田錄梅 張文新 陳光輝

(山東師范大學心理學院, 濟南 250014)

1 問題提出

根據(jù) Bronfenbrenner (1979)的生態(tài)系統(tǒng)理論,家庭和同伴是影響個體發(fā)展和適應的兩個重要微系統(tǒng), 長期以來受到研究者的廣泛關注。

親子關系是家庭系統(tǒng)的重要組成部分。根據(jù)Bowlby (1969, 1973)著名的依戀理論, 安全依戀或良好的親子關系是兒童良好發(fā)展和適應的重要基礎, 缺乏這個基礎, 兒童的發(fā)展可能會遭遇風險;與該理論相一致, 很多研究發(fā)現(xiàn)安全依戀的兒童比不安全回避或焦慮的兒童表現(xiàn)出更好的情緒調(diào)節(jié)、穩(wěn)定性和心理健康(see Al-Yagon, 2011)。青少年對父母的依戀關系與兒童相比雖然有所變化(如對父母的依賴減少), 但研究發(fā)現(xiàn)青少年的依戀與各種適應問題(如抑郁、焦慮和行為問題)之間仍有實質(zhì)性聯(lián)系(Al-Yagon, 2011; Lee & Hankin, 2009; Song,Thompson, & Ferrer, 2009)。感知到良好的親子關系或高父母支持的個體有更少的行為問題(張曉, 陳會昌, 張桂芳, 周博芳, 吳巍, 2008; Burk &Laursen, 2010)、更低的抑郁 (凌宇, 楊娟, 章晨晨,蟻金瑤, 姚樹橋, 2010; Restifo & B?gels, 2009;Sumer, Giannotta, Settanni, & Ciairano, 2009; Young,Berenson, Cohen, & Garcia, 2005) 和孤獨感(張錦濤等, 2011; Al-Yagon, 2008, 2011; Appel, Holtz,Stiglbauer, & Batinic, 2012; Mounts, Valentiner,Anderson, & Boswell, 2006)、更高的自我價值感和社會能力(Rubin, Dwyer, Kim, & Burgess, 2004)等。

與此同時, 由于青少年期親子關系和同伴關系的變化(如與父母沖突增多, 更加依賴同伴等)(Brown & Larson, 2009), 同伴關系對個體發(fā)展和適應的影響日益增強。同伴關系有群體水平(如同伴群體接納)和二元水平(如友誼)之分(Rubin,Bukowski, & Parker, 2006), 根據(jù) Sullivan (1953)的理論, 同伴接納在兒童期具有重要意義, 可以滿足個體的歸屬感需要、增強其合作能力等, 而在青少年期, 個體需要建立友誼以滿足親密感的需要, 友誼比同伴接納的意義更大(see LaFontana &Cillessen, 2010)。因此, 隨著年齡的增長, 兒童變得越來越依賴親密朋友的支持(Furman & Buhrmester,1992)。大量研究表明, 高友誼質(zhì)量的兒童青少年有更少的行為問題(Burk & Laursen, 2005)、更低的抑郁和焦慮 (La Greca & Harrison, 2005; Mounts et al.,2006)及孤獨感(Kingery & Erdley, 2007; Kingery,Erdley, & Marshall, 2011)、更高的自尊(Kingery et al., 2011)等。

可見, 支持性的親子關系/父母支持和友誼分別作為家庭和同伴系統(tǒng)的重要成分對青少年的適應都具有重要影響。那么, 當綜合考慮這兩種親密關系支持系統(tǒng)和個體適應時, 它們之間又是什么關系呢？Rubin等人(2004)曾指出, 親子關系和友誼質(zhì)量與個體適應之間可能至少以 3種方式相聯(lián)系,本研究謂之以3種模型：其一, 親子關系與友誼質(zhì)量對個體適應有獨立且獨特的影響, 彼此之間沒有關系(獨立影響模型); 其二, 親子關系和友誼質(zhì)量對個體適應的影響存在顯著的交互作用(交互影響模型); 其三, 良好的親子關系是形成健康友誼的基礎, 而友誼對兒童青少年的適應具有重要意義,親子關系可通過友誼質(zhì)量間接影響個體適應(間接效應模型)?？v觀以往有關研究, Helsen等人(2000)的研究支持了父母與同伴是青少年兩個獨立系統(tǒng)的觀點, 但并沒有發(fā)現(xiàn)它們對青少年適應的影響也是獨立的。田錄梅等人(2012)的研究則發(fā)現(xiàn)獨立模型僅適用于青少年中期階段。交互影響模型則得到較多研究的支持(田錄梅, 陳光輝, 王姝瓊, 劉海嬌,張文新, 2012; Helsen et al., 2000; Rubin et al., 2004;Young et al., 2005)。Bowlby (1973)的依戀理論為間接效應模型提供了重要的理論基礎。根據(jù)該理論,良好的親子關系所形成的安全內(nèi)部工作模型能影響個體對未來其他關系的期望, 為形成良好的同伴關系提供基礎, 繼而影響個體適應(see Sigelman,2003/2009)。Helsen 等人(2000)也指出, 父母支持確立了心理幸福的最重要基礎, 無論對于同伴關系的發(fā)展還是對于心理幸福的發(fā)展皆是如此。Sias和Bartoo (2007)也提出了類似觀點。他們指出, 過去的交往經(jīng)驗會影響當下的同伴交往, 并能預示其未來的交往特點。根據(jù)這一觀點, 親子關系是個體首先遇到的重要社會關系, 親子關系知覺必然會影響到其同伴關系(如友誼)的質(zhì)量。Weimer, Kerns和Oldenburg (2004)的研究發(fā)現(xiàn)親子依戀的安全性(而非依戀類型)與青少年友誼的親密性有最強的聯(lián)系,從而支持了上述觀點。因此, 支持性的親子關系是良好適應的基礎, 這一影響路徑既可能是直接的,也可能是間接的(以友誼為中介)。然而, 相比其它兩種模型, 對兩種支持系統(tǒng)影響個體適應的間接效應模型(如圖1所示)還基本處于理論分析和假設階段, 實證研究的證據(jù)尚不多見, 故檢驗這一模型是本研究的主要目的。

