親子依戀與初中生親社會行為：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)*

王艷輝 李董平 孫文強 趙力燕 賴雪芬 周月月

(1嘉應(yīng)學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院,廣東 梅州 514015)(2華中師范大學(xué)心理學(xué)院,武漢 430079)(3安徽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院,蕪湖 241000)(4成都文理學(xué)院教育學(xué)院,成都 610401)

1 前言

親社會行為是個體在社會交往中表現(xiàn)出來的幫助、合作、分享、安慰等一切有利于他人和社會和諧的行為及趨向(Eisenberg,Fabes,&Spinrad,2006),是個體社會性發(fā)展的重要方面。大量研究表明,親社會行為對青少年的學(xué)業(yè)成績、人際關(guān)系、身心健康等具有重要影響(Layous,Nelson,Oberle,Schonert-Reichl,&Lyubomirsky,2012;Wentzel,2003;Wentzel,Filisetti,&Looney,2007)。因此,考慮到親社會行為在個人發(fā)展和社會和諧中的重要作用,為了更好地培養(yǎng)初中生的親社會行為,有必要對親社會行為的影響因素及作用機制進行探討。本研究在依戀理論及發(fā)展系統(tǒng)理論的框架下,將綜合考察家庭因素(親子依戀)、個體因素(心理資本)和同伴因素(不良同伴交往)對初中生親社會行為的影響及作用機制,以期對該問題進行解答,從而為初中生親社會行為的培養(yǎng)提供針對性的建議。

1.1 親子依戀與親社會行為

家庭是兒童青少年成長的重要場所,是影響青少年成長的重要微觀系統(tǒng),親子依戀作為家庭系統(tǒng)的重要方面,對個體的親社會行為具有重要影響(相關(guān)綜述可參見Mikulincer &Shaver,2015a)。首先,依戀理論認為,個體與重要他人的依戀狀況會影響個體對他人的心理表征,即“內(nèi)部工作模式”(internal working model)(Bowlby,1973;Shaver &Mikulincer,2002),進而影響個體的人際互動行為(如親社會行為)。安全依戀的個體具有較強的聯(lián)結(jié)感和安全感,對自己和他人具有積極的態(tài)度,認為他人是值得信賴的,因此更容易做出積極的反應(yīng);相反,不安全依戀的個體對他人持懷疑態(tài)度,較少能知覺、注意及回憶對方善意的信息,較多對對方行為持有負面的期待和解釋(Rowe &Carnelley,2003),而這些負面的工作模式會妨礙個體的親社會態(tài)度和行為。其次,以Mikulincer為代表的理論家近年來也指出,安全依戀的個體能夠?qū)⒆约旱淖⒁饬D(zhuǎn)移到他人的需要并且能夠準(zhǔn)確地共情和有效地反應(yīng);相反,不安全依戀的個體由于過分關(guān)注自己內(nèi)心的脆弱敏感,進而缺少足夠的心理資源對他人的需要感同身受,從而阻礙其親社會行為(Gillath et al.,2005;Mikulincer &Shaver,2015a)。綜合而言,這些理論觀點認為,安全依戀對個體的親社會行為具有重大影響。截至目前,已有大量實證研究支持了親子依戀與個體親社會行為之間的聯(lián)系(e.g.,Andretta et al.,2015;Eberly &Montemayor,1998;Laible,2007;Oldfield,Humphrey,&Hebron,2016;Thompson &Gullone,2008)。這些發(fā)現(xiàn)表明,親子依戀對個體親社會行為具有重要的促進作用。但是,正如Mikulincer和Shaver (2015a)指出的那樣,現(xiàn)有研究對二者之間的中介變量和調(diào)節(jié)變量仍然缺乏深入的研究,無法回答親子依戀“怎樣” (how)起作用以及“在何種條件下” (when)對親社會行為起作用的關(guān)鍵問題,不利于有針對性的預(yù)防和干預(yù)工作的有效開展。

1.2 心理資本的中介作用

隨著積極心理學(xué)的興起,心理資本(psychological capital)對個體心理和行為的增益性作用受到越來越多研究者的關(guān)注。心理資本是指個體在成長和發(fā)展過程中表現(xiàn)出來的“一般的、積極的心理狀態(tài)或能力” (Luthans &Youssef,2007)。它包括樂觀、希望、自我效能和韌性四個要素,分別代表了個體對當(dāng)前和未來的積極信念(樂觀)、認為自己有能力鎖定目標(biāo)并通過恰當(dāng)路徑實現(xiàn)目標(biāo)(希望)、在面對挑戰(zhàn)性任務(wù)時相信自己有能力取得成功(自我效能)以及在面對困難和逆境時能夠堅持和努力(韌性)(Luthans,Avolio,Avey,&Norman,2007)。雖然已有不少研究關(guān)注心理資本某一具體要素(e.g.,Blake &Norton,2014;Heinonen,R?ikk?nen,Keltikangas-J?rvinen,&Strandberg,2004;Snyder,2002;Steinberg &Silk,2002),但對不同要素進行整合研究具有獨特的價值。首先,根據(jù)多元資源理論(multiple-component resource theory;Hobfoll,2011),心理資本各要素可能并不是相互獨立的,而是以協(xié)同方式發(fā)揮作用,因此整體作用比各部分作用之和還要大。其次,在方法上,各因素間的聯(lián)系本質(zhì)上暗示不同要素可能存在一個高階因子將它們聯(lián)系起來,也就是這里所講的心理資本(Luthans,Avolio et al.,2007)。最后,從實踐的角度來看,對各個因素進行共同干預(yù)比只對單一因素進行干預(yù)對個體的發(fā)展更為有利(Luthans,Avey,Avolio,Norman,&Combs,2006)。因此,越來越多研究者傾向于將各要素進行整合研究(Luthans,Youssef,&Avolio,2015)。另外,作為一種介于特質(zhì)變量與狀態(tài)變量之間的類狀態(tài)變量(state-like),心理資本具有可測量、可開發(fā)的特點(Luthans,Youssef,&Avolio,2007),因此選擇心理資本進行研究具有獨特的實踐意義。

以上探討了心理資本這一變量獨特的理論和實踐價值,但本研究選擇心理資本做中介變量,更為重要的原因是,心理資本的增加極有可能是親子依戀調(diào)動內(nèi)部資源的“重要體現(xiàn)”。前人研究表明,親子依戀能夠有效地增加個體的內(nèi)部資源(Shaver&Mikulincer,2002),而心理資本作為人類積極的心理資源(Luthans et al.,2015),很可能是親子依戀對個體行為產(chǎn)生作用的近端因素。綜上,考慮到心理資本是極為重要的個體心理品質(zhì),反映了個體自身核心的積極狀態(tài),在親子依戀與親社會行為間可能發(fā)揮著重要作用,加上該變量本身獨特的特征,本研究選擇其作為環(huán)境(親子依戀)與行為(親社會行為)間可能的中介變量進行探討。

