动，包括婴儿期的依恋相关经验来学习的[19-20]。因此，本研究提出假设H1：亲子依恋与大学生子职态度之间存在正相关

自我决定理论(Self-Determination Theory)认为，自主性的实现是个体和情境相互作用的结果[21]。自主性的每一个维度都有其认知、情感和功能三个方面，需要在独立的自我认同发展中进行自我决定，也需要在相互依赖的自我认同中进行自我决定[22]。在青春期，个体倾向于寻求更大的自主权和探索新的角色[23]，同时保持与父母的联系[24-25]。因此，本研究提出假设H2：自主性与大学生子职态度之间存在相关 。

根据依恋理论，自主的“自我”源于安全的依恋体验，自主连接被定义为对自我的需要和独立的能力，以及对亲密关系和亲密关系中令人满意的功能的需要和能力[26]。建立安全的亲子依恋关系不仅有助于孩子的生存，而且有助于成年后与父母的积极支持交流[27]。根据自我决定理论，社会环境通过满足三个基本的心理需求,自主性(autonomy)、能力(competence)和关联性(relatedness)来影响动机[21]，自主作为个体基本的心理需要，它可能会在亲子依恋和子职行为中发挥中介作用。基于此，本研究提出假设H3:亲子依恋通过自主性对大学生的子职态度有间接影响。

综上所述,本研究以大学生为样本，探索亲子依恋与大学生子职态度的关系，以及自主性是否会在其中起到中介作用。基于依恋理论及其对养老的启示[18]，我们假设亲子依恋与子职态度有正相关；根据自我决定理论，自主性需要在独立的自我认同发展中进行自我决定，也需要在相互依赖的自我认同中进行自我决定[22]。我们假设大学生自主性与其子职态度之间存在相关；根据依恋理论，自主的“自我”源于安全的依恋体验[26]，我们假设亲子依恋通过自主性对大学生的子职态度有间接影响。相应的研究模型如图1所示。

图1 亲子依恋、自主性和子职态度的研究模型

二 研究方法

(一)研究对象

采用方便取样方法，选取福建省某所高校的大学生为研究对象，以青少年自主性量表(AAS)、亲子依恋问卷(IPPA)和子职态度量表进行测查，共发放问卷400份，剔除无效问卷后，回收有效问卷303份，有效回收率为75.75%。

(二)研究工具

1．亲子依恋量表。采用Armsden等人编制、Raja等人修订的父母和同伴依恋问卷简版(IPPA)[28]，本研究将父子依恋和母子依恋两个分问卷合二为一作为亲子依恋的测量。采用5点计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，分数越高表示依恋的安全性水平越高。其中，第3、5、7、8、13、15、17、18是反向题。以往的研究表明，该问卷信度和效度良好，适合用于测量大学生亲子依恋情况。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.777。

表1 人口学变量分布

2．青少年自主性量表。采用Yeh & Yeng所发展的青少年自主性量表(AAS)，包含个体化自主性(individuating autonomy)与关系性自主性(relating autonomy) 两面向各6题，共计12题[12]。两个面向都分别具有认知、功能与情绪三个部分，每一部分各2题。量表采用 Likert 6点量表，1代表“完全不符合”，6代表“完全符合”，无反向计分。分数越高，表示自主性越高，与父母亲关系的自主性越高。该问卷在本研究中的Cronbach’s α系数为0.837。

3．子职态度量表。采用徐韵琴编制的子职态度量表，是综合对子女敬重与体恤父母及照护自己与家人的认知、情感及行为等三方面评价判断产生的主观看法[29]。其中认知成分有11道题，情感成分包括7道题，行为倾向包括6道题，总共24道题。采用 Liker 五点量尺，从“非常同意”至“非常不同意”，共分为五个等级选项。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.913。

三 结果分析

(一)共同方法偏差检验

由于客观条件限制，本研究让被试对各个量表上的感受或者表现进行自我报告，这有可能会造成共同方法偏差效应，因此使用Harman单因子检验法来验证数据是否存在共同方法偏差。结果显示，特征值大于1的因子一共有10个，且第一个因子解释了25.88%的总变异量，低于40%的临界标准，说明共同方法偏差不明显。

