雷玉菊，艾建華，熊德明，張莎莎，謝 嶺

(1.湖北文理學院 教育學院，湖北 襄陽 441053；2.棗陽市第二實驗小學，湖北 棗陽 441200)

留守兒童指因父母雙方或一方在外務(wù)工而被留在戶籍所在地的兒童。[1]長期的親子分離、家庭功能減弱等特殊環(huán)境給留守兒童的健康成長帶來了諸多消極影響[2]，他們面臨較多的學業(yè)困難[3]，情緒困難[4]，問題行為發(fā)生率較非留守兒童高[5]。然而，另有研究證實，留守對兒童并非完全是弊端，部分留守兒童在處境不利的情境下表現(xiàn)得更為獨立、樂觀和自信。[6]如何解釋兩種不同的研究結(jié)果？梳理已有研究文獻發(fā)現(xiàn)，親子依戀作為重要的家庭環(huán)境因素，與留守兒童的心理發(fā)展之間有著密切聯(lián)系。[7]王玉龍等[8]研究證實，留守兒童與父母之間形成安全、穩(wěn)定的依戀關(guān)系之后，即使父母長期不在身邊，他們也能達成良好的情緒調(diào)節(jié)能力。那么親子依戀在如何影響留守兒童的健康成長？其中又有怎樣的內(nèi)部作用機制？

近年來，從積極心理學視角探討留守兒童在處境不利的環(huán)境中健康成長的研究方興未艾。生活滿意度(life satisfaction)是個體對其生活質(zhì)量的主觀體驗和認知評價，是個體心理狀態(tài)積極發(fā)展程度的重要指標之一。[9]根據(jù)個體發(fā)展的生態(tài)學模型，社會支持是影響留守兒童發(fā)展的另一重要環(huán)境變量和應(yīng)對資源。[10]社會支持既能夠直接作用于留守兒童的心理發(fā)展，又能夠在家庭因素與留守兒童心理發(fā)展之間起部分中介作用。[11]Zhao等[12]研究表明，社會支持能夠緩解親子關(guān)系不良對留守兒童的消極影響?；诖耍狙芯考僭O(shè)社會支持在留守兒童感知的親子依戀與生活滿意度之間起中介作用。

希望(Hope)是一種積極的動機性狀態(tài)，這種狀態(tài)以追求成功的通徑(指向目標的計劃)和動力(指向目標的活力)交互作用為基礎(chǔ)。[13]既往研究表明，希望在調(diào)節(jié)個體情緒和心理適應(yīng)時發(fā)揮著重要作用，對提升個體的生活滿意度、生活質(zhì)量有著促進作用。[14]此外，希望作為一種動機性狀態(tài)還會受到社會支持等因素的影響。魏軍鋒等[10]研究發(fā)現(xiàn)社會支持是構(gòu)建希望的重要環(huán)境因素，個體感知到的社會支持越多，其希望水平越高?；诖耍狙芯考僭O(shè)社會支持、希望在親子依戀與留守兒童生活滿意度之間起鏈式中介作用。

本研究從積極心理學視角出發(fā)，依據(jù)個體發(fā)展的生態(tài)學模型，對湖北省農(nóng)村地區(qū)的1112名兒童進行問卷調(diào)查，旨在探討影響留守兒童生活滿意度的家庭、社會和個體因素及其內(nèi)部作用機制，為改善農(nóng)村地區(qū)兒童心理健康水平提供理論指導和實證支持。

一、對象與方法

(一)研究對象

采用整群抽樣法，選取湖北省襄陽市、棗陽市和南漳縣的三所農(nóng)村中小學4-7年級的同學為調(diào)查對象，共發(fā)放問卷1203份，剔除無效問卷后，獲得有效問卷1112份，有效回收率為92.43%。其中，父外留守兒童481名(男254，女227)，雙留守兒童228名(男134，女94)，非留守兒童403名(男203，女200)；四年級276名(男145，女131)，五年級289人(男169，女120)，六年級223人(男118，女105)，七年級325人(男159，女165)，平均年齡為10.81±1.47歲。

(二)測量工具

1.親子依戀問卷采用Armsden和Greenberg的父母和同伴依戀問卷(Inventory of Parent and Peer Attachment，IPPA)中的父母依戀問卷的中文版[15]，來測量留守兒童的親子依戀情況。該問卷包含“親子信任”“親子溝通”和“親子疏離”三個維度，25個項目，采用Likert 5點計分方式，1=“從不”，5=“總是”。本研究中，對“親子疏離”進行反向計分之后，三個分維度的得分相加得總分為親子依戀，得分越高表明親子關(guān)系越好。在本研究中母子和父子依戀分問卷的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.82和0.79。