一方面,良好的親子依戀可以促進個體的心理資本。盡管目前有關(guān)心理資本影響因素的研究尚處于起步階段,但有研究者論證或檢驗了親子依戀與心理資本各要素的關(guān)系(付佳麗,婁鳳蘭,2015)。(1)就樂觀而言,擁有安全依戀的個體通常擁有更有效的情緒管理、對事件的威脅性知覺較低、面對失去時感受到較低的困擾,他們也更多地尋求朋友支持、對他人擁有更多信任、對同伴行為的積極期待和歸因也較多。這些因素與樂觀的表現(xiàn)是一致的(Heinonen et al.,2004)。(2)就希望而言,安全依戀所包含的良好親子互動(如父母對子女需要的及時回應(yīng))有助于個體對人際交往產(chǎn)生信任和希望(Snyder,1994,2002)。一項元分析表明,親子依戀與希望的關(guān)系穩(wěn)健,其中安全型依戀與希望的相關(guān)為0.39、焦慮型依戀和回避型依戀與希望的相關(guān)分別為?0.22和?0.23,且不同研究的結(jié)果較為一致(Blake &Norton,2014)。(3)就自我效能而言,良好的親子依戀能促使個體產(chǎn)生自我價值感并提升自信心,且父母情緒支持和信息支持有利于個體增強完成任務(wù)的信心,從而提升自我效能感(Steinberg&Silk,2002)。實證研究發(fā)現(xiàn),親子依戀可以正向預(yù)測自我效能(Parsa,Yaacob,Redzuan,Parsa,&Esmaeili,2014)。(4)就韌性而言,擁有良好親子依戀的個體傾向于認為自己是有價值的、值得他人關(guān)愛、對他人的期待也較為積極,因此會增加個體解決問題的信心并努力爭取重要他人的支持(Atwool,2006),而這正是個體發(fā)展韌性的有利條件。Karreman和Vingerhoets (2012)發(fā)現(xiàn),安全依戀有助于個體韌性的增強。類似地,毛向軍和王中會(2013)也發(fā)現(xiàn),親子依戀對流動兒童的心理韌性具有促進作用。上述研究表明,親子依戀對心理資本具有重要影響。

另一方面,擁有較多心理資本的青少年更可能做出親社會行為。具體而言：(1)高樂觀的個體對自身成功有更多期待、覺得實現(xiàn)成功的可能性更高,這類個體會有較少的情緒困擾,也更能注意他人的狀態(tài)和需要。高樂觀的個體在行為上也更愿意幫助他人,這符合“達則兼濟天下”的思想(鄭曉瑩,彭泗清,彭璐珞,2015)。(2)高希望的個體容易覺察到親社會行為所帶來的積極結(jié)果,因而更可能做出親社會行為(Andersson,Giacalone,&Jurkiewicz,2007)。(3)高自我效能的個體更善于對自己的情感和認知進行管理,心理社會功能也更強,因此更容易關(guān)注到他人的需要并做出相應(yīng)的積極反應(yīng);而且,高自我效能的個體幸福感更強(Caprara &Steca,2005),而自身的幸福感更有利于個體做出助人行為(van Beest &Williams,2011)。(4)高韌性的個體在面對困難和逆境時的堅持,意味著他們擁有較好的壓力應(yīng)對和情緒管理的能力,較少被負性情緒所左右,使得他們能夠有更多精力為他人提供幫助(Karreman&Vingerhoets,2012)?？傊?良好的心理資本意味著個體對自身、他人和環(huán)境有著更好的認識和預(yù)期,在人際交往過程中會有更多他人定向。因此,當(dāng)其自身需要得以滿足時,可以有更多資源來幫助那些有需要的人(Eisenberg et al.,2006)。目前關(guān)于心理資本與親社會行為間的實證研究還較為缺乏,本研究將對這一有意義的路徑進行探索。

綜上,本研究預(yù)期親子依戀作為家庭環(huán)境中的重要因素,可能通過影響個體的重要心理品質(zhì)(心理資本)進而影響個體的行為傾向(親社會行為),即心理資本可能在親子依戀與親社會行為間起中介作用。但迄今為止,尚缺乏研究對心理資本在親子依戀與親社會行為之間可能的中介作用進行檢驗。

1.3 不良同伴交往的調(diào)節(jié)作用

中介作用可以回答自變量怎樣對因變量起作用的問題,但中介作用只關(guān)注變量關(guān)系發(fā)生的“過程”和“共性”問題,不能回答自變量對因變量的作用對誰(或在什么情況下)更顯著的問題,即變量關(guān)系發(fā)生的“條件”和“個性”問題(陳武,李董平,鮑振宙,閆昱文,周宗奎,2015)。另外,雖然大多數(shù)研究肯定了親子依戀對親社會行為的促進作用,但也存在一些不一致的結(jié)果,如Simons,Paternite和Shore(2001)發(fā)現(xiàn),親子依戀與親社會行為相關(guān)不顯著。以往研究的分歧提示我們,親子依戀與親社會行為間的直接/間接關(guān)系有可能存在一定的條件性,或者受到一些因素的調(diào)節(jié)(e.g.,Eisenberg et al.,2006;Eisenberg,Spinrad,&Knafo-Noam,2015)。實證研究也發(fā)現(xiàn)了一些調(diào)節(jié)變量的存在,如高親子依戀與親社會行為的正向聯(lián)系在低畏懼的男孩子中更明顯(Padilla-Walker &Nelson,2010)。就本研究而言,對心理資本中介作用的檢驗可以解釋親子依戀影響親社會行為的機制,但這種中介作用可能在不同的情況下有所不同,也就是受到其他因素的調(diào)節(jié)。本研究將考察同伴環(huán)境中的重要變量——不良同伴交往(deviant peer affiliation)對“親子依戀→心理資本→親社會行為”這一中介路徑的調(diào)節(jié)作用。

不良同伴交往是指與具有違法違紀(jì)等偏差行為(如打架、偷竊、撒謊等)的友伴的交往(Rudolph et al.,2014)。以往對親社會行為的研究中,也有考察同伴因素的作用,但基本上沒有研究考察不良同伴交往對親社會行為的影響,而是通常將其與問題行為等聯(lián)系在一起(Dodge,Dishion,&Lansford,2006)。其原因可能在于,不良同伴交往對行為不良(如攻擊行為)的影響更加明顯,也更易理解,而不良同伴交往對個體積極行為的影響則相對隱秘,因此在研究中一直被忽略。然而,這一隱秘的路徑確實有可能存在。首先,不良同伴交往會塑造和影響個體的態(tài)度、價值觀、規(guī)范信念等(van Hoorn,van Dijk,Meuwese,Rieffe,&Crone,2016),當(dāng)青少年觀察到同伴做出作弊、偷竊、威脅、搶劫等行為時,對其親社會價值觀會產(chǎn)生干擾。其次,已有研究表明,不良同伴交往會增加個體的攻擊等問題行為(Gardner,Dishion,&Connell,2008),而攻擊行為顯然與親社會行為中的謙讓、合作等行為相悖。再者,不良同伴交往會導(dǎo)致個體的抑郁情緒增多(Fergusson,Wanner,Vitaro,Horwood,&Swain-Campbell,2003),而在抑郁情緒下,個體較少能注意到他人的需要并做出積極反應(yīng)(Moica et al.,2016),從而減少親社會行為。另外,考慮到青少年的成長環(huán)境中難免會接觸到或多或少的越軌同伴,因此在研究初中生親社會行為的培養(yǎng)時,不應(yīng)忽視對不良同伴交往的考察。

