亲子亲合对青少年积极应对方式的影响——心理韧性的中介作用和性别的调节作用

王 凯，廖素群

（1.韶关学院 医学院；2.韶关学院 教师教育学院，广东 韶关 512005）

青少年是人生发展的关键阶段，在这一阶段会面临来自家庭、学习、人际沟通等多方面的压力，当其无法适应时，会出现手机成瘾［1］、非自杀自伤行为等消极的应对方式［2］。然而，有研究表明，当青少年面对学业等压力时也会采取积极应对方式［3］。积极应对方式是指个体以解决问题为导向，主动寻求内外部资源，积极构建解决问题的策略［4］。研究发现，积极应对方式可以减缓个体因压力事件而激发的负面情绪［5］，且积极应对方式对青少年身心发展具有重要的预测作用［6］。因此，从提升青少年心理健康水平角度考量，有必要探讨积极应对方式的影响因素及影响机制。

对于青少年成长，家庭的重要地位不言而喻，且一直是研究者关注的焦点。研究表明，良好的家庭环境有利于青年的心理健康［7］。亲子亲合不仅是衡量家庭中父母与子女联结度的重要指标之一，也是青少年心理发展过程中最为稳定的保护因素［8］。亲子亲合是指个体与父母之间的亲密联结，不仅包括个体与父母的积极互动行为，也包括彼此之间的亲密感受［9］。研究发现，中学生家庭亲密度程度与应对方式中的问题解决等积极应对方式关系显著［10］。研究还发现，亲子亲合能够正向预测青少年的学校适应［11］，而学校适应与积极应对方式紧密相关。据此，提出假设1：亲子亲合正向预测青少年的积极应对方式。

以上研究仅探究了亲子亲合与积极应对方式两个变量的关系，为了更好地了解青少年积极应对方式的形成机制，有必要进一步探究其作用过程，如根据相关理论和实证研究构建模型。心理韧性是青少年心理健康中重要的中介变量。心理韧性也称心理弹性、复原力，是个体在面临困境、挫折、失败等情境时能积极应对和适应的能力［12］，是个体应对压力情境的一种重要的积极心理资源。研究表明，父亲亲合和母亲亲合均能正向预测流动儿童的心理韧性［13］。研究还表明，中小学生的亲子亲合正向预测心理韧性［14］。此外，在心理韧性和积极应对之间关系的研究中发现，拥有较高心理韧性水平的青少年能够积极应对其所面临的压力，避免损害心理健康［15］。研究发现，农村留守中学心理韧性正向预测积极应对［16］。据此，提出假设2：心理韧性在亲子亲合与青少年积极应对方式中起中介作用。

中介效应的研究可以回答亲子亲合和青少年积极应对方式之间关系的作用机理，然而忽视了不同背景中的差异。性别是青少年心理研究中常见的人口统计学变量。性别化家庭过程模型认为，男女生会因家庭环境中父母的养育方式影响而有所不同［17］。研究发现，亲子亲合对男生学校适应的影响比女生更大［11］。因而，本研究认为性别会是影响亲子亲合和积极应对方式关系的重要调节因素，对其探究有助于为不同性别群体制定差异化培育策略提供理论依据。据此，提出假设3：性别在亲子亲合和青少年积极应对方式的关系间起调节作用。

综上，以往的研究虽然关注亲子亲合对积极应对方式的影响及探讨其中的影响机制，然而鲜有研究关注青少年心理韧性、亲子亲合和积极应对方式的关系及性别的调节作用。因此，基于以往相关理论和实证证据，本研究基于2 088 名青少年的大样本数据，探索亲子亲合是否预测青少年积极应对方式，以及结合积极心理学视角，进一步探讨心理韧性和性别在二者关系中的作用。换言之，本研究需检验一个有调节的中介模型，如图1 所示。

图1 有调节的中介模型

一、研究方法

（一）研究对象

采用整群抽样法，选取广东省某市三所学校的学生进行问卷调查，其中普通中学1 所、中等职业学校2 所。以班级为单位发放2 200 份问卷，回收有效问卷2 088 份，有效率为95%。其中，男生890人，女 生1 198 人；城 镇1 032 人，农 村1 056 人；独生子女1 459 人，非独生子女629 人。平均年龄为 15.58±1.36 岁。

（二）研究工具

1.青少年心理韧性量表（Resilience Scale for Chinese Adolescent）

采用胡月琴等编制的青少年心理韧性量表［12］。该量表共27 个条目，包括个人力（目标专注、情绪控制、积极认知）和支持力（家庭支持和人际协助）两个维度，每个条目采用Likert 5 级评分制，得分越高表明个体的心理韧性水平越高。该量表已被运用于中国青少年研究，并具有良好的信效度［18］。本研究中，个人力维度的Cronbachα 系数为0.81；支持力维度的Cronbachα 系数为0.81；总量表的Cronbachα 系数为 0.87。

