王亞丹 孔繁昌 張海博 秦景寬 黃 博 周宗奎

（青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室，華中師范大學心理學院暨湖北省人的發(fā)展與心理健康重點實驗室，武漢 430079）

1 引言

友誼是同伴關(guān)系中的重要層面（Rubin，Bukowski，＆ Parker，2006），尤其到青少年時期，友誼關(guān)系已經(jīng)成為他們主要的人際關(guān)系 （張永欣 等，2016），對青少年的心理發(fā)展和社會適應(yīng)有重要影響（Lafontana＆ Cillessen，2010）。友誼質(zhì)量是個體對友誼狀態(tài)的評價（Berndt＆ Perry，1986），是衡量友誼發(fā)展的重要指標?，F(xiàn)有的研究主要探究友誼質(zhì)量對個體的影響，比如高友誼質(zhì)量的青少年有更少的問題行為 （Burk＆ Laursen，2005；田錄梅，張文新，陳光輝，2014）、更高的自尊（Kingery，Erdley，＆ Marshall，2011）和心理健康水平，反之則會給青少年帶來不良影響 （Zhou，Li，Zhang，＆ Zeng，2012），少有研究將友誼質(zhì)量作為結(jié)果變量并探究個體因素對其的影響。此外，現(xiàn)有友誼質(zhì)量的研究對象主要是兒童（Blair，Perry，O’Brien，etal．，2014； 蘇志強，邵景進，張大均，蒲堅，2017；楊麗珠，徐敏，馬世超，2012）和青少年群體（Durkin，＆ Conti-Ramsden，2010；崔曦曦，孫曉軍，牛更楓，2016），單獨針對高中生的研究相對而言比較缺乏（張曉洲，陳福美，吳怡然等，2015）。而高中生處于青少年發(fā)展后期，一方面面臨較大的學業(yè)壓力，另一方面伴隨生理和心理的逐漸成熟，更傾向于選擇和關(guān)系平等的同齡人交往（閻欣，2012），因此該階段的友誼質(zhì)量對高中生身心健康發(fā)展具有重要意義。綜上所述，本研究旨在探究高中生友誼質(zhì)量的影響因素以及如何提高高中生的友誼質(zhì)量，為提升高中生心理健康水平提供重要的理論和實踐支持。

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論可知，家庭等因素對個體友誼的發(fā)展具有重要影響 （Bronfenbrenner，1988；Huston＆ Bentley，2010）。父母教養(yǎng)方式作為家庭因素的核心內(nèi)容，對個體友誼有重要作用。而父母情感溫暖（Parental Warmth）是父母教養(yǎng)方式的重要維度，是指父母對孩子給予支持和關(guān)愛，通過積極的情緒和行為表達對孩子的認可，并對孩子的需要反應(yīng)敏感，能夠進行及時反饋（Zhou et al．，2002； 王明忠，周宗奎，陳武，2013）。已有的研究結(jié)果表明，父母情感溫暖能夠正向預(yù)測青少年友誼質(zhì)量 （余佳禎，2018），有利于青少年形成健康的同伴關(guān)系（Helsen，Vollebergh，＆ Meeus，2000； 蔡迪，鄒泓，劉艷，2012）。從社會學習理論角度來看，父母情感溫暖對孩子有榜樣示范作用，使得高中生能夠通過觀察模仿父母的行為，對他人的需求給予支持性的反應(yīng)，從而提高友誼質(zhì)量 （Gaertner，F(xiàn)ite，＆Colder，2010； Knoester，Haynie，＆ Stephens，2006）。根據(jù)依戀理論來看（Alyagon，2011），父母情感溫暖能夠給高中生提供支持性的環(huán)境，使得高中生具有安全感，從而利于其形成良好的個性以及產(chǎn)生積極的行為方式，進而影響友誼質(zhì)量。綜上所述，本研究提出假設(shè)1：父母情感溫暖正向預(yù)測高中生友誼質(zhì)量（H1）。