需要說明的是,部分研究在同時考察家庭環(huán)境與不良同伴交往對青少年發(fā)展的影響時,主要感興趣不良同伴交往在家庭環(huán)境與發(fā)展結(jié)果之間的中介作用(如陳武等,2015),少有研究將不良同伴交往作為調(diào)節(jié)變量進行檢驗,本研究將對不良同伴交往在“親子依戀－心理資本－親社會行為”這一中介鏈條前后兩半段的調(diào)節(jié)作用進行考察。誠然,家庭環(huán)境是青少年選擇朋友和朋友圈的重要影響因素(陳武等,2015;van Ryzin,Fosco,&Dishion,2012),但青少年一旦結(jié)交越軌同伴之后,個體會同時受家庭環(huán)境和同伴環(huán)境的共同作用。根據(jù)人類發(fā)展的生態(tài)學(xué)模型,不同環(huán)境對個體的影響存在著交互作用(Bronfenbrenner,1979),因此考察不良同伴交往的調(diào)節(jié)作用具有理論可行性。實證研究表明,同伴環(huán)境和家庭環(huán)境確實存在一定的交互作用。例如,Dishion,Nelson和Bullock (2004)發(fā)現(xiàn),不良同伴交往對問題行為的促進作用在家庭管理程度低的男孩中更加明顯。此外,個體—環(huán)境交互作用模型(Lerner,Lerner,Almerigi,&Theokas,2006)指出,個體行為是在個體和環(huán)境交互作用中形成和發(fā)展的,個體自身因素也會與環(huán)境因素產(chǎn)生交互作用從而影響個體發(fā)展,因此不良同伴交往也有可能對個體心理資本的作用產(chǎn)生調(diào)節(jié)。部分實證研究證實了個體因素與同伴因素的交互作用。例如,Gardner等人(2008)發(fā)現(xiàn),青少年的反社會行為受到個體自我管理和不良同伴交往的共同作用,且二者之間存在交互效應(yīng)。因此,不良同伴交往(同伴因素)有可能影響家庭因素(親子依戀)和心理資本(個體因素)的作用大小。

在不良同伴交往發(fā)揮調(diào)節(jié)作用的過程中,理論上可能存在兩種具體的模式：“雪中送炭”和“杯水車薪” (關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)模式的更多介紹可參見Cohen,Cohen,West,&Aiken,2003;Li,Zhang,Li,Li,&Ye,2012;Rueger,Malecki,Pyun,Aycock,&Coyle,2016)。兩種不同的調(diào)節(jié)模式代表的是不同的規(guī)律,對實踐和干預(yù)也具有不同的啟示。具體而言,在“雪中送炭”模式下,親子依戀/心理資本的保護作用在不良同伴交往較多時更加明顯(見圖1a)。根據(jù)該模式,當(dāng)個體的不良同伴交往增多時,親子依戀/心理資本的保護作用隨之增大,相對而言,不良同伴交往的風(fēng)險作用受到緩沖,因此這種模式符合“韌性”的觀點。在該模式下,對親子依戀/心理資本的保護作用可以有較多信心,而對越軌同伴的風(fēng)險作用則不必過于擔(dān)心。因此在干預(yù)時可將干預(yù)重點更多地放在親子依戀/心理資本上,重點培養(yǎng)學(xué)生的親子依戀/心理資本。在“杯水車薪”模式下,親子依戀/心理資本的保護作用在不良同伴交往較少時更加明顯(見圖 1b)。根據(jù)該模式,當(dāng)個體的不良同伴交往增多時,親子依戀/心理資本的保護作用隨之減弱。也就是說,不良同伴交往不僅自身會帶來不利影響,還將減弱其他保護因素的作用,具有“變本加厲”的效果。在該模式下,對于保護因素的有利作用不能過分樂觀,而對風(fēng)險因素的不利作用則要更加重視,因此在干預(yù)時要更多地關(guān)注青少年的不良同伴交往。鑒于以往不良同伴交往與親子依戀、心理資本交互作用的研究還十分稀缺,本研究僅假設(shè)不良同伴交往對“親子依戀→心理資本→親社會行為”這一中介路徑的調(diào)節(jié)作用顯著,對具體的調(diào)節(jié)模式(雪中送炭vs.杯水車薪)不做具體假設(shè)。

圖1 兩種交互效應(yīng)模式

綜上所述,本研究依據(jù)發(fā)展系統(tǒng)理論和依戀理論,構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介模型,檢驗了心理資本在親子依戀與初中生親社會行為間的中介作用,以及不良同伴交往對該中介過程的調(diào)節(jié)作用。對來自家庭、同伴、個體等不同層面的各因素的綜合考察有助于整體了解各背景與自身發(fā)展系統(tǒng)的聯(lián)動過程。此外,本研究首次在親子依戀與親社會行為間引入心理資本和不良同伴交往,有助于深入了解親子依戀起作用的機制以及該作用機制發(fā)揮的促進/緩沖條件,從而為親社會行為的促進和培養(yǎng)提供參考。

本研究假設(shè),心理資本在親子依戀與親社會行為間起著中介作用(假設(shè) 1),這一中介作用受到不良同伴交往的調(diào)節(jié)(假設(shè)2)。也就是說,親子依戀對親社會行為的作用可以用一個有調(diào)節(jié)的中介模型來描述。假設(shè)模型如圖2所示。考慮到年齡、性別和社會經(jīng)濟地位可能和親社會行為有關(guān),在模型檢驗時將其作為控制變量納入。

圖2 假設(shè)模型

2 方法

2.1 被試

采用分層整群抽樣選取被試,具體做法是,根據(jù)近年來廣東省各地市人均GDP等綜合發(fā)展指標(biāo),選取經(jīng)濟社會各方面發(fā)展比較靠前(珠海)和相對落后(梅州)地區(qū)的初級中學(xué)作為本次調(diào)查的總體,每個地區(qū)各抽取一所重點中學(xué)和一所普通中學(xué)的學(xué)生為樣本。經(jīng)學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)和學(xué)生本人知情同意,共有737名初中生(平均年齡 13.92歲,標(biāo)準(zhǔn)差為 0.73)參加并完成全部問卷。其中,男生為50.89%,女生為49.11%。初一為50.20%,初二為49.80%。父親和母親受教育程度為“小學(xué)及以下”者分別占9.77%和17.91%,“初中”水平者分別占47.35%和47.22%,“高中(職高/技校/中專)”水平者分別占 30.80%和25.51%,“大?！彼秸叻謩e占6.92%和5.70%,“本科”水平者分別占3.93%和2.17%;“研究生及以上”水平者分別占0.54%和0.54%,(父親受教育程度資料缺失5人,母親受教育程度資料缺失7人)。其父母受教育程度與國家統(tǒng)計局公布的第六次全國人口普查數(shù)據(jù)相應(yīng)群體受教育水平的全國平均狀況接近。

2.2 研究工具

2.2.1 親子依戀

采用“父母和同伴依戀問卷”的親子依戀分問卷簡本進行測量(李董平等,2015)。包含13個項目,從親子信任、親子溝通、親子疏離(反向計分)等方面測量親子依戀的安全性。例如,“我信任父母”。采用5點計分,1表示“沒有”,5表示“總是”。根據(jù)問卷使用手冊(Armsden &Greenberg,1987),該問卷3個維度具有較高的內(nèi)部一致性。計算各維度平均分,分?jǐn)?shù)越高表示親子依戀的安全性越高。本研究中,驗證性因子分析表明,三因子模型對數(shù)據(jù)擬合良好,χ(62,

