李蓓蕾 徐萍萍 張莉莉 高 婷 鄧林園

(1.北京師范大學 教育學部，北京 100875；2.中國人民大學 教育學院，北京 100872)

一、前 言

世界衛(wèi)生組織于2020年1月30日將新型冠狀病毒疫情(COVID-19)列為國際關注的突發(fā)公共衛(wèi)生事件。[1]疫情背景下，我國各地開展“停課不停學”，通過網(wǎng)絡授課模式進行教學，學生由學校學習轉變?yōu)榧彝W習，其學習環(huán)境和方式發(fā)生了巨大變化。已有研究表明，學生的學習適應性不僅對其學業(yè)成就具有影響[2-3]，而且與其抑郁等身心癥狀顯著相關[4]。因此，考察學生居家學習期間的學習適應狀況及其相關因素可以為學校在疫情期間有效應對教學挑戰(zhàn)、保持學生身心健康提供科學依據(jù)。除疫情期間之外，有些學生由于身體或其他原因也可能發(fā)生被迫居家學習的情況，因此對此問題的考察也是對傳統(tǒng)上學生在校學習適應問題研究的有效補充。

雖然已有大量文獻對正常學校學習期間親子關系與學生學校學習適應的關系進行了考察[5-8]，但是關于疫情前親子關系與特殊時期學生家庭學習適應的關系仍缺乏探討。新冠疫情來得猝不及防，學生居家學習期間與父母的接觸時間劇增，在尚未與父母在新情境下建立良好互動的過渡時期，原有親子關系質(zhì)量極大地影響著學生在疫情期間的各方面發(fā)展。有大量案例表明[9-11]，對于親子關系不良的學生而言，疫情前于學校學習期間可以通過回避與父母的不必要接觸、避免矛盾和爭吵從而維持其身心適應性，但是在疫情居家隔離期間，他們與父母的接觸則變得避無可避，雙方矛盾激增又無法找到適宜的解決方法，由此導致學生產(chǎn)生抑郁、焦慮等情緒乃至發(fā)生自殺行為。因此可以推測，疫情前的親子關系會極大地影響學生疫情期間的家庭學習適應。此外，親子親密性與沖突性是親子關系的兩個重要維度[12-13]，其對學生的家庭學習適應可能存在不同影響，因此本研究的第一個問題為：疫情前親子關系的親密性和沖突性何者對于疫情期間學生家庭學習適應的預測作用顯著更高？

情緒彈性是心理彈性的重要組成部分，是人們?nèi)粘Ｉ钪衅毡榇嬖诘囊环N情緒能力[14-15]，指個體在面對消極情境時產(chǎn)生積極情緒以及從消極情緒中快速恢復的能力[16]。在親子關系對學生學習適應發(fā)揮作用的過程中，學生的情緒彈性是不可忽視的因素之一。已有研究表明，一方面，對親子關系有積極認知的孩子，他們在家庭環(huán)境中感受到溫暖、關心和支持，父母對其情緒問題的反應性更高更及時，孩子的情緒彈性發(fā)展水平也更高[17-18]；另一方面，在親子關系良好的家庭中，家庭成員以開放、協(xié)作的方式進行溝通，能幫助孩子更好地應對困難與壓力事件，因此親子關系良好的學生更容易從消極情緒中恢復，即情緒彈性更高[19]。此外，由于情緒彈性較高個體在壓力情境中會積極調(diào)整情緒，努力應對消極事件，其所感知到的壓力較低[20]，而壓力感受較低的學生對學業(yè)適應水平較好[21]，因此情緒彈性較高個體對學校適應水平也較好[17][22]。基于以上論述，本研究認為，情緒彈性作為個體在發(fā)展過程中受外部環(huán)境影響逐漸獲得的重要心理發(fā)展資源之一[23]，其非?？赡茉谟H子關系與學校學習適應之間起中介作用。將此關系推論到學生疫情期間的家庭學習適應上，由此產(chǎn)生本研究的第二個問題：疫情前親子關系是否可以通過學生情緒彈性的中介作用進而影響疫情期間的家庭學習適應？