但是父母情感溫暖如何影響高中生友誼質(zhì)量？回顧以往的研究發(fā)現(xiàn)，大多研究關(guān)注父母情感溫暖和友誼質(zhì)量對個體發(fā)展的作用，如父母情感溫暖會正向預(yù)測青少年的情緒表達能力（王明忠，周宗奎，陳武，2013），促進青少年形成良好的品質(zhì)（比如感恩）（趙改等，2018； Yang，Wei，Wang，Yi，＆Qiu，2017），并且降低青少年學業(yè)壓力（Quach，，Epstein，Riley，et．a(chǎn)l．，2015） 和孤獨感 （王明忠，范翠英，周然，2013）。高中生的高友誼質(zhì)量可以直接負向預(yù)測學校孤獨感（張曉洲，陳福美，吳怡然，苑春永，王耘，2015）。但少有研究探究父母情感溫暖對高中生友誼質(zhì)量的影響，更少探究兩者之間的作用機制。

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論和發(fā)展情境論，本研究認為家庭微系統(tǒng)（父母情感溫暖）除了直接影響同伴微系統(tǒng)（高中生友誼質(zhì)量）的發(fā)展外，還可通過個體因素間接影響高中生友誼質(zhì)量，比如觀點采擇（Smith，2009； Smith ＆ Rose，2011） 和責任心（Kokkinos，Voulgaridou，＆ Markos，2016）等，但其中的具體作用機制需要進一步地探討。

觀點采擇是指個體將自己和他人進行區(qū)分并站在他人的角度對問題進行思考，體驗他人的想法、動機和情感等（張文新，林崇德，1999），是共情中的認知成分 （黃翯青，蘇彥捷，2012；Decety，Michalska，＆ Kinzler，2011）。發(fā)展理論家認為，親密友誼的發(fā)展伴隨著青少年移情和觀點采擇能力的成熟（Chow，Ruhl，＆ Buhrmester，2013； Selman，1980）。青少年對他人的理解和產(chǎn)生相應(yīng)的行為影響著青少年和他人交往的能力，從而影響青少年社會關(guān)系的發(fā)展和維護（Crick＆ Dodge，1994）。此外，相關(guān)研究表明，觀點采擇和積極的友誼質(zhì)量之間存在正相關(guān)關(guān)系（王杰，2012），父母情感溫暖能夠促進孩子形成良好的觀點采擇能力 （胡云翔，2015），而觀點采擇能力能正向預(yù)測友誼質(zhì)量 （Smith＆Rose，2011）。因此，本研究提出假設(shè)2：觀點采擇顯著正向預(yù)測高中生友誼質(zhì)量，并在父母情感溫暖和高中生友誼質(zhì)量之間起中介作用（H2）。

此外，責任心對高中生友誼質(zhì)量也起著重要作用（Jensen-Campbell＆ Malcolm，2007）。責任心是個體對國家、民族和社會應(yīng)負責任的自覺意識與行為傾向，是一種自覺地把分內(nèi)的事做好的重要人格特質(zhì) （黃希庭，譚小宏，2008；譚小宏，秦啟文，2005）。高中階段是人格品質(zhì)形成發(fā)展的重要時期，責任心對健全人格，自主能力等的形成具有重要的作用（張立，毛晉平，張素嫻，2009）。梁鈺苓等人（2013）和張永欣等人（2016）的研究表明，盡責性與友誼質(zhì)量呈顯著正相關(guān)，責任心強的個體友誼質(zhì)量水平更高。另有研究表明，父母情感溫暖對個體責任心的培養(yǎng)有正向預(yù)測和促進作用（王中會，羅慧蘭，張建新，2006；張立，毛晉平，張素嫻，2009；Aluja，Barrio，＆ Carcfa，2007），而溺愛型、放任型、專制型和不一致型父母教養(yǎng)方式容易導致幼兒責任心不良發(fā)展（劉闖，楊麗珠，2007）。由此本研究提出假設(shè)3：責任心在父母情感溫暖和高中生友誼質(zhì)量之間起中介作用（H3）。