然而, 個體適應的領域非常廣泛, 同一領域也會有不同的適應問題, 上述間接效應模型是否會普適于這些不同的問題？比如, 孤獨感和抑郁都是兒童青少年常見的情緒適應問題(張文新, 2002;Al-Yagon, 2011), 但二者的性質(zhì)和病理學并不相同。孤獨感是個體在實際情況不能滿足其對社會網(wǎng)絡的需要時(如朋友太少或缺乏親密關系)所產(chǎn)生的一種苦惱性心理體驗(Fitts, Sebby, & Zlokovich,2009), 缺乏社會網(wǎng)絡或親密的依戀關系(尤其是親密友誼)是孤獨感產(chǎn)生的來源(see Al-Yagon, 2008)。而抑郁是一種感到無力應對外界壓力而產(chǎn)生的消極情緒 (張文新, 2002), 壓力是導致抑郁的直接因素。有關社會支持與抑郁關系的前瞻研究發(fā)現(xiàn), 是父母支持而非同伴支持預測青少年的未來抑郁(Auerbach, Bigda-Peyton, Eberhart, Webb, & Ho,2011)。田錄梅等人(2012)的研究也發(fā)現(xiàn), 友誼質(zhì)量和父母支持雖然都是青少年的兩種重要的親密關系, 但友誼質(zhì)量是預測孤獨感的更好指標, 而父母支持是預測抑郁的更好指標?？梢? 抑郁和孤獨感作為兩種不同的情緒適應問題, 不僅有著不同的性質(zhì)和病理學基礎, 而且與個體的兩種不同的親密關系具有不同的關聯(lián)。因此, 本研究將分別以孤獨感和抑郁為情緒適應的兩種指標檢驗上述間接效應模型的有效性和適用性問題。本研究假設, 以依戀理論為基礎建立的間接效應模型應具有一定的普適性, 兩種支持系統(tǒng)對孤獨感和抑郁的影響可能都符合間接效應模型, 但也會存在具體差異。比如, 對于孤獨感, 父母支持的總效應會小于友誼, 而且其中的間接效應所占比例也會較大, 而對于抑郁, 父母支持的總效應則大于友誼, 但其間接效應占比會較小。換言之, 間接效應模型可能更適用于孤獨感問題。

圖1 父母支持、友誼質(zhì)量影響個體適應的間接效應模型

此外, 上述間接效應模型的適用性也可能因發(fā)展階段而異。盡管對父母的依戀關系在兒童早中期之后繼續(xù)影響人際的和心理社會的功能(Mayseless& Scharf, 2007)。但是, 一方面有研究者發(fā)現(xiàn)父母依戀是形成良好同伴依戀的基礎, 而同伴依戀會影響兒童對社會能力的知覺, 但這種中介關系僅存在于已經(jīng)形成穩(wěn)定的同伴依戀的 5、6年級年長兒童中(Hellenthal, 2006)。另一方面, 隨著年齡的增長以及獨立性和自主性的增強, 個體對父母的依賴會降低,對同伴的依戀會增強(Brown & Larson, 2009)。例如,研究發(fā)現(xiàn), 4年級、7年級和10年級的被試分別將父母、同性別朋友和父母、同性別朋友看作是最主要的支持者(Furman & Buhrmester, 1992)。從青少年早期到中期, 感知到的父母支持不斷減少(張文娟,鄒泓, 梁鈺苓, 2012; De Goede, Branje, Delsing, &Meeus, 2009; De Goede, Branje, & Meeus, 2009), 而同性別朋友的支持卻在增多(De Goede, Branje,Delsing et al., 2009)。因此, 從發(fā)展階段看, 間接效應模型可能更適用于童年期較年長兒童, 對處于叛逆期的青少年來說未必適用, 這是本研究要檢驗的第二個假設。