(二)数据初步分析

人口学变量的差异分析结果如表2所示。大学生的亲子依恋在不同的父母教养方式和童年是否为留守儿童方面具有显著差异；在不同的性别、年级、出生情况和生源地等方面大学生亲子依恋程度的差异不具有统计学意义。

大学生的自主性在不同出生情况、生源地、父母教养和童年是否为留守儿童方面具有差异；大学生自主性在不同性别上的差异不具有统计学意义。

大学生的子职态度在不同父母教养方式以及童年是否为留守儿童方面存在差异；在不同的性别、出生情况、生源地等方面的差异不具有统计学意义。

表2 人口学变量差异分析

(三)相关分析

表3结果显示，亲子依恋与自主性呈显著正相关(r=0.494，p<0.01),自主性与子职态度呈显著正相关(r=0.510,p<0.01)，亲子依恋与子职态度呈显著正相关(r=0.616,p<0.01)。

表4结果显示，亲子依恋与子职态度的认知成分呈显著正相关(r=0.396，p<0.01),亲子依恋与子职态度的情感成分呈显著正相关(r=0.622，p<0.01)，亲子依恋与子职态度的行为倾向成分呈显著正相关(r=0.611，p<0.01)。

表3 各变量的均值、标准差和相关矩阵

表4 亲子依恋与子职态度三个成分的相关矩阵

表5结果显示，亲子依恋与个体自主性呈显著正相关(r=0.223，p<0.01),亲子依恋与关系自主性呈显著正相关(r=0.570，p<0.01)，个体自主性与关系自主性呈显著正相关(r=0.354，p<0.01)。

表5 亲子依恋与自主性两个维度的相关矩阵

表6结果显示， 个体自主性与子职态度的认知成分呈显著正相关(r=0.205，p<0.01)，个体自主性与子职态度的情感成分呈显著正相关(r=0.159，p<0.01)，个体自主性与子职态度的行为倾向成分呈显著正相关(r=0.241，p<0.01)，关系自主性与子职态度的认知成分呈显著正相关(r=0.448，p<0.01),关系自主性与子职态度的情感成分呈显著正相关(r=0.487，p<0.01),关系自主性与子职态度的行为倾向成分呈显著正相关(r=0.472，p<0.01)。

表6 自主性两个维度与子职态度三个成分的相关矩阵

(四)回归分析

首先，以子职态度为因变量，亲子依恋为自变量进行回归分析；其次以自主性为因变量，以亲子依恋为自变量进行回归分析；最后以子职态度作为因变量，亲子依恋和自主性为自变量进行回归分析。

表7 亲子依恋、自主性与子职态度的回归分析

由表7可知，在第一步亲子依恋与子职态度的回归方程中，亲子依恋能够显著正向预测子职态度(β=0.616，p<0.05)，可预测子职态度变异量的37.9%；在第二步亲子依恋与自主性的回归方程中，亲子依恋能够显著正向预测自主性(β=0.494，p<0.05)，可预测子职态度变异量的24.4%；在第三步的回归方程中，同时加亲子依恋和自主性，亲子依恋能显著正向预测子职态度(β=0.472，p<0.05)，可发现自主性能显著正向预测子职态度(β=0.278，p<0.05)，自主性和亲子依恋可共同预测子职态度变异量的43.8%。

图2 亲子依恋、自主性与子职态度的回归分析

(五)中介作用分析

Baron和Kenny的逐步法作为检验中介效应最流行的方法，近年来受到了诸多质疑，甚至有学者呼吁停止使用其中的依次检验,改用目前普遍认为较好的Bootstrap法直接检验系数乘积[30]。因此本研究采用具有更高检验力的Bootstrap法对自主性在大学生亲子依恋与子职态度中的中介作用分析。