綜上所述，本研究旨在探究父母情感溫暖對高中生友誼質(zhì)量的影響，以及觀點采擇和責任心在二者之間的中介作用。雖然觀點采擇和責任心是影響高中生友誼質(zhì)量的重要因素，但在已有的研究中較少探究兩者之間的關(guān)系。本研究基于以下三點將觀點采擇和責任心視為并行中介作用：（1）兩者側(cè)重點有所不同。雖然觀點采擇和責任心均屬于個體因素，但是觀點采擇強調(diào)個體的認知成分（Decety，Michalska，＆ Kinzler，2011），責任心強調(diào)個體的情感成分（李明，葉浩生，2009）。因此，本研究旨在從認知和情感的兩個視角探究父母情感溫暖對高中生友誼質(zhì)量的內(nèi)在作用機制。（2）兩者針對對象不同。觀點采擇的對象是自我和他人，對兩者進行監(jiān)控和調(diào)節(jié) （趙顯，劉力，張笑笑，向振東，付洪嶺，2012）；而責任心針對的對象既可以是自己，他人，也可以是團隊甚至整個社會。（3）尚未有研究明確指出兩者之間的關(guān)系。綜上，本研究將觀點采擇和責任心作為父母情感溫暖和高中生友誼質(zhì)量關(guān)系中的并行中介路徑（如圖1所示）。

2 研究方法

2．1 被試

從武漢、貴州、南寧市3所高中，以班級為單位抽取606名學生進行問卷調(diào)查，因回收過程中問卷缺失以及剔除異常數(shù)據(jù)問卷，最終得到有效問卷582份，有效回收率達94．72%。其中男生220人（37．8%），女生 362 人（62．2%），高一 231 人，高二188人，高三163人。被試年齡在16～18歲之間（M＝16．45，SD＝1．15）。

2．2 研究工具

2．2．1 父母情感溫暖量表

采用由蔣獎等人（2010）修訂的簡式父母教養(yǎng)方式中文修訂版問卷（S-EMBU-CR）中的父母情感溫暖分量表，該分量表已被廣泛用于父母情感溫暖的研究中 （趙改 等，2018； Yang，Wei，Wang，Yi，＆ Qiu，2018）。該分量表共7題（例如，當遇到不順心的事時，我能感到父／母親在盡量鼓勵我，使我得到安慰），采用 4 點評分（從“1＝從不”到“4＝總是”），得分越高表明父母越傾向采用情感溫暖的教養(yǎng)方式。該量表具有良好的信度（劉方琳，溫紅博，張云運，董奇，2011）。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為 0．83。

2．2．2 友誼質(zhì)量量表

采用Davis（2013）修訂的友誼質(zhì)量量表，該量表共14個項目，其中10個項目測量被試對朋友的信任（例如，我覺得我的朋友們都是值得交的），另外4個項目測量被試對同伴的付出（例如，當我的朋友有事情需要傾訴時，他們可以來找我）。量表采用7級評分（從“1＝完全不符合”到“7＝完全符合”），第一個為反向計分項目，得分越高表明個體的友誼質(zhì)量越高。該量表具有良好的信度（崔曦曦，孫曉軍，牛更楓，2016）。本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0．90。

2．2．3 觀點采擇量表

采用Davis（1980）的人際指針問卷中的觀點采擇分量表，共5個項目（例如：在做決定前，我試著從爭論中去看每個人的立場），采用5級評分（從“1＝不恰當”到“5＝非常恰當”），得分越高表明個體更多站在他人角度思考問題。該量表具有良好的信度（何寧，朱云莉，2016）。本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為 0．80。

2．2．4 責任心量表

采用譚小宏（2004）編制的中學生責任心問卷中的總體責任心分問卷，共5個題目測量被試責任心（例如，我是一個負責任的人），5級評分（從“1＝完全不符合”到“5＝完全符合”），得分越高說明責任心越強。該量表具有良好的信度（趙改等，2018）。本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0．74。

2．3 數(shù)據(jù)管理

問卷以班級為單位進行施測，統(tǒng)一發(fā)放和回收。主試由心理學專業(yè)的研究生擔任，問卷采用匿名的方式進行，確保被試如實回答。由于數(shù)據(jù)的缺失值較少，采用各種方法對原始數(shù)據(jù)的影響不大，因此本研究采用均值替代的方式處理。數(shù)據(jù)分析采用SPSS17．0進行描述性統(tǒng)計分析和相關(guān)分析，結(jié)合Hayes（2012）編制的SPSS宏進行中介效應(yīng)檢驗。同時，也采用AMOS進行驗證性因素分析等。