其次, 這一模型也可能因性別而異。相比男生,女生更重視人際關系的建構, 對人際關系有更多的情感需求、更重視同伴關系(Rose & Rudolph, 2006),對同伴關系的質(zhì)量也更為敏感(Wentzel & Caldwell,1997)等。因此, 她們比男生感受到更多的朋友/同伴支持(田錄梅等, 2012; Bokhorst, Sumter, &Westenberg, 2010; Furman & Buhrmesterm, 1992;Young et al., 2005); 友誼的保護作用在她們身上也更為明顯, 例如, 友誼可以緩沖低母親支持(Rubin et al., 2004)、童年期受虐待經(jīng)歷(Powers, Ressler, &Bradley, 2009)等負性事件對女性抑郁的影響而不能緩沖這些事件對男性的影響?？梢? 相比男生,女生更重視友誼, 因此也更易受到友誼的影響。但女生感知到的父母支持顯著低于同伴支持, 而男生感知到的父母支持卻顯著高于同伴支持(Frey &R?thlisberger, 1996), 而且男生的友誼、抑郁和孤獨感均與父母支持有顯著相關而女生的友誼、孤獨感與父母支持相關不顯著(田錄梅等, 2012)。這可能意味著無論友誼還是情緒問題男生都比女生更多受到親子關系的影響。因此, 間接效應模型可能更適用于男生, 即, 父母支持不僅直接影響男生的情緒適應, 而且會通過影響男生的友誼間接影響其情緒適應; 而它對女生的影響相對較少。這是本研究要檢驗的第三個假設。

總之, 本研究將分別以孤獨感、抑郁作為青少年情緒適應的不同指標, 檢驗父母支持、友誼質(zhì)量對情緒適應的間接效應模型及其發(fā)展階段差異和性別差異。

2 研究方法

2.1 被試

從某市抽取小學5年級(童年晚期)、7年級(初一, 青少年早期)和 10年級(高一, 青少年中期)共620名學生, 有效被試560人, 其中5年級193人(男生111人, 女生82人, 平均年齡 11.28±0.49), 7年級 169人(男生 81人, 女生 87人, 平均年齡13.37±0.57), 10年級 198人(男生 111人, 女生 87人, 平均年齡 16.73±0.52)。560名有效被試中 458人有互選好朋友, 占 81.8%, 與國內(nèi)外有關研究(田錄梅等, 2012; French, Jansen, Riansari, & Setiono,2003; Parker & Asher, 1993)中友誼配對成敗的比例大致相當。其中5年級180人(平均年齡11.28±0.49歲), 男生107人(占59.4%), 女生73人; 7年級143人(平均年齡13.38±0.58歲), 男生64人(占44.8%),女生79人; 10年級135人(平均年齡16.71±0.51歲)男生68人(占50.4%), 女生67人。

2.2 研究工具

2.2.1 關系網(wǎng)絡問卷

采用關系網(wǎng)絡問卷(Network of Relationships Inventory, NRI, Furman & Buhrmester, 1985)中文版(田錄梅等, 2012)測量父母支持。該問卷共15個題目, 包括陪伴、工具性幫助、情感支持、親密性、爭吵和沖突5個維度, 里克特5點計分。參照有關研究(田錄梅等, 2012; Rubin et al., 2004), 僅取前4個支持性維度, 代表支持性的親子關系(親子依戀)或來自父母的支持, 由于父親支持和母親支持的相應得分存在高相關(0.68<

r

s<0.77,

p

s<0.001), 故將二者得分合并為父母支持, 分數(shù)越高表示父母支持水平越高。采用本樣本對合并后的父母支持問卷進行CFA, 發(fā)現(xiàn)父母支持4因素模型與數(shù)據(jù)的擬合可以接受, χ/48 = 4.63, GFI = 0.93, IFI = 0.95, TLI =0.93, CFI = 0.95, RMSEA<0.09, 各維度的內(nèi)部一致性信度在 0.78～0.87之間, 父母支持量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.95, 總量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.91。

2.2.2 朋友提名問卷

采用同伴提名法, 要求每個被試按照與自己的親密程度由高到低最多寫出5個自己本校內(nèi)的同性別好朋友。將相互提到對方名字的被試作為互選朋友, 按照提名的先后順序, 將第一個配成友誼對的朋友作為被試最好的同性別朋友, 將其姓名事先填寫在友誼質(zhì)量問卷上, 以考察被試與這個朋友間的友誼質(zhì)量。

2.2.3 友誼質(zhì)量問卷

采用友誼質(zhì)量問卷(Friendship Quality Questionnaire, FQQ, Parker & Asher, 1993)中文版測量被試的友誼質(zhì)量。該問卷信效度良好(田錄梅等,2012), 由 34個題目組成, 共 7個分量表：陪伴、可信賴的聯(lián)盟、價值提升、工具性幫助、親密性、爭吵和沖突、排他性。每一題均要求被試比較自己與好朋友的友誼與題目所述情況的符合程度, 里克特7點計分。參照已有研究(田錄梅等, 2012; Rubin et al., 2004; Rubin, Wojslawowicz, Rose-Krasnor,Booth-LaForce, & Burgess, 2006), 僅取前5個支持性維度, 分數(shù)越高說明相應友誼質(zhì)量或友誼支持水平越高, 本研究中所有支持性項目的內(nèi)部一致性 α系數(shù)為0.91, 總問卷的α系數(shù)為0.85。