盡管家庭對學生疫情期間的家庭學習適應具直接影響，但學校和教師相關因素仍可能在其中發(fā)揮重要作用。究其原因，首先，雖然學生在疫情期間是居家學習，但是其日程總體上是由學校安排的，并不由家庭和學生自主決定，因此學校教師在很大程度上仍然主導著學生的家庭學習過程。其次，根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)模型，具有不同個人特質(zhì)的發(fā)展中個體不僅會受到家庭、學校等環(huán)境變量的單獨影響，還會受到不同變量之間的交互影響[24-25]。比如，已有研究發(fā)現(xiàn)[26-28]，積極的師生關系可以調(diào)節(jié)父母沖突對青少年的不良影響，增進其親社會行為和減少其反社會行為[29]，降低其發(fā)生抑郁的風險[30]。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)，良好的師生關系能緩沖個體的不良特質(zhì)導致的情緒行為問題[31-33]，比如在那些努力控制程度較低的個體中，師生關系較好的那部分學生會感受到更為和諧的學校氛圍與和睦的同伴關系，較少地面臨高水平內(nèi)化和外化問題的風險[32]。基于上述證據(jù)可以推測，師生關系和親子關系以及個體情緒彈性對于學生在疫情期間的家庭學習適應均可能存在交互作用。換而言之，即在師生關系質(zhì)量高低不同的學生群體中，疫情前親子關系通過提升或降低個體情緒彈性水平進而影響其疫情期間家庭學習適應的作用是不同的。因此，本研究的第三個問題為：疫情前師生關系是否對情緒彈性在親子關系和疫情期間家庭學習適應之間的中介作用具調(diào)節(jié)效應？

總之，本研究擬在考察初中生疫情前親子關系、師生關系和情緒彈性及疫情期間家庭學習適應的基礎上，比較親子關系的親密性和沖突性對學生家庭學習適應的作用及其相對重要性，并探討學生情緒彈性在親子關系和家庭學習適應之間的中介作用以及師生關系對此的調(diào)節(jié)效應。對此問題的探討，不僅在理論上有助于深入理解個體的親子關系和師生關系這兩種重要的外部人際關系特征和個體情緒彈性這一重要內(nèi)部特質(zhì)的相互作用對其特殊時期身心適應的影響機制，而且在實踐上可以幫助學校在學生發(fā)生居家學習情況下前瞻性地根據(jù)其前期親子關系、師生關系和情緒彈性特點篩選出需要重點關注的個案，對這些學生進行針對性的指導和干預，以更好地幫助和支持這些學生后期的家庭學習適應。

二、方 法

(一)被試

本研究采用整群方便抽樣法，對北京市兩所學校初一至初三的716名初中生進行短期追蹤問卷調(diào)查。2019年11月(T1)進行第一次數(shù)據(jù)收集，共694名學生參與。2020年4月初北京新冠疫情爆發(fā)、學生居家學習初期(T2)進行第二次數(shù)據(jù)收集，共689名學生參與，流失學生人數(shù)5人，樣本流失率約為1%。樣本流失的主要原因在于學生轉學或在規(guī)定時間內(nèi)沒有按時自愿完成調(diào)查問卷。按照一定規(guī)則剔除無效問卷(問卷中某一變量的遺漏項目達50%以上為不認真作答，所有選項選擇數(shù)字相同為規(guī)律性作答)，剔除不認真作答與規(guī)律性作答問卷后，有效問卷607份，問卷有效率為84.78%。其中初一有效被試為252人，男生125人(49.6%)，女生127人(50.4%)，初二有效被試204人，男生99人(48.5%)，女生105人(51.5%)，初三有效被試151人，男生83人(55.0%)，女生68人(45.0%)。

(二)工具

1.親子關系量表

采用Pianta等編制[34]、鄧小平修訂[35]的親子關系量表縮減版(Child-Parent Relationship Scale Short-Form)。量表共15個條目，包括親密性和沖突性兩個維度，采用Likert五點計分法(從1到5分別為從“完全不符合”到“完全符合”)，相應條目的平均分代表被試的親子親密性或沖突性水平，得分越高表示親密性越強或者沖突性越高。本研究中親子親密性和沖突性兩個分維度的Cronbach’s ɑ系數(shù)分別為0.85和 0.83，驗證性因子分析表明量表的結構效度達到可接受水平(χ2/df=3.32，RMSEA=0.06，SRMR=0.04，CFI=0.94，TLI=0.92)。

2.青少年情緒彈性問卷

采用我國學者[36]根據(jù)Davidson等人[16]對情緒彈性的定義編制的青少年情緒彈性問卷。問卷共11個條目，包括積極情緒能力和情緒恢復能力兩個維度，采用Likert五點計分法(從1到5分別為從“完全不符合”到“完全符合”)，總分越高表示個體的情緒彈性越強。本研究中總量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.85，積極情緒能力和情緒恢復能力兩個分維度的Cronbach’s ɑ系數(shù)分別為0.83和0.79，驗證性因子分析表明量表的結構效度達到可接受水平(χ2/df=4.39，RMSEA=0.07，SRMR=0.06，CFI=0.95，TLI=0.93)。