N

=737)=252.28,CFI=0.95,SRMR=0.04,RMSEA=0.07,RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.06,0.07]。本研究中,親子信任、親子溝通、親子疏離三個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.77、0.82、0.79,總問卷的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.89。

2.2.2 親社會行為

采用“親社會行為問卷”對親社會行為進行測量(董奇,林崇德,2011)。該問卷包含12個項目,如“我喜歡參加校內(nèi)外組織的社會公益活動”。采用 4點計分,1表示“沒有”,4表示“總是”。計算所有項目的平均分,分?jǐn)?shù)越高表示個體的親社會行為越多。本研究中,驗證性因子分析表明,單因子模型對數(shù)據(jù)擬合良好,χ(54,

N

=737)=457.46,CFI=0.91,SRMR=0.05,RMSEA=0.10,RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.09,0.11]。本研究中,問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。

2.2.3 心理資本

采用張闊、張賽和董紅穎(2010)編制的“積極心理資本問卷” (PPQ)進行測量。該問卷的題目設(shè)置具有較強的一般性,內(nèi)容沒有明確的情境限定,適用范圍廣(張闊等,2010),對認知能力、閱讀能力的要求比較低,且已有部分研究在初中生群體中使用了該問卷(楊新國,徐明津,陸佩巖,黃霞妮,黃雪雯,2014;曾昱,夏凌翔,2013;張效芳,杜秀芳,2014)。我們前期的預(yù)備研究中,以 119名初中生為被試,對積極心理資本問卷的信效度進行了檢驗,結(jié)果表明,PPQ在初中生群體中的信效度較好。具體而言,樂觀、希望、自我效能、韌性等各維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.71到0.83之間,總問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。心理資本與自尊(

r

=0.71,

p

<0.001)和幸福感(

r

=0.59,

p

<0.001)顯著正相關(guān),與心理不安全感(

r

=?0.51,

p

<0.001)和抑郁(

r

=?0.60,

p

<0.001)顯著負相關(guān)。因此,雖然張闊等人(2010)量表開發(fā)的文章是以大學(xué)生為被試,但該問卷在中學(xué)生中也具有良好的適用性。該問卷包含26個題目,測量樂觀(如“我總是看到事物好的一面”)、希望(如“我充滿信心地追求自己的目標(biāo)”)、自我效能(如“我總是能出色地完成任務(wù)”)和韌性(如“遇到挫折時,我能很快地恢復(fù)過來”)等4個維度。采用7點計分,1表示“完全不符合”,7表示“完全符合”。計算所有項目的平均分,分?jǐn)?shù)越高表示個體心理資本越高。本研究中,驗證性因子分析表明,四因子模型對數(shù)據(jù)擬合良好,χ(293,

N

=737)=1418.19,CFI=0.91,SRMR=0.07,RMSEA=0.08,RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.077,0.084]。本研究中,樂觀、希望、自我效能、韌性等各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.63、0.77、0.78、0.68,總問卷的 Cronbach’s α 系數(shù)為0.86。

2.2.4 不良同伴交往

采用“不良同伴交往問卷” (Li et al.,2013;李董平,周月月,趙力燕,王艷輝,孫文強,2016)對被試好朋友的偏差行為進行測量。使用自我報告法測得的不良同伴交往與其他來源(父母報告、教師報告)所測得的不良同伴交往存在中等程度的相關(guān)(Fergusson,Woodward,&Horwood,1999;Li,Chen,Li,&Deater-Deckard,2015;Rudolph et al.,2014)。該問卷包含 8個項目,所測偏差行為包括煙酒使用、作弊、盜竊、網(wǎng)絡(luò)成癮、身體和言語攻擊等。例如,“你的好朋友中有多少人受學(xué)校處分？”采用5點計分,1表示“沒有”,5表示“全部”。計算所有項目的平均分,分?jǐn)?shù)越高表示個體結(jié)交的越軌同伴越多。本研究中,問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。單因子模型擬合良好,χ(18,

N

=737)=126.15,CFI=0.96,SRMR=0.04,RMSEA=0.09,RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.08,0.11]。

2.3 研究程序

本研究采用團體施測,在征得學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)和學(xué)生本人知情同意后,以班級為單位進行。每班配備 1到 2名主試,主試均為受過主試操作培訓(xùn)的本科生。測試前主試宣讀指導(dǎo)語,在指導(dǎo)語中說明本次調(diào)查的意義,并強調(diào)此次調(diào)查不記名、答案無對錯之分,要求被試根據(jù)自己的實際情況獨立作答。被試完成全部問卷的時間約需30分鐘。

2.4 分析思路

采用SPSS 20.0和Mplus 7.4分析數(shù)據(jù)。分析步驟如下：

(1)使用驗證性因子分析評價測量模型。

(2)采用溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的基于結(jié)構(gòu)方程的中介分析的檢驗程序,檢驗心理資本的中介效應(yīng),該檢驗流程綜合了依次檢驗法和 Bootstrap法的優(yōu)點(溫忠麟,葉寶娟,2014)。檢驗步驟有兩步,第一步構(gòu)建從自變量到因變量的結(jié)構(gòu)方程模型,第二步構(gòu)建納入中介變量后的結(jié)構(gòu)方程模型。這樣可以得到依次檢驗的結(jié)果和 Bootstrap方法的置信區(qū)間。由于中介效應(yīng)

ab

的抽樣分布往往不服從正態(tài)分布,因此采用偏差校正的非參數(shù)百分位 Bootstrap方法對中介效應(yīng)的置信區(qū)間進行估計(方杰,張敏強,2012;溫忠麟,葉寶娟,2014)。該方法通過對原樣本進行有放回的隨機抽樣來重新構(gòu)造樣本分布(本研究共構(gòu)造 5000個樣本,每個樣本容量均為737人),獲得參數(shù)估計的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤及置信區(qū)間。若其 95%置信區(qū)間不含零,則表示有統(tǒng)計顯著性(Erceg-Hurn &Mirosevich,2008)。本研究中所選用的評價指標(biāo)包括：比較擬合指數(shù)(comparative fit index,CFI)、Tucker-Lewis指數(shù)(Tucker-Lewis index,TLI)、標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根(standardized root mean square residual,SRMR)、近似誤差均方根(root mean square error of approximation,RMSEA)。當(dāng) CFI、TLI大于0.90,SRMR、RMSEA小于0.08時,認為模型擬合良好(Hu &Bentler,1999;Kline,2005)。