表8 自主性在亲子依恋与子职态度的中介效果量

由表8可知，亲子依恋对子职态度的总效应显著c=1.0721，SE=0.0819，p=0.000，95%的置信区间为[0.0000,0.9110]。

亲子依恋对子职态度的直接效应显著c= 0.8187，SE=0.0919，p=0.000，95%的置信区间为[0.0000，0.6378]，即亲子依恋能直接预测子职态度。

以子职态度作为因变量，将亲子依恋作为自变量，自主性作为中介变量同时介入回归方程后，间接效应显著0.2534，SE=0.0653，95%的置信区间为[0.1365，0.3890],即亲子依恋在自主性与子职态度之间起部分中介作用，中介效应占比为23.64%。

四 讨 论

(一)人口学变量差异讨论

本研究发现，相较于权威型和放纵型的父母教养方式，民主型的父母教养方式下大学生的自主性程度高，与国外研究相一致[15]。还发现童年不是留守儿童的大学生比童年是留守儿童的大学生自主性程度高。主张自主取向可能源自较少的支持性和养育性环境。也就是说，个体自主性的发展，在某种程度上，可能是一种必要的功能[15]。

国外研究表明，与多子女家庭的孩子相比，独生子女家庭的孩子有较高的责任为父母提供帮助[31]，而本研究发现，子职态度在出生情况上没有差异，与国外研究相悖。原因可能是本研究只评估了大学生的子职态度，这只是一种意愿，鉴于照顾意愿与实际行为之间的差异[32]，作为子女都有照顾父母的意愿，但相对于多子女家庭，独生子女没有兄弟姐妹可以帮忙分担，因此会承担更多责任。相较于权威型和放纵型的教养方式，民主型的教养方式下大学生的子职态度更高。正如国外一研究发现，子职责任是通过一生中积累的父母与孩子的互动，包括婴儿期的依恋相关经验来学习的[10]。

(二)自主性、亲子依恋与子职态度的关系

本研究发现，自主性与子职态度呈显著正相关，但是相较于个体自主性，关系自主性与亲子依恋及子职态度的相关较高。验证了东西方国家在自主性上差异，例如在日本，父母对家庭凝聚力或亲近感的评分与他们的控制呈正相关，而在美国，则呈负相关[10]。根据自我决定理论，社会环境通过满足三个基本的心理需求，自主性、能力和关联性来影响动机[21]。当这些需求得到满足时，个体会表现出更积极的生活态度。亲子依恋与大学生子职态度呈显著正相关，与国外一些研究结果基本一致，建立安全的亲子依恋关系不仅有助于孩子的生存，而且有助于父母在成年后期的积极支持交流[27]。良好的亲子依恋是促进亲子之间沟通与交流的重要途径，这有助于子女形成更积极的子职态度。亲子依恋通过自主性对大学生子职态度有间接的影响，与国外一研究相一致，即个体自主性的增长与亲子亲密度的增加有关[20]。正如自我决定理论的观点，自主性的实现是个体和情境力量相互作用的结果[21]。

五 结束语

随着预期寿命的增加和老年人人数的增加，照料和服务老年人的需要正在增加，然而年轻一代越来越不接受顺从和专制型的孝道[1-2]，面对这种社会人口结构和文化价值观的变化，我们想要探索现代青年人的子职态度以及影响他们意愿的原因。这不仅为了解青年一代子职态度提供支持，而且有助于解决老年人的照顾需求，还为将来家庭养老提供借鉴。因此，本研究旨在探讨自主性和亲子依恋如何共同作用影响大学生的子职态度，以指导中国大学生与父母良好亲子关系的构建，以及未来对于父母的经济性或情感性的支持。

本研究也有自身的局限性。第一，本研究是横向研究，我们无法进行因果关系的推断。第二，本研究只评估了大学生的子职态度，这只是一种意愿。鉴于照顾意愿与实际行为之间的差异[32],需要进一步研究。第三，只关注大学生这一群体，后续研究可以将子职态度这个变量的研究对象扩充到其他群体，例如儿童，中年人等。