3.家庭學習適應量表

參照江光榮[37]編制的《中國中小學生學校適應成套量表(初中版)》自編家庭學習適應量表。最后的正式量表共有32個條目，包括學業(yè)適應、社會適應、情緒適應以及生活適應四個維度，采用Likert五點計分法(從1到5分別為從“完全不符合”到“完全符合”)，總分越高表明學生的家庭學習適應情況越好。本研究中總量表的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.94，學業(yè)適應、社會適應、情緒適應和生活適應等分維度的Cronbach’s ɑ系數(shù)分別為0.83、0.91、0.73和0.78，驗證性因子分析表明量表的結構效度達到可接受水平(χ2/df=2.75，RMSEA=0.05，SRMR=0.05，CFI=0.93，TLI=0.92)。

4.師生關系量表

采用Bear等[38]編制、謝家樹等[39]修訂的特拉華學校氛圍量表(學生卷)中的師生關系維度的分量表。該分量表共4個條目，評估學生感知的老師與學生間互動的質(zhì)量，采用四點計分(從1到4分別為從“十分不同意”到“十分同意”)，得分越高說明師生關系越好。師生關系分量表在本研究中的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.89。

(三)過程

本研究共包括兩次測查，每次測查之前都會由學校書面告知所有家長和學生，由家長和學生自愿參與及填寫。T1的線下問卷調(diào)查分為學生和家長兩部分。學生部分以班級為單位進行集體施測，由經(jīng)過嚴格培訓的心理學專業(yè)研究生作為主試，在學校指定時間到各個班級指導學生完成問卷填寫，時間大約為30分鐘，學生作答結束后，由主試當場收回。隨后，主試將裝好信封的家長問卷留給班主任，由每個班級的班主任發(fā)放給班內(nèi)學生帶給家長作答，讓作為主要照料者的父母其中一方進行填寫并密封好由學生帶回，在一周內(nèi)回收完畢。T2的測查采用在線網(wǎng)絡問卷的形式，由各班班主任將問卷星鏈接發(fā)放到班級群里，學生可在電腦端或手機端自主完成家庭學習適應問卷，進入問卷系統(tǒng)前會出現(xiàn)指導語，說明測查的目的、答題方式、注意事項等，每份問卷的作答時間不超過15分鐘。

本研究數(shù)據(jù)分析分四步進行，首先對變量進行描述性統(tǒng)計并計算變量之間相關系數(shù)；其次，在控制學生性別、年級和母親受教育程度后進行T1親子關系和情緒彈性對T2家庭學習適應的回歸分析，并考察親密性和沖突性的預測系數(shù)差異顯著性；再次，建構T1情緒彈性在親子親密性及沖突性和T2家庭學習適應之間的中介模型；最后，在中介模型成立的基礎上納入T1師生關系考察其對情緒彈性中介作用的調(diào)節(jié)效應。使用SPSS 25.0進行數(shù)據(jù)錄入、清理與描述性統(tǒng)計及相關分析，采用Mplus7.4進行分層回歸和比較回歸系數(shù)差異顯著性，并建構中介模型和有調(diào)節(jié)的中介模型，使用極大似然法處理缺失值。

三、結 果

(一)共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法，對所有測量項目進行未旋轉的主成分因素分析。結果顯示，共有12個因子的特征根值大于1，其中第一個因子解釋的變異量為22.23%，小于40%的臨界標準，表明本研究不存在顯著的共同方法偏差問題[40]。

(二)T1親子關系、情緒彈性、師生關系和T2家庭學習適應的描述性統(tǒng)計與相關分析

對初中生的疫情前親子關系、情緒彈性、師生關系與疫情期間的家庭學習適應及其各維度進行描述性統(tǒng)計與Pearson相關分析，結果發(fā)現(xiàn)各變量之間均顯著相關(見表1)。

表1 親子關系、情緒彈性、師生關系和家庭學習適應的描述性統(tǒng)計及相關分析

(三)T1親子關系和情緒彈性對T2家庭學習適應的分層回歸分析

控制初中生的性別(作為虛擬變量，女生為0，男生為1)、年級和母親受教育程度，考察T1親子親密性及沖突性、情緒彈性對T2家庭學習適應的預測作用。采用分層回歸方法(見表2)，第一步采用Enter方法納入性別、年級和母親受教育程度，第二步采用Stepwise方法納入親子親密性、沖突性和情緒彈性。結果發(fā)現(xiàn)，T1親子親密性(β=0.18，p<0.001)、情緒彈性(β=0.24，p<0.001)、親子沖突性(β= -0.14，p<0.01)均能顯著預測T2家庭學習適應，三者共同解釋家庭學習適應方差總變異的14.6%(p<0.001)。對初中生親子關系兩個維度的回歸系數(shù)的差異檢驗顯示，T1親子親密性對初中生T2家庭學習適應的回歸系數(shù)顯著高于沖突性(Wald test:χ2(1)=49.59，p<0.001)。