2. 亲子亲合量表（Parental Cohesion Scale）

采用由张文新等人修订的家庭适应和亲合评价问卷［19］，包括题目完全相同的父亲和母亲两个分量表，每个分量表各10 个条目，每个条目采用Likert 5 级评分制，得分越高表明个体的亲子亲合度越高。该量表用于探究青少年感知到的亲子亲合水平，有较好的信效度［20］：本研究中父亲合测量的Cronbachα 系数为0.78；母亲合测量的Cronbachα系数为0.78；总量表的Cronbachα 系数为0.86。

3.中学生应对方式量表（Coping Style Scale of Middle School Students）

采用黄希庭等人编制的中学生应对方式量表中问题解决和求助两个维度来测量个体的积极应对方式［21］。问题解决应对方式共 8 个条目，求助应对方式共7 个条目，每个条目采用Likert 5 级评分制，得分越高表明个体越倾向采取积极应对方式。本研究中，问题解决维度的Cronbachα 系数为 0.88；求助维度的 Cronbachα 系数为 0.83；积极应对方式的Cronbachα 系数为0.91。问卷效度拟合指标可接受：χ2（90）=1 393.87，RMSEA=0.08，CFI=0.91，NFI=0.90，TLI=0.89。

（三）数据处理

运用SPSS 25.0 对变量进行描述统计，采用相关分析初步探索积极应对方式、心理韧性和亲子亲合之间的相关关系。在此基础上，采用Hayes 编制的Process 程序对心理韧性在亲子亲合与青少年积极应对方式之间的中介效应及性别调节效应进行检验。

二、研究结果

（一）共同方法偏差检验

本研究采用的量表均为自陈量表，为避免共同方法偏差对统计的影响，采用Harman 单因子检验法进行共同方法偏差检验。数据整理录入完毕后，将所有研究变量纳入探索性因素分析中，进行未旋转因素分析。检验结果显示，特征值大于1 的因子一共有12 个，未旋转得到的第一个因子解释的变异量为21.63%，远小于40%的临界值。因此，本研究数据不存在严重的共同方法偏差。

（二）描述性统计及相关分析

各变量描述性统计结果，见表1。

表1 各变量描述性统计及相关分析

表1 的结果表明，积极应对方式、心理韧性和亲子亲合彼此呈显著正相关，且各维度显著正相关，相关系数范围在0.21～0.92 之间，P＜0.01。

（三）亲子亲合与积极应对方式的关系：有调节的中介模型

首先将所有变量进行标准化处理，采用偏差矫正的百分位Bootstrap 法，使用Hayes 编制的Process 宏程序，在抽样5 000 下，选择Model 4 对心理韧性的中介效应进行检验，结果见表2 和表3。

表2 有调节的中介模型检验

表3 亲子亲合与积极应对方式的中介效应分析

如表2 所示，回归分析表明，亲子亲合显著正向预测心理韧性（β=0.30，t=14.27，P＜0.001）；当把亲子亲合和心理韧性同时当作预测变量，把积极应对方式当作结果变量进行分析，结果表明，亲子亲合能够显著正向预测积极应对方式（β=0.30，t=16.42，P＜0.001），心理韧性能够显著正向预测积极应对方式（β=0.42，t=22.94，P＜0.001）。

如表3 所示，中介效应检验表明，心理韧性中介效应 95% 的置信区间为［0.11，0.15］，不包含 0，说明心理韧性在亲子亲合对积极应对方式的影响中存在显著的中介效应。由于亲子亲合对积极应对方式的直接效应的95%的置信区间为［0.26，0.34］，因此，心理韧性在两者关系中起部分中介作用，中介效应（0.13）占总效应（0.43）的30.23%。

根据假设模型，如图1 所示，选择model 5 进行调节效应检验。回归分析表明，亲子亲合正向预测积极应对方式（β=0.30，t=15.92，P＜0.001），性别对积极应对方式作用不显著（β=0.02，t=1.02，P＞0.05），亲子亲合和性别的交互项对积极应对方式的预测作用显著（β=-0.05，t=-3.05，P＜0. 01），95%的置信区间为［-0.09，-0.02］。这一结果说明，性别在亲子亲合和积极应对方式的关系中具有调节作用。