(3)采用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法(latent moderated structural equation,LMS)檢驗越軌同伴的調(diào)節(jié)效應(yīng)(Klein &Moosbrugger,2000)。由于傳統(tǒng)回歸模型沒有考慮指標(biāo)的測量誤差,通常會扭曲參數(shù)估計結(jié)果(Edwards,2008),而運用潛變量來檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)可以對參數(shù)進行更好的估計。在進行潛調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗時,LMS具有獨特的優(yōu)勢：不需要人為構(gòu)造乘積指標(biāo),避免了不同乘積指標(biāo)生成策略產(chǎn)生參數(shù)估計不一致的問題;也不要求交互項服從正態(tài)分布,所以避免了乘積項非正態(tài)分布時產(chǎn)生的估計偏差(Kelava et al.,2011;Klein &Moosbrugger,2000)。由于 LMS法不提供CFI、TLI、RMSEA等傳統(tǒng)擬合指數(shù),因此,采用以下步驟對調(diào)節(jié)模型進行檢驗。首先,運用 Bootstrap方法檢驗第一個模型,即沒有調(diào)節(jié)項時的模型(限定模型),得到模型擬合的似然比值LogL;其次,用 LMS法檢驗第二個模型,即有調(diào)節(jié)項時的模型(全模型),得到模型擬合的似然比值 LogL;最后,使用公式 LR=?2 × (LogL?LogL)對兩模型似然比值進行檢驗,如果第一個模型擬合良好且 LR檢驗顯著,則可認為加入潛調(diào)節(jié)項的模型也擬合良好(參見 Perren,Ettekal,&Ladd,2013;Sun,Li,Zhang,Bao,&Wang,2015)。另外,LMS法限定潛變量的平均數(shù)為0,標(biāo)準(zhǔn)差為1。模擬研究表明,LMS的標(biāo)準(zhǔn)誤估計在潛變量非正態(tài)分布時仍然具有無偏性(Brandt,Kelava,&Klein,2014)。

另外,使用平均數(shù)替換缺失值(當(dāng)缺失值比例較低時,各種處理方法所得結(jié)果差別不大)。在中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析中,對所有潛變量的指標(biāo)采用標(biāo)準(zhǔn)化處理以減少多重共線性,并將性別、年齡和社會經(jīng)濟地位作為控制變量納入。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗

本研究變量的測量全部采用被試的自我報告,由此可能帶來共同方法偏差。為了降低這種可能存在的偏差,在程序控制上,我們在問卷設(shè)計階段盡可能適當(dāng)變換指導(dǎo)語、反應(yīng)語句和計分方式,平衡問卷的正向題和反向題。統(tǒng)計上,在數(shù)據(jù)回收后,采用兩種方法進行共同方法偏差的檢驗：(1)采用Harman單因子檢驗法(Podsakoff,MacKenzie,Lee,&Podsakoff,2003),對所有變量進行未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析,結(jié)果表明,特征根大于 1的因子共有 12個,第一個因子解釋的變異量為 21.15%,遠小于40%的臨界值。(2)采用單一的共同方法因子控制法對共同方法偏差進行檢驗,該方法的檢驗相對較為準(zhǔn)確(熊紅星,張璟,葉寶娟,鄭雪,孫配貞,2012),結(jié)果顯示,包含共同方法因素的模型不能擬合數(shù)據(jù)。因此,兩種方法的結(jié)果均表明,本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

3.2 各變量之間的相關(guān)

表1列出了各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣。相關(guān)分析表明,各變量在結(jié)構(gòu)內(nèi)和結(jié)構(gòu)間均存在相關(guān),且相關(guān)系數(shù)的大小和方向符合預(yù)期。具體而言,親子依戀的各指標(biāo)與心理資本和親社會行為各指標(biāo)正相關(guān),心理資本各指標(biāo)與親社會行為各指標(biāo)正相關(guān),不良同伴交往與親子依戀、心理資本以及親社會行為負相關(guān)。另外,性別與親社會行為相關(guān)不顯著,年齡與親社會行為負相關(guān),社會經(jīng)濟地位與親社會行為正相關(guān)。

3.3 測量模型檢驗

在進行中介效應(yīng)檢驗前,運用驗證性因子分析對測量模型進行檢驗。本研究中所使用的潛變量共有 4個,分別為親子依戀(包括親子信任、親子溝通、親子疏離三個指標(biāo))、心理資本(包括自我效能、韌性、希望、樂觀四個指標(biāo))、親社會行為(包括打包后的三個指標(biāo))和不良同伴交往(包括打包后的三個指標(biāo))。結(jié)果表明,測量模型擬合良好,χ(59,

N

=737)=198.22,CFI=0.97,TLI=0.97,SRMR=0.04,RMSEA=0.06,RMSEA的 90%置信區(qū)間為[0.05,0.07]。如表2所示,每個指標(biāo)在相應(yīng)因子上的標(biāo)準(zhǔn)化負荷顯著(

p

s <0.001)。潛變量的相關(guān)系數(shù)見表3,具體而言,親子依戀與心理資本、親社會行為正相關(guān),心理資本與親社會行為正相關(guān),不良同伴交往與親子依戀、心理資本、親社會行為負相關(guān)。

3.4 心理資本的中介作用檢驗

采用溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的基于結(jié)構(gòu)方程的中介分析的檢驗程序檢驗心理資本的中介效應(yīng),采用偏差校正的非參數(shù)百分位 Bootstrap方法對各系數(shù)的置信區(qū)間進行估計。第一步,檢驗親子依戀的直接效應(yīng),結(jié)果顯示模型擬合良好,χ(23,

N

=737)=71.30,CFI=0.98,TLI=0.98,SRMR=0.04,RMSEA=0.05,RMSEA的 90%置信區(qū)間為[0.04,0.07]。在控制了年齡、性別和社會經(jīng)濟地位后,親子依戀對親社會行為的預(yù)測作用顯著(β=0.40,

p

<0.001),95%置信區(qū)間為[0.33,0.52],親社會行為變異的解釋量為 16.9%。第二步,在原有模型的基礎(chǔ)上加入心理資本作為中介變量,結(jié)果顯示模型同樣擬合良好,χ(59,

N

=737)=263.96,CFI=0.95,TLI=0.94,SRMR=0.06,RMSEA=0.07,RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.06,0.08],心理資本和親社會行為的變異解釋量分別為38.1%和36.2%。如圖3所示,在控制了性別、年齡和社會經(jīng)濟地位之后,親子依戀對心理資本的預(yù)測作用顯著(β=0.62,

p

<0.001),95%置信區(qū)間為[0.54,0.69],心理資本對親社會行為的預(yù)測作用也顯著(β=0.56,

p

<0.001),95%置信區(qū)間為[0.46,0.64],但親子依戀對親社會行為的預(yù)測作用不顯著(β=0.06,

p

>0.05)。中介效應(yīng)量為0.35,

p

<0.001,95%置信區(qū)間為[0.27,0.44],中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例(

ab

/

c

)為87.5%。因此,心理資本在親子依戀與親社會行為間的中介效應(yīng)顯著,假設(shè)1得到驗證。

表2 測量模型：潛變量因子負荷

表3 各潛變量的相關(guān)系數(shù)

圖3 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.5 不良同伴交往對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用檢驗1 運用 LMS法檢驗不良同伴交往對親子依戀與親社會行為間直接作用的調(diào)節(jié)效應(yīng),結(jié)果表明調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

為了檢驗不良同伴交往的調(diào)節(jié)效應(yīng),需要估計兩個模型。模型1在上述中介效應(yīng)模型的基礎(chǔ)之上,加入不良同伴交往的主效應(yīng),結(jié)果顯示模型擬合良好,χ(95,