2．4 共同方法偏差的檢驗

共同方法偏差屬于系統(tǒng)誤差，會對結(jié)果產(chǎn)生誤導，因此本研究根據(jù)周浩和龍立榮（2004）推薦的兩種方法對共同方法偏差進行檢驗。一是采用驗證性因素分析，將父母情感溫暖、觀點采擇、責任心和友誼質(zhì)量中的所有項目作為外顯變量，并設(shè)定公因子數(shù)為 1，結(jié)果發(fā)現(xiàn)擬合指數(shù)如下：χ2／df＝3．13，RMSEA＝0．06，NFI＝0．82，GFI＝0．86，CFI＝0．87，這表明本研究雖然采用問卷方法，但是數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。二是采用Harman單因素檢驗的方法（Podsakoff，MacKenzie，Lee，＆ Podsakoff，2003），結(jié)果發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子共有8個，且第一個因子解釋的變異量為19．24%，小于40%，這說明共同方法偏差不明顯。綜上所述，本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

3 結(jié)果

3．1 變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明，父母情感溫暖、觀點采擇、責任心與友誼質(zhì)量之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（見表 1）。

3．2 模型驗證與分析

以往研究表明性別和年齡可能會對研究變量產(chǎn)生影響，且本研究發(fā)現(xiàn)性別與研究變量之間存在顯著相關(guān)，因此在控制性別和年齡條件下，采用Bootstrap分析技術(shù)，通過抽取5000個樣本估計中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，使用Hayes編制的SPSS宏進行中介效應(yīng)檢驗?；貧w分析表明：父母情感溫暖對友誼質(zhì)量的直接預(yù)測作用顯著 （β＝0．25，t＝6．60，p＜0．001），觀點采擇和責任心對友誼質(zhì)量具有顯著的正向預(yù)測作用 （β＝0．09，t＝2．33，p＜0．05；β＝0．24，t＝6．13，p＜0．001）（見表 2）。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)系數(shù)（n＝582）

表2 模型中變量關(guān)系的回歸分析

中介效應(yīng)的分析結(jié)果表明，觀點采擇和責任心在父母情感溫暖和友誼質(zhì)量之間起部分中介作用。其中，責任心在父母情感溫暖對友誼質(zhì)量的影響中間接效應(yīng)為0．07，其Bootstrap95%置信區(qū)間不包含0，表明責任心在父母情感溫暖與友誼質(zhì)量之間的中介效應(yīng)顯著；觀點采擇在父母情感溫暖對友誼質(zhì)量的影響中間接效應(yīng)為0．02，其95%置信區(qū)間不包含0，表明觀點采擇在父母情感溫暖與友誼質(zhì)量之間的中介效應(yīng)也顯著；此外，責任心和觀點采擇的中介效應(yīng)的差值為0．05，且其95%置信區(qū)間不包含0，表明在父母情感溫暖對友誼質(zhì)量的影響中，責任心的效應(yīng)顯著大于觀點采擇（見表3和圖2）。

表3 觀點采擇和責任心在父母情感溫暖影響友誼質(zhì)量的中介效應(yīng)分析

4 討論

4．1 父母情感溫暖影響高中生友誼質(zhì)量

本研究的結(jié)果表明，父母情感溫暖正向預(yù)測高中生友誼質(zhì)量，驗證了研究假設(shè)1，且與以往研究結(jié)果（Smith＆ Rose，2011）一致。這表明雖然高中生主要交往和依賴的對象是同伴（Laursen＆Collins，2009），但父母仍然對個體存在影響。根據(jù)依戀理論（Alyagon，2011），父母情感溫暖使得個體形成安全的依戀，為友誼關(guān)系的良好發(fā)展提供了一定的基礎(chǔ)，從而對高中生友誼質(zhì)量產(chǎn)生積極作用。此研究結(jié)果揭示了父母情感溫暖對高中生友誼質(zhì)量的重要作用，因此父母不可忽視自身對孩子的影響。雖然在高中時期個體與父母接觸時間減少，但父母也應(yīng)該盡可能為孩子提供溫暖支持的環(huán)境，這樣才能夠促進孩子與同伴之間形成良好的友誼關(guān)系，進而獲得社會支持。