2.生活滿意度量表采用由Diener等編制的生活滿意度量表(Satisfaction With Life Scale，SWLS)[16]，來測量留守兒童的生活滿意度。該量表包含5個項目，采用Likert 7點計分，由1到7表示為“1=極不同意”到“7=極同意”，得分越高說明其生活滿意度越高。在本研究中，生活滿意度量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.78。

3.兒童希望量表采用由Snyder等編制，趙必華、孫彥修訂的兒童希望量表(Children’s Hope Scale， CHS)[17]，來測量留守兒童的希望水平，該量表包含動力思維、路徑思維兩個維度，共6個項目。采用Likert 6點計分，從1到6表示“1=從不”到“6=總是”的態(tài)度，得分越高表明其希望水平越高。在本研究中希望量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

4.社會支持量表采用Zimet等編制的領(lǐng)悟社會支持量表(Perceived social support scale， PSSS)[18]來測量留守兒童的社會支持情況，該量表包含家庭支持、朋友支持和其他支持三個維度，共12個項目。采用Likert 7點計分方式，從1到7表示為“1=極不同意”到“7=極同意”，得分越高表明其感知到的社會支持越多。在本研究中領(lǐng)悟社會支持量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.88。

(三)統(tǒng)計分析

采用SPSS20.0進行數(shù)據(jù)的錄入與分析。使用Hayes[19]的SPSS宏程序PROCESS，分析農(nóng)村兒童感知到的社會支持、希望在親子依戀與生活滿意度之間的鏈式中介作用(Mod6)。

二、結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗

為避免共同方法偏差，采用Harman單因素法進行共同方法偏差檢驗[20]，設(shè)定公因子數(shù)為1，采用Amos進行驗證性因素分析，結(jié)果擬合指數(shù)如下：χ2/df=15.37，SRMR=0.08，GFI=0.88，CFI=0.82，NFI=0.81，RMSEA=0.09，表明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

(二)描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

表1列出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果和相關(guān)矩陣。由表1可知，留守兒童感知到的親子依戀與其感知到的社會支持、希望和生活滿意度均呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.42，r=0.50，r=0.47，p<0.001)；留守兒童感知到的社會支持與希望、生活滿意度亦呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.53，r=0.42，p<0.001)；留守兒童的希望水平與其生活滿意度呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.38，p<0.001)。非留守兒童感知到的親子依戀與社會支持、希望、生活滿意度水平亦均呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.37，r=0.45，r=0.38，p<0.001)，非留守兒童感知到的社會支持與希望、生活滿意度亦呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.53，r=0.44，p<0.001)，非留守兒童的希望水平與其生活滿意度亦呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.45，p<0.001)。

表1 親子依戀、社會支持、希望與生活滿意度的描述性與相關(guān)分析

(三)社會支持、希望的鏈式中介效應(yīng)檢驗

依據(jù)Hayes提出的中介效應(yīng)檢驗的Bootstrap法(樣本5000)，分析留守兒童感知到的社會支持、希望在親子依戀與生活滿意度之間的鏈式中介作用[19]。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果表明(詳見表2)：親子依戀能夠直接正向預測生活滿意度(β=0.49，95%的置信區(qū)間為[0.43，0.55]，p<0.001)。當納入社會支持、希望之后，親子依戀對生活滿意度的直接預測作用仍然顯著(β=0.32，95%的置信區(qū)間為[0.26，0.38]，p<0.001)，且親子依戀能夠正向預測社會支持(β=0.42，95%的置信區(qū)間為[0.34，0.50]，p<0.001)，社會支持對希望亦具有正向預測作用(β=0.39，95%的置信區(qū)間為[0.32，0.46]，p<0.001)，社會支持對生活滿意度亦具有正向預測作用(β=0.26，95%的置信區(qū)間為[0.17，0.34]，p<0.001)，希望水平亦能夠顯著正向預測生活滿意度(β=0.12，95%的置信區(qū)間為[0.03，0.20]，p<0.001)。此外，如表3和圖1所示，留守兒童感知到的社會支持、希望的中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0，表明社會支持、希望在親子依戀與生活滿意度二者之間起部分中介作用?？傞g接效應(yīng)占總效應(yīng)的34.69%，間接效應(yīng)值0.17；該間接效應(yīng)包含三條路徑(見表3)：(1)親子依戀→社會支持→生活滿意度，該路徑的中介效應(yīng)值占總效應(yīng)的22.45%，間接效應(yīng)值0.11；(2)親子依戀→社會支持→希望→生活滿意度的鏈式中介作用，該路徑的中介效應(yīng)值占總效應(yīng)的4.08%，間接效應(yīng)值0.02；(3)親子依戀→希望→生活滿意度，該路徑的中介效應(yīng)值占總效應(yīng)的8.16%，間接效應(yīng)值0.04。