为深入揭示亲子亲合与性别的交互效应，本研究进行了简单斜率检验，并取不同性别和亲子亲合正负一个标准差的值绘制交互效应图，见图2。结果发现，在女生中，亲子亲合对积极应对方式的正向预测作用显著（β simple =0. 36，t=13.96，P＜0. 001）；在男生中，亲子亲合对积极应对方式的正向预测作用 显 著（β simple=0.25，t=9.89，P＜0. 001）。研 究结果表明，随着亲子亲合水平的增加，积极应对方式得分呈上升趋势；与男生相比，女生的上升趋势明显。

图2 性别在亲子亲合与积极应对方式关系间的调节作用

三、讨论

家庭在青少年心理发展中扮演着重要的角色，家庭成员的良好互动是影响青少年心理健康发展的重要因素。研究发现，良好的亲子关系有利于青少年的身心健康发展［22］。本研究从积极心理视角出发，着重探究了亲子亲合与青少年积极应对方式之间的关系，并厘清了心理韧性和性别在二者关系中所承担的角色。相关统计显示，积极应对方式、亲子亲合和心理韧性存在不同程度的显著正相关，且三个变量的各维度均呈现显著正相关。这与以往的研究结论一致［13-16］。家庭是培养青少年心理素质的重要场所，当父母与青少年子女具有亲密的联结时，青少年拥有更强的心理韧性，并采取问题解决、求助等积极的方式应对压力、挫折或困境。

（一）心理韧性的中介作用

本研究显示，亲子亲合在一定程度上正向预测青少年积极应对方式，验证了假设1。究其原因，一方面，亲子间的良好互动可以提升个体情绪管理能力。研究发现，初中生亲子关系正向影响情绪弹性［23］。因此，当青少年面对生活和学习上的困扰时，能够更好地管理情绪，选择问题解决或求助的方式应对压力，较少使用自伤、逃避、否认等消极的应对方式；另一方面，拥有高亲子亲合水平的子女，其自尊水平也会更高［24］，而自尊是影响青少年积极应对方式的重要因素［25］。

本研究还显示，心理韧性在亲子亲合与积极应对方式之间关系中起部分中介作用，中介效应占总效应的30.23%，验证了假设2。这一结果再次表明，心理韧性是青少年心理发展中的重要中介变量。本研究表明，亲子亲合水平不仅直接影响青少年积极应对方式程度，而且还通过心理韧性间接对积极应对方式产生作用。具体而言，青少年在良好的亲子互动中获得来自父母的理解、支持和信任会显著影响心理韧性［26］，即青少年在良好的家庭环境中拥有更高水平的心理韧性，当面对应激环境时，可以充分调动这种积极的心理资源，采取积极的方式应对挑战［27］。

（二）性别的调节作用

本研究通过引入性别变量，具体考察了性别亲子亲合与青少年积极应对方式之间的调节作用。结果表明，亲子亲合对青少年的积极应对方式存在性别差异，该结论支持性别化家庭过程模型。具体而言，女生比男生更能调节两者的关系，也就是说，在女生群体中，亲子亲合对积极应对方式具有更强的预测作用。这与以往的研究不同［11］，其中的差异仍需进一步探讨。

四、研究启示

本研究结果表明，亲子亲合和心理韧性对青少年的积极应对方式有着非常重要的影响。这为培育青少年积极应对方式，提高其心理健康水平提供了新的视角。首先，在亲子亲合层面，心理健康教育工作者可以积极开展家庭教育，使父母充分了解青少年的心理特征，引导父母与青少年子女构建良好的亲子关系，学会处理亲子冲突，同时在学校教育中，教导青少年理解父母，积极换位思考，最终父母和青少年子女合力提升亲子亲合水平。其次，在心理韧性层面，心理健康教育工作者，可以通过开展以培育心理韧性为主题的课堂活动，让青少年学会面对压力和挫折的方法，提高心理韧性水平。再次，在性别的调节效应层面，女生在亲子亲合与积极应对方式关系中具有更大的调节效应提示心理健康教育工作者，在培育青少年积极应对方式时，应对女生格外关注。

五、研究局限

本研究对心理韧性和性别在亲子亲合与青少年积极应对方式之间的作用进行了充分的探讨，但仍存在不足，需要在后续研究中进一步改进。首先，本研究为横断研究，难以确定变量之间的因果关系，未来可采用追踪研究，通过交叉滞后分析考察变量之间的因果关系。其次，研究所有数据均是学生自评方式获得，未来可考虑教师和家长等他评方式，以保证数据的客观性。最后，本研究仅仅考察了心理韧性和性别的作用，自变量与因变量之间是否存在其他变量的影响，未来需纳入其他变量，对青少年积极应对方式的形成和发展机制进行更深层次探索。