2.2.4 孤獨感量表

采用 Asher等人(1984)編制的孤獨感量表(Loneliness Scale, LS)中文版測量青少年的孤獨感。該量表已經(jīng)應用于國內(nèi)多項研究(如, 趙景欣, 劉霞, 申繼亮, 2008), 具有較高的信效度。量表共24個項目, 其中8個項目是插入題, 16個項目評定孤獨感, 5點計分。16個項目的平均分代表一般孤獨感, 得分越高, 孤獨感水平越高。本研究中其內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.78。

2.2.5 抑郁量表

采用陳欣銀(Chen, Huang, Chang, & Wang,2012)翻譯修訂的兒童抑郁量表(Children’s Depression Inventory, CDI, Kovacs, 1992)。該量表包括 27 個項目, 適用于年齡在7～17 歲之間的兒童,既可用于臨床用途, 也可以測量一般兒童和青少年群體的抑郁情緒, 3點計分, 總平均分代表兒童青少年的一般抑郁狀況, 得分越高, 抑郁水平越高。本研究中其內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.87。

2.3 程序

以班級為單位進行3次團體施測。第一次施測NRI 和朋友提名問卷, 朋友配對完成后測FQQ (第二次施測), 最后測孤獨感問卷和抑郁量表。3次測試1周內(nèi)完成, 每次時間均在30分鐘內(nèi)。利用SPSS 13.0 軟件包和Amos 7.0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

3 結果與分析

3.1 從童年晚期到青少年中期父母支持、友誼質(zhì)量與孤獨感、抑郁的相關

各變量在各組被試中的平均數(shù)與標準差見表1。

皮爾遜相關分析發(fā)現(xiàn), 除7年級的父母支持與孤獨感、10年級的友誼質(zhì)量與抑郁相關不顯著外,其余各組的父母支持、友誼質(zhì)量與孤獨感和抑郁均有顯著負相關; 總樣本、男生組和5年級組的父母支持和友誼質(zhì)量有顯著正相關(見表2)。結果表明, 無論在哪個年級, 也無論男生還是女生, 父母支持與抑郁均顯著相關, 友誼質(zhì)量與孤獨感也顯著相關。

表1 不同發(fā)展階段兒童青少年的父母支持、友誼質(zhì)量、孤獨感和抑郁的平均數(shù)(標準差)

3.2 父母支持、友誼質(zhì)量影響孤獨感的間接效應模型

根據(jù)本研究的假設, 對父母支持、友誼質(zhì)量和孤獨感的關系進行結構方程模型檢驗?？紤]到各變量的得分非正態(tài)分布, 采用 Bootstrap法予以校正(方杰, 張敏強, 邱皓政, 2012; 榮泰生, 2009), 加之各量表的項目數(shù)較多, 根據(jù)一些研究者提出的方法(卞冉, 車宏生, 陽輝, 2007; 吳艷, 溫忠麟,2011), 采用項目小組(item parcel)簡化模型, 分別采用各潛變量的各個維度作為其新指標。盡管原始孤獨感量表常被作為一個單維量表使用, 但國內(nèi)研究者陳會昌等人(2004)認為它包含 3個因子：(純)孤獨感、對交友的自我評價、社會適應感。故根據(jù)吳艷和溫忠麟(2011)的建議, 在項目打包之前, 應該對單維量表進行理論核查和 CFA檢驗, 如果檢驗結果不理想(多維), 應重新檢查和提煉測量結構。采用本研究的樣本對孤獨感單維結構的 CFA檢驗結果發(fā)現(xiàn)單維模型與數(shù)據(jù)擬合不好, χ(90) =471.23,

p

<0.001, RMSEA>0.09, GFI、TLI、CFI等擬合指數(shù)均小于0.80。因此本研究對孤獨感進行了探索性因素分析(EFA)以重新提煉測量結構。結果發(fā)現(xiàn)了與陳會昌等人(2004)提出的類似的3個因子,各因子包含項目數(shù)4～6個, 各項目在相應主因素上的負荷都在0.43～0.84之間, 3個因素的總解釋率為50.70%。再次CFA發(fā)現(xiàn), 3因素模型與數(shù)據(jù)擬合良好, χ/87 = 2.87,

p

<0.001, RMSEA = 0.06, GFI =0.93, IFI = 0.91, TLI = 0.89, CFI = 0.91。因此, 本研究以這3個因子作為潛變量孤獨感的新指標。結構方程檢驗結果發(fā)現(xiàn)各測量模型與數(shù)據(jù)擬合良好, 各因子載荷均顯著,

p

s<0.001 (見圖 2)。3個潛變量之間的間接效應結構模型與數(shù)據(jù)擬合也良好, 且好于競爭模型(假設父母支持與友誼質(zhì)量無顯著相關), 見表3和圖2。父母支持可顯著正向預測友誼質(zhì)量, 兩種親密關系支持也均顯著負向預測孤獨感, 說明父母支持對孤獨感的影響既有直接效應也有間接效應。其中, 父母支持對孤獨感的間接效應是?0.12, 占總效應(-0.31)的 39%, 直接效應是?0.19, 占總效應的 61%; 而友誼質(zhì)量對孤獨感的效應高達?0.50, 遠大于父母支持的總效應。