圖1 社會支持、希望在親子依戀與生活滿意度之間的鏈式中介模型圖

表2 中介模型中變量關(guān)系的回歸分析

表3 中介效應(yīng)路徑的Bootstrap 95%置信區(qū)間

三、討論

本研究重點關(guān)注親子依戀與留守兒童生活滿意度的關(guān)系，探究社會支持、希望在其中的作用機制。本研究發(fā)現(xiàn)，留守兒童感知到的親子依戀與其生活滿意度呈顯著正相關(guān)，這與以往基于留守兒童群體的研究結(jié)果一致[21]；驗證了依戀理論的觀點，該理論認為，早期的親子依戀是個體情感社會化的重要標志，親子依戀的質(zhì)量對個體的情緒情感、社會性行為、性格和人際關(guān)系具有重要作用[22]；契合了家庭系統(tǒng)理論：安全、穩(wěn)定的親子依戀是兒童正常發(fā)展的基礎(chǔ)，是兒童探索外部世界與面對困難的安全基地，亦是影響兒童生活滿意度的重要家環(huán)境庭因素。[23]特別是對留守兒童而言，其早期與父母形成的安全、穩(wěn)定的親子依戀對他們的健康成長具有保護作用。[24]尤其是在處境不利情境下，良好的親子依戀促使留守兒童保持更加積極樂觀的生活態(tài)度，提高自己的生活滿意度和幸福感。

本研究還發(fā)現(xiàn)，親子依戀不僅可以直接影響留守兒童的生活滿意度，還能通過社會支持、希望間接作用于留守兒童的生活滿意度。留守兒童感知到的社會支持在親子依戀與生活滿意度之間起部分中介作用，這一結(jié)果既驗證了已有研究結(jié)果：良好的社會支持對留守兒童的生活滿意度有積極作用[25]，又契合了人際關(guān)系理論[26]：在不利的處境中，社會支持作為一種重要的應(yīng)對資源，對留守兒童的身心健康具有一定的保護作用。[10]對留守兒童而言，當孩子與父母的親子依戀程度較高時，孩子和父母的信任程度也較高，他們不僅喜歡與父母交流，他們對語言的理解能力也較強，這種能力會遷移到兒童的人際交往中。在人際交往的過程中，他們更加敢于尋求外界的幫助，與他人建立良好的人際關(guān)系，獲得更高的社會支持，從而提高生活滿意度。此外，親子依戀還能通過社會支持和希望的鏈式中介效應(yīng)作用于生活滿意度。這一結(jié)果支持了已有研究結(jié)果：希望作為一種積極的心理品質(zhì)，對個體的生活滿意度具有促進作用[27]。同時，社會支持和希望在親子依戀與留守兒童的生活滿意度之間起多重中介作用，亦說明個體感知到的社會支持越多，越有利于提升其希望水平。這一結(jié)果為個體發(fā)展的生態(tài)模型提供了支持：處境不利因素對弱勢群體健康發(fā)展的威脅并非線性，某些心理資源和因素在其中起著緩沖或者平衡作用。親子依戀作為重要的家庭因素，社會支持作為重要的應(yīng)對策略，希望作為重要的心理資源，能夠共同緩解留守經(jīng)歷對兒童的消極影響，即親子依戀水平越高，感知到的社會支持越多，而良好的社會支持又將促進個體以積極的應(yīng)對方式解決問題，從而體驗到更多的積極的情緒，感知到更高的希望水平，對生活的滿意度亦較高。

綜上所述，處境不利因素對留守兒童的消極影響并非不可抵消或平衡，家庭、社會和個體素質(zhì)在其中起著緩沖作用。盡管父母在外務(wù)工，但還是可以通過電話、視頻等方式進行親子溝通，增強親子依戀。同時，家人、社會和學校要給予留守兒童更多的關(guān)愛，讓其感知到更多的社會支持，進而增強其希望水平，提升生活滿意度。本研究的創(chuàng)新點在于，探討了影響留守兒童生活滿意度的因素及其作用機制，不足之處在于：一是樣本量相對較少，且均來自同一地區(qū)，今后可收集更多區(qū)域數(shù)據(jù)以增加外部效度；二是本研究為橫斷研究，一定程度上能說明親子依戀、社會支持、希望與生活滿意度之間的關(guān)系，但是所得結(jié)論并不能完全推斷變量間的因果關(guān)系，未來可以通過追蹤研究和實驗研究進一步驗證四者之間的關(guān)系。