表2 初中生親子關系與情緒彈性對家庭學習適應的分層回歸分析

(四)T1情緒彈性在親子親密性及沖突性和T2家庭學習適應之間的中介作用

在控制年級、性別和母親受教育程度的情況下，建構初中生T1親子親密性和沖突性通過情緒彈性對T2家庭學習適應的中介效應模型，結果發(fā)現(xiàn)，模型各項指標擬合良好(χ2/df=2.54，RMSEA=0.05，SRMR=0.03，CFI=0.97，TLI=0.95)。路徑分析表明(見圖1)，T1情緒彈性在親子親密性和T2家庭學習適應之間起部分中介作用，中介效應占總效應的13.16%；T1情緒彈性在親子沖突性和T2家庭學習適應之間沒有中介作用。

圖1 T1情緒彈性在親子關系和T2家庭學習適應之間的中介作用

(五)T1師生關系對情緒彈性在親子關系和家庭學習適應之間中介作用的調(diào)節(jié)效應

在上述中介模型的基礎上，建構T1師生關系對情緒彈性中介作用的調(diào)節(jié)模型。以親子親密性、親子沖突性為自變量，家庭學習適應為因變量，情緒彈性為中介變量，師生關系作為親子親密性、情緒彈性和家庭學習適應兩兩之間關系的調(diào)節(jié)變量，采用Mplus中的bootstrap程序重復抽樣2 000次，計算95%的置信區(qū)間進行調(diào)節(jié)效應顯著性檢驗(見圖2)。結果發(fā)現(xiàn)，模型擬合良好(χ2/df=3.38，RMSEA=0.07，SRMR=0.05，CFI=0.94，TLI=0.91)，此時情緒彈性的中介效應值為25%，師生關系在T1情緒彈性對T2家庭學習適應的影響上具有調(diào)節(jié)效應，在其他路徑上不具有調(diào)節(jié)作用。

圖2 師生關系對情緒彈性中介作用的調(diào)節(jié)效應

進行簡單斜率檢驗以進一步揭示師生關系調(diào)節(jié)效應的方向。按照師生關系均數(shù)上下1個標準差的標準將學生進行分組，并根據(jù)回歸方程標準化取值繪制簡單效應分析圖(如圖3)。結果發(fā)現(xiàn)，隨著T1師生關系水平的增高，情緒彈性對T2家庭學習適應的正向預測作用降低(由β=0.32,p<0.01減弱為β=0.12,p<0.05)。結果說明，當T1師生關系水平較高時，初中生情緒彈性與其T2家庭學習適應的聯(lián)系較弱，即學生疫情期間居家學習受其疫情前情緒彈性水平的影響較小；當T1師生關系水平較低時，初中生情緒彈性與其T2家庭學習適應的聯(lián)系較強，即學生疫情期間居家學習受到疫情前情緒彈性水平的較大制約。換而言之，疫情前良好的師生關系可以對那些因親子親密性不足而情緒彈性較低學生的家庭學習適應起到更大保護作用。

圖3 T1高低師生關系組的情緒彈性與T2家庭學習適應之間的關系

四、討 論

(一)初中生疫情前親子親密性和沖突性對疫情期間家庭學習適應的相對作用

本研究發(fā)現(xiàn)，疫情前親子親密性和沖突性均對疫情期間學生家庭學習適應有顯著影響，且親密性對家庭學習適應的預測作用顯著高于沖突性。一方面，此結果證明學生的家庭學習與在校學習一樣，親子關系較好的青少年可以得到家庭較多支持[41]，擁有更多支持性親子互動[42]，因此學習適應性更好；而親子關系不良青少年可能具有較多焦慮等消極情緒反應[43]，學習心理資本水平較低[44]，因此難以應對學習上的挑戰(zhàn)。另一方面，本研究結果還證明，為了促進初中生的家庭學習適應，提升親子親密性比減少親子沖突性更為重要。為了應對疫情期間由于家庭室內(nèi)空間狹小而導致青少年親子沖突增加的問題，有些專家建議家庭成員可以錯開各種生活環(huán)節(jié)時間、增加更多個人生活空間[45]，但是這同時會減少親子雙方互相了解的機會從而降低親子親密性，從本研究結果而言，這并不利于提升青少年的家庭學習適應水平。因此，相對于減少相處時間以避免沖突的方法而言，不如在相處時間內(nèi)加強親子溝通、合作解決沖突，既有利于降低親子沖突水平，同時有利于提升親子親密性，從而促進青少年的家庭學習適應。