3.2.1 父母支持、友誼質(zhì)量影響孤獨感的間接效應模型：發(fā)展階段差異

首先對 3個年級的樣本分別進行模型檢驗(Bootstrap法)以確定是否需要進行結構方程多組比較(邱皓政, 林碧芳, 2009; 榮泰生, 2009; 吳明隆,2010)。結果發(fā)現(xiàn), 5、7年級的模型與數(shù)據(jù)擬合均良好, χ/51 = 1.52, 2.02; RMSEA = 0.05, 0.08; GFI =0.93, 0.90; IFI = 0.97, 0.94; TLI = 0.97, 0.93; CFI =0.97, 0.94; 但 10年級的模型與數(shù)據(jù)擬合不理想,χ/51 = 2.21, RMSEA>0.09, 上述其它擬合指數(shù)均小于0.90。因此, 僅對5、7年級的間接效應模型進行多組比較。首先設定兩個年級兩個分樣本, 模型1為未設限的基準模型, 模型2在模型1的基礎上設定結構模型部分的路徑系數(shù)跨組等值。結果發(fā)現(xiàn),以上多組模型與數(shù)據(jù)的擬合均良好, RMSEAs<0.07。與模型1相比, 模型2 △ χ= 11.13, △

df

= 3,

p

<0.05, 說明整體上不同發(fā)展階段之間結構模型有顯著差異。

表2 父母支持、友誼質(zhì)量與孤獨感、抑郁的相關

圖2 父母支持、友誼質(zhì)量和孤獨感的關系模型

表3 父母支持、友誼質(zhì)量和孤獨感、抑郁的關系模型的擬合指標

經(jīng)參數(shù)差異臨界比率值比較發(fā)現(xiàn), 5年級和 7年級的父母支持對友誼質(zhì)量的影響存在顯著差異,

c.r

. = ?2.90, 絕對值大于2.58,

p

<0.01。進一步分析發(fā)現(xiàn), 5年級父母支持對友誼質(zhì)量的影響顯著但 7年級時該影響不顯著：

γ

= 0.41,

S.E

. = 0.09,

p

<0.001;

γ

= 0.15,

S.E

. = 0.06,

p

>0.05。而友誼質(zhì)量對孤獨感的影響在兩個年級都是顯著的且無顯著年級差異,

c.r

.= 0.53,

p

>0.1, 5 年級：

β

= ?0.36,

S.E

. = 0.06,

p

<0.001;7 年級：

β

= ?0.44,

S.E

. = 0.10,

p

<0.001。對 7 年級的Sobel 檢驗結果發(fā)現(xiàn), |

z

| = 1.51>0.97, 說明7年級的友誼質(zhì)量在父母支持和孤獨感之間的關系中依然有顯著的中介效應。此外, 5、7年級父母支持對孤獨感的直接效應也存在邊緣顯著差異,

c.r

. =?1.88,

p

<0.1, 5年級時父母支持對孤獨感的直接效應顯著,

γ

= ?0.22,

S.E

. = 0.05,

p

<0.05, 間接效應是?0.15, 占總效應(?0.37)的 41%; 7年級時父母支持的直接效應不顯著, 僅

γ

= ?0.14,

S.E

. = 0.05,

p

>0.05, 間 接 效應是 ?0.07, 占總效 應 (?0.21)的33%。為了能與 5、7年級的結構模型進行比較, 對10年級的間接效應模型之測量模型部分按修正指數(shù)進行模型修正(使父母工具性幫助與情感支持的殘差項相關, 友誼工具性幫助與親密性的殘差項相關), 修正后模型與數(shù)據(jù)達到良好擬合程度, χ/51 =1.68, RMSEA = 0.07, GFI = 0.92, IFI = 0.94, TLI =0.92, CFI = 0.94。在該模型中, 父母支持對友誼質(zhì)量和孤獨感的影響均不顯著,

γ

= 0.03,

S.E

. = 0.09,

p

>0.05;

γ

= ?0.16,

S.E

. = 0.05,

p

>0.05, 但友誼質(zhì)量對孤獨感的影響顯著,

β

= ?0.51,

S.E

. = 0.08,

p

<0.001。此外, 父母支持對孤獨感的間接效應只有?0.02, 占總效應(?0.18)的 11%。Sobel檢驗結果發(fā)現(xiàn), |

z

| = 0.33<0.97, 說明10年級的間接效應模型不成立。

上述結果說明, 童年晚期和青少年早期的父母支持、友誼質(zhì)量和孤獨感的關系均支持間接效應模型, 但該模型更適用于童年晚期, 青少年中期的間接效應模型不成立。而且, 父母支持對孤獨感的間接效應占比和總效應都在隨發(fā)展階段下降, 而友誼的直接效應卻不斷上升且始終顯著, 而父母支持對孤獨感的直接影響只在童年晚期是顯著的。