N

=737)=360.59,CFI=0.95,TLI=0.94,SRMR=0.06,RMSEA=0.06,RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.06,0.07],親社會行為變異解釋量為36.5%。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入潛交互項(親子依戀×不良同伴交往,心理資本×不良同伴交往),并運用似然比方法檢驗加入交互項后,模型2是否比模型 1擬合更好。在包含潛交互項的模型中,LogL=?11043.21,未包含潛交互項的模型中LogL=?11049.24,LR (

df

=3)=12.06,

p

<0.01,表明模型2確實較模型1更為改善。另外,就調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性而言,不良同伴交往對親子依戀與心理資本之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(β=?0.16,

p

<0.05),但不良同伴交往對心理資本與親社會行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著(β=?0.03,

p

>0.05),不良同伴交往對親子依戀殘余直接效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著(β=0.01,

p

>0.05)。具體結(jié)果如圖4所示。因此,不良同伴交往對中介效應(yīng)的前半段起調(diào)節(jié)作用,假設(shè)2得到驗證。當(dāng)不良同伴交往為負一個標(biāo)準(zhǔn)差時,中介效應(yīng)的大小為0.46,

p

<0.001,當(dāng)不良同伴交往為正一個標(biāo)準(zhǔn)差時,中介效應(yīng)的大小為0.25,

p

<0.001。為了更清楚地揭示調(diào)節(jié)效應(yīng)的具體模式,分別取親子依戀和不良同伴交往為正負一個標(biāo)準(zhǔn)差時心理資本的值繪制簡單效應(yīng)分析圖(見圖5)。從圖中可以看出,親子依戀在不良同伴交往較低時對心理資本的促進作用更大,在不良同伴交往增加時保護作用減弱,屬于交互模式的“杯水車薪”模型。

綜上所述,親子依戀通過心理資本影響親社會行為這一中介過程受到不良同伴交往的調(diào)節(jié)。對于不良同伴交往低的青少年,親子依戀通過心理資本對親社會行為的間接效應(yīng)相對較強;對于不良同伴交往高的青少年,親子依戀通過心理資本對親社會行為的間接效應(yīng)相對較弱。

圖4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

圖5 不良同伴交往對親子依戀與心理資本間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4 討論

親社會行為對于個人發(fā)展和社會和諧都具有重要意義。Wentzel (2014)在綜述論文中指出,親社會行為是自我過程和環(huán)境支持交互作用的結(jié)果,強調(diào)不同環(huán)境(如家庭、同伴等)的獨特作用,并認為應(yīng)該考慮不同種類的同伴對親社會行為的影響。本研究在該思想的指導(dǎo)下,依據(jù)依戀理論和生態(tài)學(xué)模型,構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介模型,綜合考察了不同環(huán)境因素(家庭因素、同伴因素)和自我過程(心理資本)對親社會行為的影響,考察了心理資本在親子依戀與初中生親社會行為間的中介作用,以及不良同伴交往對中介過程的調(diào)節(jié)作用。本研究研究結(jié)果有助于回答親子依戀起作用的機制和條件,對親社會行為的培養(yǎng)具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

4.1 初中生親社會行為的特點

本研究檢驗了人口統(tǒng)計學(xué)變量與親社會行為的關(guān)系。首先,就性別而言,本研究中性別與親社會行為相關(guān)不顯著。親社會行為的性別相似性與差異性是一個備受關(guān)注的問題。元分析表明,盡管不同性別的個體在一些具體的親社會行為上表現(xiàn)出差異,如女性更多表現(xiàn)出交流和關(guān)系類的親社會行為,而男性更多表現(xiàn)出遺傳和力量有關(guān)的親社會行為(Eagly,2009),但男性和女性在總體親社會行為上差別不大(Balliet,Li,Macfarlan,&van Vugt,2011)。本研究結(jié)果支持了不同性別的個體在整體親社會行為上的相似性。其次,就年齡而言,本研究中年齡與親社會行為呈負相關(guān)。與其他年齡階段的發(fā)展趨勢不同(Eisenberg et al.,2015),進入青春期后,隨著年齡的增加,親社會行為有所減少,本研究支持了該觀點,在初中生中親社會行為隨年齡的增加有所下降(需要注意的是,考慮到本研究被試只有初一和初二兩個年級,該結(jié)論是否適用于全部初中生還需更多研究加以檢驗)。Eisenberg,Cumberland,Guthrie,Murphy和Shepard (2005)發(fā)現(xiàn),在親社會推理方面,青春期會表現(xiàn)出與其他時期不同的發(fā)展趨勢。具體而言,兒童享樂推理(hedonistic reasoning)在小學(xué)時期急劇下降,但會在青少年時期略微增加;相比之下,需要定向推理(needsoriented reasoning)在兒童中期前逐漸增加,但在青少年時期有一定下降。這種發(fā)展趨勢印證和解釋了親社會行為在青春期時的變化趨勢。最后,就社會經(jīng)濟地位而言,在本研究結(jié)果中,社會經(jīng)濟地位與親社會行為正相關(guān)。家庭社會經(jīng)濟地位越高的初中生,表現(xiàn)出更多的親社會行為。這符合家庭壓力模型的觀點(Conger,Rueter,&Conger,2000),社會經(jīng)濟地位越高的家庭,父母經(jīng)濟壓力較小,有更多的時間和孩子進行溝通,在對孩子的教育方法上也可能更為恰當(dāng)(王立,2015),所以能給予孩子更多的正確引導(dǎo)。另外,社會經(jīng)濟地位越高的孩子,也會擁有更多的資源來幫助他人(Main,Zhou,Liew,&Lee,2017)。盡管如此,以往關(guān)于社會經(jīng)濟地位與親社會行為的研究結(jié)果并不一致(Main et al.,2017),仍有待后續(xù)研究進行進一步的分析和檢驗。

4.2 心理資本在親子依戀與親社會行為間的中介作用

依戀理論認為,親子關(guān)系的安全和溫暖至關(guān)重要,與父母良好的依戀關(guān)系是個體心理健康的關(guān)鍵(Nickerson &Nagle,2004)。本研究的結(jié)果驗證了親子依戀的積極作用：良好的親子依戀與初中生的親社會行為存在顯著的正向聯(lián)系,并且這種正向聯(lián)系可以用心理資本加以解釋。良好的親子依戀有助于青少年心理資本的提高,進而促進個體的親社會行為。本研究再次在初中生中驗證了親子依戀的作用,即使孩子逐漸進入強調(diào)自我、強調(diào)獨立的青春期,親子依戀的作用依然重要(Rueger et al.,2016;Shaver,Mikulincer,&Chun,2008)。

一方面,良好的親子依戀帶來心理需要的滿足,有助于形成良好的自我認知、養(yǎng)成對他人和事件更為積極的解釋和預(yù)期(Mikulincer &Shaver,2015a),這種良好的內(nèi)部工作模式和心理資本具有異曲同工之妙。心理資本代表了“對環(huán)境的積極評價和對成功可能性的良好預(yù)期,它以朝向目標(biāo)的努力和堅持為基礎(chǔ)” (Luthans,Youssef et al.,2007)。從認知上來看,具有良好親子依戀的個體因其與父母擁有良好的互動,獲得了更高質(zhì)量的照料,他們更容易認為自己是可愛的,他人是值得信任的,因此他們對自已的認知更為正面(如更高的自我效能感)、對事件的預(yù)期和評價更為積極(更高的希望和韌性),可以說,良好的親子依戀將直接促進心理資本。從情感上來看,親子依戀的情感溫暖功能讓青少年的情緒更為穩(wěn)定,積極情緒更多,而積極情緒有助于增強個體的韌性、希望和樂觀(Tugade,Fredrickson,&Barrett,2004)。