4．2 父母情感溫暖通過觀點采擇和責任心影響高中生友誼質(zhì)量

此外，本研究發(fā)現(xiàn)觀點采擇在父母情感溫暖和高中生友誼質(zhì)量之間發(fā)揮中介作用，這驗證了研究假設(shè)2，且與以往研究結(jié)果相一致 （Zhou et al．，2002；胡云翔，2015；王杰，2012）。根據(jù)親社會發(fā)展理論，父母情感溫暖能夠給個體安全感、控制感和對環(huán)境的信任，這將使得個體對自我關(guān)注最小化，并留出其思考和回應(yīng)他人感受的空間 （Zhou et al．，2002）。從社會學習理論來看，父母情感溫暖能夠?qū)€體的需求及時反應(yīng)，并給予關(guān)心和包容。而父母對孩子的這些行為對個體成長有著潛移默化的影響，使得個體在模仿和強化中更多站在他人角度思考問題（李丹，李燕，宗愛東，丁月增，2005），提升人際交往能力，對友誼質(zhì)量產(chǎn)生積極影響（Chow，Ruhl，＆ Buhrmester，2013）。

與觀點采擇相比，責任心在父母情感溫暖與高中生友誼質(zhì)量之間發(fā)揮著更強的中介作用，研究假設(shè)3得到驗證。這表明父母情感溫暖能提升高中生的責任心，而責任心的增強能夠有效提升友誼質(zhì)量，這與以往研究結(jié)果相一致（Aluja，Barrio，＆ Garcia，2007；王中會，羅慧蘭，張建新，2006）。責任心的產(chǎn)生一方面對青少年的自我認知和體驗到自我價值感有重要作用，使個體更加自信；另一方面促進青少年產(chǎn)生助人、主動承擔任務(wù)、和朋友分享等責任行為（Eisenberg，2006），使得個體受到同伴喜愛，提升友誼質(zhì)量。此外，責任心強的個體更傾向于有效地管理人際沖突，并因其自律和負責任的行為導致與同伴之間存在較少分歧（Song＆ Shi，2017），因此友誼質(zhì)量更高。該研究結(jié)果不僅凸顯了責任心在高中生友誼質(zhì)量中的重要作用，還揭示了父母情感溫暖對高中生責任心培養(yǎng)的積極影響。

綜上，本研究在生態(tài)系統(tǒng)理論的框架下，結(jié)合依戀理論和社會學習理論，探究了觀點采擇和責任心在父母情感溫暖和高中生友誼質(zhì)量之間的并行中介作用，具有重要意義：（1）從認知和情感雙視角考察了影響高中生友誼質(zhì)量的內(nèi)部作用機制，有助于為高中生友誼質(zhì)量的發(fā)展提供指導；（2）從實踐角度來看，利于家長和教師根據(jù)高中生的實際情況，采取針對性措施提高友誼質(zhì)量，進而使得個體在高中階段健康發(fā)展。

4．3 研究不足與展望

本研究深入探究了父母情感溫暖對高中生友誼質(zhì)量的影響及觀點采擇與責任心在其中的作用機制，但仍然存在以下不足：第一，對相關(guān)變量的測量均采用問卷形式，個體容易受社會稱許性的影響產(chǎn)生不真實作答。未來可采用同伴提名、家長作答、觀察法等方式進行客觀綜合考察。第二，缺乏追蹤數(shù)據(jù)做因果推論。未來可采用縱向研究進一步探究青少年友誼質(zhì)量的發(fā)展規(guī)律，明晰父母情感溫暖與高中生友誼質(zhì)量的關(guān)系。第三，本研究未考慮消極的教養(yǎng)方式對高中生友誼質(zhì)量的影響模式。未來可將不同的父母教養(yǎng)方式同時納入模型中進一步探究其對友誼質(zhì)量的影響路徑。第四，未來還可從其他生態(tài)子系統(tǒng)（如社區(qū)、學校）進一步探討影響高中生友誼質(zhì)量發(fā)展的因素，進而構(gòu)建更為完整的影響因素模型，從而幫助高中生友誼質(zhì)量的積極發(fā)展，這對個體在高中時期獲得社會支持和身心的健康成長有重要作用。

5 結(jié)論

父母情感溫暖顯著預(yù)測高中生友誼質(zhì)量；

在控制性別和年齡的影響后，父母情感溫暖可分別通過觀點采擇、責任心的中介作用影響高中生友誼質(zhì)量。