3.2.2 父母支持、友誼質(zhì)量影響孤獨感的間接效應模型：性別差異

首先分別對男女分樣本進行間接效應模型檢驗(Bootstrap法)以確定是否需要進行結構方程多組比較, 結果發(fā)現(xiàn)男女生的模型擬合結果均可接受：χ/51 = 2.55, 2.84; RMSEA = 0.08, 0.09; GFI = 0.93,0.91; IFI = 0.94, 0.93; TLI = 0.92, 0.90; CFI = 0.94,0.93, 可以進行多組比較。然后設定男女兩個分樣本, 模型 1為未設限的基準模型, 模型 2在模型 1的基礎上設定結構模型部分的路徑系數(shù)跨組等值。結果發(fā)現(xiàn), 以上多組模型與數(shù)據(jù)的擬合均良好,RMSEAs<0.08。與模型1相比, 結構模型 △χ= 8.55,△

df

= 3,

p

<0.05, 說明整體上男女兩組在結構模型上有顯著差異。經(jīng)過參數(shù)差異臨界比率值的比較發(fā)現(xiàn), 僅父母支持對友誼質(zhì)量的影響存在顯著性別差異,

c.r.

=?2.42, 絕對值大于 1.96,

p

<0.05, 男生的父母支持顯著預測友誼質(zhì)量, 而女生的父母支持對友誼質(zhì)量的影響不顯著, 分別是

γ

= 0.36,

S.E

. = 0.06,

p

<0.001;

γ

= 0.13,

S.E.

= 0.05,

p

>0.05。友誼質(zhì)量均顯著負向預測男生和女生的孤獨感且無顯著性別差異, 男生：

β

= ?0.41,

S.E

. = 0.07,

p

<0.001; 女生：

β

= ?0.34,

S.E

. = 0.06,

p

<0.001。對女生友誼的中介效應進行Sobel 檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), |

z

| = 1.67>0.97, 說明女生的父母支持仍然存在經(jīng)由友誼質(zhì)量對孤獨感的顯著間接效應。其中, 男生的父母支持對孤獨感的直接效應是

γ

= ?0.25,

S.E

. = 0.05,

p

<0.01, 間接效應是?0.15, 占總效應(?0.40)的 38%; 女生的父母支持對孤獨感的直接效應

γ

= ?0.15,

S.E

. =0.04,

p

<0.05, 間接效應是?0.04, 占總效應(?0.19)的21%。

結果說明, 男生和女生的父母支持、友誼質(zhì)量與孤獨感的關系均支持間接效應模型, 兩種支持對孤獨感的影響也是性別一致的, 但考慮到父母支持僅顯著預測男生的友誼質(zhì)量, 且父母支持對男生的影響(無論間接效應還是總效應)明顯大于對女生的影響, 間接效應模型更適用于男生。

3.3 父母支持、友誼質(zhì)量影響抑郁的間接效應模型

同樣, 根據(jù)本研究的假設, 對父母支持、友誼質(zhì)量和抑郁的關系進行結構方程模型檢驗(Bootstrap法)。關于CDI的維度性, 由于也存在單維和多維之爭, 如俞大維和李旭(2000)認為該量表是單維量表, 但也有研究者發(fā)現(xiàn)該量表包含5個分量表：負面情緒、人際問題、效能低下、快感缺乏和負性自尊(王君等, 2009; 吳文峰, 盧永彪, 譚芙蓉, 姚樹橋, 2010; Samm et al., 2008)或者4個因素(Richey et al., 2009; Wu et al., 2012)。因此, 本研究也根據(jù)吳艷和溫忠麟(2011)的建議, 在項目打包之前, 采用本研究的樣本先對抑郁的單維結構進行了CFA 檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), χ(324) = 999.27,

p

<0.001,RMSEA = 0.07, GFI, IFI, TLI, CFI均小于0.80, 說明把抑郁作為單維結構不合適。然后采用 EFA對抑郁的結構進行探索, 發(fā)現(xiàn)了 6個因子, 鑒于個別因子項目數(shù)少于3且解釋率低, 故重新限定為5個因子進行 EFA, 結果發(fā)現(xiàn) 5因子的總解釋率是46.92%, 各因子包含的項目數(shù)3～8個, 各項目在相應主因素上的負荷都在0.37～0.78之間。CFA結果發(fā)現(xiàn)5因素模型與數(shù)據(jù)的擬合好于單維模型且可接受, χ/289 = 2.26,

p

<0.001, RMSEA = 0.05, GFI =0.90, IFI = 0.86, CFI = 0.86。因此, 本研究采用這5個因子作為潛變量抑郁的新指標(卞冉等, 2007; 吳艷, 溫忠麟, 2011)。

圖3 父母支持、友誼質(zhì)量和抑郁的關系模型

結構方程模型檢驗結果發(fā)現(xiàn), 各變量的測量模型與數(shù)據(jù)擬合良好, 各因子載荷均顯著,

p

s<0.001(見圖3), 3個潛變量之間的結構模型與數(shù)據(jù)擬合良好, 且好于競爭模型(父母支持與友誼不相關), 見表3和圖3。父母支持可顯著正向預測友誼質(zhì)量, 兩種支持也均顯著負向預測抑郁, 說明父母支持對抑郁的影響既有直接效應也有間接效應。其中, 父母支持對抑郁的間接效應是?0.06, 僅占總效應(?0.37)的 16%, 而其直接效應是?0.31, 占總效應的84%, 父母支持的效應大于友誼質(zhì)量的效應(?0.25)。