另一方面,心理資本有利于促進親社會行為。產(chǎn)生親社會行為的前提是個體必須注意到他人的困境和需求,而對他人的需要加以注意、體驗他人的處境從而產(chǎn)生感同身受的體驗等都需要一定的心理資源(鄭曉瑩等,2015)。在一定時間內(nèi),個體能夠運用的心理資源是有限的,如果前面的任務(wù)(如解題、做選擇、控制情緒等)消耗了一部分資源,那么可用于后續(xù)任務(wù)的資源便會減少(Baumeister,Bratslavsky,Muraven,&Tice,1998)。擁有較高心理資本的青少年由于對自身和外界具有更為積極的評價,面對挑戰(zhàn)和困難時能夠更快更好地做出反應(yīng),其負面情緒較心理資本低的青少年更少,因此他們擁有更多的資源和能力去關(guān)注他人需求,對他人的處境更為敏感。一項對員工的研究表明,韌性、希望及樂觀均與他們的滿意度和工作愉快相關(guān)(Youssef&Luthans,2007),當(dāng)個體處于滿意和愉快狀態(tài)時,其心理資源更為豐富,更有可能做出親社會行為。

綜上所述,本研究的結(jié)果表明,良好的親子依戀將提供給個體更好的心理環(huán)境,這種心理環(huán)境會促進初中生心理資本的提高,這意味著他們將擁有更多的心理能量和資源,而當(dāng)個體的能量和資源比較富足時,更愿意做出分享、幫助等親社會行為。這解釋了親社會行為產(chǎn)生作用的機制。

與此同時,從心理資本的角度來看,對心理資本中介作用的考察,不僅有助于回答親子依戀對親社會行為的作用機制,也有助于了解個體積極品質(zhì)形成的影響因素,從而更好地開發(fā)個體潛能。本研究結(jié)果豐富了對心理資本的前因變量的探索,并且在初中生中驗證了心理資本對個體行為的影響。目前有關(guān)心理資本的研究更多是在成年人(主要是組織和管理心理學(xué))中,對青少年的研究還剛剛起步,而且以往較多關(guān)注心理資本的效用,較少有研究探討心理資本的前因變量。其中可能的原因在于心理資本的影響因素較多且各因素間存在交互作用,因此研究難度較大(付佳麗,婁鳳蘭,2015)。本研究結(jié)果以初中生為被試,選取了來自家庭和同伴不同層面的影響因素并檢驗了其中的調(diào)節(jié)效應(yīng),揭示了親子依戀對初中生心理資本的促進作用,并且這種作用會因為個體結(jié)交越軌同伴多少的不同而有所不同。考慮到以往研究在這些方面的空白、心理資本的重要性、青少年的可塑性以及產(chǎn)生作用的持久性,未來研究者應(yīng)在青少年心理資本的培養(yǎng)方面投入更多的關(guān)注。

4.3 不良同伴交往對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

理論和實證研究表明,同伴因素對個體親社會行為的發(fā)展具有重要影響,在個體親社會行為的發(fā)展中意義重大(e.g.,Twenge,Baumeister,DeWall,Ciarocco,&Bartels,2007;van Hoorn et al.,2016)。以往研究考察了部分同伴因素中的積極方面(如同伴支持)和消極方面(如同伴拒絕)的作用,本研究考察了另一種同伴因素——不良同伴交往的作用。Wentzel (2014)的綜述論文指出,應(yīng)考慮不同種類同伴的作用,本研究在此方面是一個探索。

結(jié)構(gòu)方程模型分析表明,不良同伴交往對親社會行為的直接作用不顯著,但對心理資本的作用達到邊緣顯著,而心理資本是親社會行為重要影響因素。也就是說,不良同伴交往可能通過降低心理資本進而減少親社會行為。結(jié)合相關(guān)分析的結(jié)果可知,不良同伴交往總體上不利于親社會行為的發(fā)展。社會不足模型(social disability model)認為,雖然不良同伴交往可以部分滿足個體的依戀和社會聯(lián)結(jié)的需要(Gillaspy,2004),但與越軌同伴的關(guān)系是膚淺的,缺少情感聯(lián)結(jié)(Gillaspy,2004),甚至越軌同伴作為一種特殊的友誼環(huán)境,青少年內(nèi)心深處其實是并不接受或滿意的,因此他們會帶著一種矛盾的心理去結(jié)交越軌同伴,而這對他們的心理資源其實是一種消耗,從而不利于個體心理資本和親社會行為的發(fā)展。

更重要的是,結(jié)交越軌同伴會削弱親子依戀對于心理資本的正向作用。本研究發(fā)現(xiàn),不良同伴交往對“親子依戀→心理資本→親社會行為”這一中介過程具有調(diào)節(jié)作用,具體表現(xiàn)為中介鏈條前半段受到不良同伴交往的調(diào)節(jié),且調(diào)節(jié)模式符合“杯水車薪”模式。當(dāng)不良同伴交往得分較低時,親子依戀對心理資本的作用更強,隨著不良同伴交往的得分增高,親子依戀的作用逐漸減弱。該結(jié)果模式說明,親子依戀對親社會行為的保護作用相對來說較為敏感,而不良同伴交往的風(fēng)險作用則相對強悍,不僅其自身會帶來心理資本的減弱,還會導(dǎo)致親子依戀的保護作用減弱。產(chǎn)生該結(jié)果的原因可能有兩點。首先,當(dāng)個體結(jié)交越軌同伴增多時,其情感來源已逐漸從父母轉(zhuǎn)移到了越軌同伴那里,青少年的注意力也可能發(fā)生了轉(zhuǎn)移,因此父母身上的正面信息不一定能被他們接收和內(nèi)化,此時父母對孩子的影響和作用會逐漸減弱,哪怕此時親子依戀的質(zhì)量相當(dāng),但其對青少年的影響力已經(jīng)變小,因此其正向作用也相應(yīng)減小。其次,安全的親子依戀將個體向家庭內(nèi)“拉”,而越軌同伴在這個時候向外“拉”青少年,青少年在面對兩個不同方向的“力”的過程,內(nèi)心是矛盾的,這必定會導(dǎo)致心理資源的消耗。因此不良同伴交往不僅能直接減少心理資本,還將消耗親子依戀所產(chǎn)生的積極影響。另外,結(jié)交越軌同伴對中介過程的后半段(即從心理資本到親社會行為)的路徑并沒有表現(xiàn)出調(diào)節(jié)效應(yīng),說明心理資本對初中生的保護作用較為穩(wěn)定,即使周圍有一些越軌同伴的影響,但良好的心理資本仍然有利于他們發(fā)展出親社會的觀念和行為。該結(jié)果也說明,到初中生階段,個體內(nèi)在品質(zhì)對其行為的影響日趨穩(wěn)定,因此教育者應(yīng)該更加關(guān)注對初中生內(nèi)在積極品質(zhì)和資源的培養(yǎng)。本研究結(jié)果驗證了不良同伴交往的風(fēng)險作用,也驗證了影響初中生親社會行為的不同生態(tài)因素間并不是獨立起作用,而是相互聯(lián)系的,一種風(fēng)險因素會削弱其他保護因素的積極作用。考慮到隨著個體年齡增長,同伴在初中生心中的分量越來越重要,不良同伴交往的作用應(yīng)當(dāng)引起我們的高度重視。