(二)初中生情緒彈性在疫情前親子親密性和疫情期間家庭學習適應的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，親子親密性既可以直接影響初中生疫情期間的家庭學習適應，也可以通過提升初中生情緒彈性從而間接促進其家庭學習適應。究其原因，積極的親子關系可以為孩子創(chuàng)造良好的家庭成長環(huán)境，培養(yǎng)孩子較高的情緒彈性，使得孩子從學校學習轉向居家學習時，面對環(huán)境轉變的壓力產(chǎn)生更高的適應。此結果進一步驗證了良好的親子關系對青少年學習與發(fā)展的重要性[46-47]，即親子之間親密無間的感情除了對初中生的學習適應行為具有直接支持作用之外，這種關系還有利于通過提升個體的積極心理品質(zhì)，例如提供自主支持，提高對積極情緒的感知，進而持續(xù)影響其后期的學習和適應[48]。對于疫情期間居家學習的初中生而言，由于其家庭之外的社會交往大大減少，因此這種來自父母的支持顯得尤為重要。

本研究沒有發(fā)現(xiàn)疫情前親子沖突性通過情緒彈性對疫情期間家庭學習適應的間接效應。究其原因，主要可能是因為親子沖突性對初中生的影響機制較親密性更為復雜。大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)了親子沖突對子女發(fā)展的不利影響[49-51]，但是也有研究發(fā)現(xiàn)，適度的親子沖突能夠增強子女應對事件和積極探索自我的能力，關鍵是父母與孩子對于沖突的處理與應對策略[52]。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)親子沖突的不同對象、頻率與強度對學生的適應情況均有不同影響[53]，而本研究只從主要照顧人角度對親子沖突進行測量。因此，未來研究應對親子沖突的發(fā)生場景和具體處理策略進行更深入的考察，才能更全面理解該變量對學生家庭學習適應的作用。

(三)初中生師生關系對情緒彈性在親子關系和家庭學習適應之間中介作用的調(diào)節(jié)效應

本研究發(fā)現(xiàn)，初中生情緒彈性與其家庭學習適應之間的聯(lián)系在師生關系較好群體中顯著較低。此結果說明，良好的師生關系和積極的親子關系一樣，都對初中生疫情期間的家庭學習適應具有積極影響，因此需要教師與家長相互配合和共同努力。畢竟疫情期間的家庭學習仍是學校學習的延伸，教師在疫情前學校教學中給予學生的支持可以讓學生感知到自己與教師之間的積極聯(lián)系，提升中學生在任務中的效能感和自尊水平[54]，促進學生學習的自主性[55]，從而能彌補其情緒彈性的不足，提高其居家學習的適應性。進一步地，此結果還表明，師生關系對那些親子關系不良青少年尤其具有保護效應，可以彌補此部分群體因家長支持不足而導致的低情緒彈性對疫情期間家庭學習適應的不良影響。此結果對于疫情期間的學校工作有很大啟示，即在學校人力資源有限的情況下，學校和老師應著重關注那些親子關系不良且情緒彈性較差的學生，有針對性地對他們提供更多人際支持和學業(yè)支持，以提升他們在疫情期間的家庭學習適應性，從而保證全體學生居家學習期間的良好發(fā)展。

(四)本研究不足與展望

首先，疫情前測查采用的是線下問卷，疫情期間學生處于隔離狀態(tài)只能采用線上方式，這種數(shù)據(jù)采集方式的不一致可能導致被試反應的差異。盡管有研究表明對于非高利害性的調(diào)查，采用線上或線下數(shù)據(jù)采集的方式對結果并無顯著影響[56]，但在以后可能的條件下還是應盡量保證測查方式的一致性，以盡量控制無關變量的影響。其次，本研究僅將家庭學習適應作為潛變量進行處理，未對學業(yè)、社會、情緒和生活四個維度進行深入分析，以后應進一步考察相關變量對學生家庭學習適應不同方面的影響及其機制，以對這個問題有更全面理解。再次，本研究結果表明初中生親子沖突不能通過情緒彈性影響其家庭學習適應，這可能意味著親子沖突對學生發(fā)展的影響有著更復雜的作用機制，未來研究應對親子沖突進行更深入和全面的測查，比如考察親子沖突的具體卷入者、強度及解決策略等，以更好地指導親子溝通實踐、促進學生發(fā)展。