3.3.1 父母支持、友誼質(zhì)量影響抑郁的間接效應模型：發(fā)展階段差異

為檢驗發(fā)展階段間差異, 分別對3個年級的分樣本進行間接效應模型檢驗(Bootstrap法)以確定是否需要進行結構方程多組比較, 結果發(fā)現(xiàn)5、7年級的模型擬合結果良好, χ/74 = 1.62, 1.81; RMSEA =0.06, 0.08; GFI = 0.92, 0.88; IFI = 0.96, 0.94; TLI =0.95, 0.93; CFI = 0.96, 0.94, 但10年級的模型擬合結果不理想, χ/74 = 2.05, RMSEA = 0.09, GFI、TLI、CFI等擬合指數(shù)均小于0.90。故僅對5、7年級的間接效應模型進行結構方程模型多組比較(榮泰生, 2009)。首先設定兩個年級兩個分樣本, 模型1為未設限的基準模型, 模型2在模型1基礎上設定結構模型部分的路徑系數(shù)跨組等值。結果發(fā)現(xiàn),以上多組模型與數(shù)據(jù)的擬合均良好, RMSEA

s

<0.05。與模型1相比, 結構模型 △ χ= 16.26, △

df

= 3,

p

<0.01, 說明整體上不同年齡段之間結構模型有顯著差異。經(jīng)參數(shù)差異臨界比率值比較發(fā)現(xiàn), 5年級和 7年級的父母支持對友誼質(zhì)量的影響存在顯著差異,

c.r

. = ?2.82, 絕對值大于2.58,

p

<0.01。具體而言, 5年級時父母支持對友誼質(zhì)量的影響顯著而到7年級時該影響不顯著：

γ

= 0.41,

S.E

. = 0.08,

p<

0.001;

γ

=0.16,

S.E

. = 0.05,

p

>0.05。兩個年級的友誼質(zhì)量對抑郁的影響也有顯著差異,

c.r

. = ?2.29,

p

<0.05, 友誼質(zhì)量對抑郁的影響在5年級時并不顯著, 但在7年級時是顯著的, 5年級：

β

= ?0.20,

S.E

. = 0.01,

p

>0.05; 7年級：

β

= ?0.34,

S.E

. = 0.03,

p

<0.01。分別對兩個年級友誼質(zhì)量的間接效應進行 Sobel檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), 5年級時|

z

| = 1.83>0.97, 7年級|

z

| = 1.54>0.97, 說明 5、7年級父母支持對抑郁依然存在經(jīng)由友誼質(zhì)量的顯著的間接效應。但兩個年級的父母支持對抑郁的直接效應無顯著差異且都是顯著或邊緣顯著的, 5年級時父母支持的直接效應

γ

= ?0.21,

S.E

. = 0.01,

p

= 0.05, 間接效應是?0.08, 占總效應(?0.29)的28%; 7年級時父母支持的直接效應是

γ

=?0.27,

S.E

. = 0.02,

p

<0.01, 間接效應是?0.05, 占總效應(?0.32)的 16%。對 10年級單獨進行模型檢驗, 經(jīng)過模型修正(使父母工具性幫助與情感支持的殘差項相關, 友誼工具性幫助與親密性的殘差項相關)后, 該模型與數(shù)據(jù)達到良好擬合程度,

χ

/72 = 1.71, RMSEA =0.07, GFI = 0.89, IFI = 0.92, TLI = 0.90, CFI = 0.92。在該模型中, 父母支持對友誼質(zhì)量影響不顯著,

γ

=0.04,

S.E

. = 0.09,

p

>0.05, 但友誼質(zhì)量對抑郁的影響邊緣顯著,

γ

= ?0.32,

S.E

. = 0.02,

p

= 0.05。父母支持對抑郁的直接效應顯著,

γ

= ?0.33,

S.E

. = 0.02,

p

<0.05, 間接效應只有?0.01, 僅占總效應(?0.34)的3%。Sobel檢驗結果發(fā)現(xiàn), |

z

| = 0.43<0.97, 說明10年級的間接效應模型不成立。

結果說明, 童年晚期和青少年早期父母支持、友誼質(zhì)量對抑郁的影響均符合間接效應模型, 但效應都很小, 青少年中期的間接效應模型不成立。此外, 父母支持對抑郁具有跨階段的持續(xù)影響, 而友誼的影響僅在青少年期是顯著或邊緣顯著的。

3.3.2 父母支持、友誼質(zhì)量影響抑郁的間接效應模型：性別差異

分別對男女分樣本進行間接效應模型檢驗(Bootstrap法)以確定是否需要進行結構方程多組比較, 結果發(fā)現(xiàn)男女生的模型擬合結果均良好, χ/74= 2.33, 2.24; RMSEAs<0.08; GFI = 0.91, 0.91; IFI =0.93, 0.94; TLI = 0.92, 0.92; CFI = 0.93, 0.94?？蓪ι鲜鲩g接效應模型進行結構方程模型多組比較。設定男女兩個分樣本, 模型 1為未設限的基準模型,模型2在模型1基礎上設定結構模型部分的路徑系數(shù)跨組等值。結果發(fā)現(xiàn), 以上多組模型與數(shù)據(jù)的擬合均良好, RMSEA

s

<0.06。與模型1相比, 結構模型 △ χ= 8.16, △

df

= 3,

p

<0.05, 說明整體上男女兩組在結構模型上有顯著差異。經(jīng)過參數(shù)差異臨界比率值的比較發(fā)現(xiàn), 僅父母支持對友誼質(zhì)量的影響存在顯著性別差異,

c.r.