本研究中對不良同伴交往的不同調(diào)節(jié)模式進行了區(qū)分和檢驗,這與近年來方法學(xué)家和應(yīng)用研究者高度重視調(diào)節(jié)效應(yīng)模式探討的大背景是相一致的(Cohen et al.,2003;Li et al.,2012;Rueger et al.,2016)。對調(diào)節(jié)模式的深入理解,能夠幫助我們更有針對性地尋找預(yù)防干預(yù)的目標(biāo)對象,并且判斷干預(yù)目標(biāo)人群中除了直接增加保護因素以外,還需要哪些其他的幫助(Rueger et al.,2016)。在本研究中,不良同伴交往的調(diào)節(jié)效應(yīng)模式屬于“杯水車薪”模式,該模式與Li等人(2012)所提出的“壓力易損性模型”(stress-vulnerability model)以及 Rueger等人(2016)提出的“反轉(zhuǎn)的壓力緩沖模型” (reverse stressbuffering model)相對應(yīng)。按照這種模式,親子依戀的保護作用具有一定的條件性和局限。因此,除了增加親子依戀以外,還應(yīng)對初中生的不良同伴交往情況進行一定的干預(yù)。本研究使用了“杯水車薪”和“雪中送炭”這類在中國文化背景下耳熟能詳?shù)谋硎龇绞綄Σ涣纪榻煌赡艿恼{(diào)節(jié)模式進行了區(qū)分,希望這種區(qū)分和命名能幫助未來的研究者更好地理解這兩種模式,并引起大家對此問題進行深入探索的興趣。

總之,本研究考察了關(guān)于親子依戀作用于親社會行為的中介機制和調(diào)節(jié)機制,整合了依戀理論和發(fā)展系統(tǒng)理論,檢驗了家庭系統(tǒng)、同伴系統(tǒng)和個人系統(tǒng)的聯(lián)合作用,較之以往的同類研究更能體現(xiàn)出親子依戀促進親社會行為的作用和局限、方式和條件。這種整合式研究取向體現(xiàn)了近年來新興的研究趨勢(e.g.,Lee &Koo,2015),整合后的模型更能體現(xiàn)各系統(tǒng)的聯(lián)合互動,更具解釋力、也更符合現(xiàn)實情況,能描繪出不同的情況下親子依戀的作用,其研究思路也值得在其他問題情境中(不同自變量和結(jié)果變量)加以借鑒和使用。

4.4 研究局限和實踐意義

本研究仍然存在一些局限性：(1)作為一項橫斷研究,本研究無法對變量間的因果關(guān)系進行考察,未來研究可采用縱向研究考察變量間的雙向關(guān)系和因果關(guān)系。(2)本研究對同伴環(huán)境的測量只選擇了不良同伴交往,未來研究應(yīng)考慮更多的同伴因素,如同伴依戀、同伴拒絕等。(3)本研究的數(shù)據(jù)均來自自我報告,未來研究應(yīng)綜合其他信息渠道來收集數(shù)據(jù),如父母、教師、同伴等,對于親社會行為、不良同伴交往等變量,不同信息源之間的數(shù)據(jù)可以相互印證,取得更為客觀的測量。(4)本研究使用了心理資本的概念統(tǒng)合了4個不同的維度,符合多重資源理論的觀點。但是,心理資本不同維度的表現(xiàn)可能有所差異,未來應(yīng)同樣重視對各維度進行分別的檢驗,以確定其作用的差異性。(5)有研究表明,在我國的企業(yè)員工樣本中,心理資本可以分為事務(wù)型資本和人際型資本(柯江林,孫健敏,李永瑞,2009),未來研究可以檢驗該分類方式是否也適用于中學(xué)生,以進一步增強研究結(jié)果的文化特性。(6)本研究是基于普通中學(xué)生的不良同伴交往,研究結(jié)果是否適合工讀學(xué)校學(xué)生仍有待檢驗。

本研究結(jié)果對教育實踐有重要啟示。首先,要努力提高親子依戀質(zhì)量。本研究結(jié)果在初中生中驗證了親子依戀的重要作用,當(dāng)親子依戀較低時,無論個體是否結(jié)交越軌同伴,其心理資本和親社會行為水平都不高。因此對青少年而言,雖然他們在該年齡段逐漸從家庭中獨立,但仍然要注重良好親子依戀關(guān)系的建立。Mikulincer和Shaver (2015b)指出,通過啟動安全依戀來促進個體的親社會行為是可行的。其次,要注重提升初中生的心理資本。由于心理資本具有“類狀態(tài)”的特征,對其進行干預(yù)具有較強的可操作性(Luthans,Avey,&Patera,2008)。Luthans等人(2006)提出了針對心理資本各元素的微干預(yù),系統(tǒng)地對各元素提出了干預(yù)方案,并指出對心理資本各方面進行整體干預(yù)比只對某一方面進行干預(yù)效果要好。Luthans等人(2008)對364名成人進行了歷時兩個小時的有針對性的在線干預(yù),結(jié)果表明實驗組較對照組的心理資本有顯著提高。這些研究表明對心理資本的干預(yù)具有很強的操作性。然而,目前對初中生心理資本的系統(tǒng)干預(yù)還比較缺乏。青少年是人生發(fā)展的關(guān)鍵期,也是積極心理品質(zhì)養(yǎng)成的關(guān)鍵期,培育青少年的心理資本對提升其積極心理品質(zhì)具有重要的價值(熊猛,葉一舵,2014)。第三,以往研究中強調(diào)了在個體親社會行為養(yǎng)成中親社會友伴的示范作用(e.g.,Kidron &Fleischman,2006),而本研究結(jié)果顯示,不良同伴交往的影響在親社會行為的塑造中也應(yīng)受到關(guān)注,未來的干預(yù)工作應(yīng)將不良同伴交往考慮其中。從“杯水車薪”的模式來看,結(jié)交越軌同伴不僅會降低心理資本,還會削弱親子依戀對心理資本的促進作用,因此,家長和教師要及時關(guān)注學(xué)生的交友情況,在青少年結(jié)交越軌同伴之初便對其進行干預(yù),而對于已經(jīng)結(jié)交越軌同伴的學(xué)生則要進行重點關(guān)注。最后,最為重要的是,本研究所構(gòu)造的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型表明,多種環(huán)境背景(家庭、同伴)共同作用于自身狀態(tài)進而影響個體行為,并且各發(fā)展系統(tǒng)間存在著交互作用。因此,未來干預(yù)中不能只關(guān)注于某一個方面,最好是進行整合的、系統(tǒng)的干預(yù),從三個方面(親子依戀、越軌同伴、心理資本)共同入手,以期達到最佳的干預(yù)效果,最大程度地讓親社會行為獲得成長。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：

(1)親子依戀與心理資本、親社會行為正相關(guān),與不良同伴交往負相關(guān);不良同伴交往與心理資本、親社會行為負相關(guān)。

(2)在控制了年齡、性別和社會經(jīng)濟地位之后,心理資本在親子依戀與親社會行為間起完全中介作用。

(3)心理資本在親子依戀與親社會行為間的中介作用受到不良同伴交往的調(diào)節(jié),調(diào)節(jié)模式屬于“杯水車薪”模式,高不良同伴交往情況下,親子依戀對心理資本的促進作用被削弱。

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