=?2.53,

p

<0.05, 男生的父母支持顯著預測友誼質(zhì)量而女生的父母支持對友誼質(zhì)量的影響不顯著, 分別是

γ

= 0.36,

S.E

. = 0.06,

p

<0.001;

γ

= 0.12,

S.E.

=0.05,

p

>0.05。友誼質(zhì)量顯著負向預測抑郁且無明顯性別差異, 男生：

β

= ?0.21,

S.E

. = 0.01,

p

<0.05; 女生：

β

= ?0.31,

S.E

. = 0.02,

p

<0.001。對女生友誼間接效應進行的Sobel 檢驗發(fā)現(xiàn), |

z

| = 1.35>0.97, 說明女生的父母支持仍然存在經(jīng)由友誼質(zhì)量對抑郁的顯著間接效應。其中, 男生的父母支持對抑郁的直接效應是

γ

= ?0.30,

S.E

. = 0.01,

p

<0.01, 間接效應是?0.08, 占總效應(?0.38)的 21%; 女生的父母支持對抑郁的直接效應

γ

= ?0.35,

S.E

. = 0.01,

p

<0.001, 間接效應是?0.04, 僅占總效應(?0.39)的10%。

結果說明, 男生和女生的父母支持、友誼質(zhì)量與抑郁的關系均符合間接效應模型, 但父母支持僅顯著預測男生的友誼質(zhì)量, 且男生友誼質(zhì)量的間接效應占比明顯大于女生, 故間接效應模型更適用于男生。此外, 兩種支持對抑郁的直接影響是性別一致的, 無論男女, 父母支持和友誼質(zhì)量均可顯著預測抑郁。

4 討論

4.1 從童年晚期到青少年中期父母支持、友誼質(zhì)量和孤獨感、抑郁的相關

相關分析結果發(fā)現(xiàn), 總體上父母支持、友誼質(zhì)量與孤獨感、抑郁之間的相關都顯著, 這與以往研究的結果(凌宇等, 2010; 田錄梅等, 2012; La Greca& Harrison, 2005; Helsen et al., 2000; Parker &Asher, 1993; Young et al., 2005)相一致, 說明親密關系提供的社會支持是兒童青少年情緒適應的重要相關因素。具體分析發(fā)現(xiàn), 父母支持與抑郁存在跨性別、跨年級的一致性相關, 友誼質(zhì)量與孤獨感的關系亦如此, 而父母支持與友誼質(zhì)量的相關雖然在總體上是顯著的, 但具體到各子樣本, 只有男生的父母支持與友誼質(zhì)量才顯著相關。這些結果與本研究的假設相一致, 說明父母支持與抑郁的關系更密切, 而友誼質(zhì)量與孤獨感的關系更緊密; 男生的友誼質(zhì)量比女生更多地受到父母支持的影響。

4.2 父母支持、友誼質(zhì)量影響孤獨感和抑郁的間接效應模型及其發(fā)展階段、性別差異

總體上, 與假設相一致, 本研究的結構方程模型結果支持間接效應模型, 父母支持除直接影響情緒適應外也通過影響友誼質(zhì)量間接影響情緒適應,可見父母支持是兒童青少年情緒適應的基礎, 也是影響同伴關系質(zhì)量(如友誼)的基礎, 從而進一步支持了Bowlby (1969, 1973)的依戀理論(see Al-Yagon,2011)。不過, 正如本研究所假設的, 由于孤獨感和抑郁是兩種不同的情緒適應問題, 父母支持和友誼質(zhì)量對兩種適應問題的間接效應模型仍然存在具體差異：對于孤獨感, 父母支持的總效應(?0.31)小于友誼(?0.50), 且其間接效應占比(39%)較大; 對于抑郁, 父母支持的總效應(?0.37)大于友誼(?0.25),但其間接效應占比反而較小(16%)。換言之, 父母支持對孤獨感的總影響小于友誼質(zhì)量, 而且其中很大比例的效應還是由友誼所中介的, 而它對抑郁的總影響卻大于友誼, 且更多是直接的影響。結合發(fā)展階段來看, 童年晚期時友誼質(zhì)量并不能顯著預測抑郁而到了青少年期父母支持又不能顯著預測友誼質(zhì)量。這些結果說明盡管兩種親密關系支持系統(tǒng)對兩種情緒適應指標的影響均符合間接效應模型, 但顯然更適用于孤獨感。以往研究發(fā)現(xiàn), 與父母支持相比, 友誼是孤獨感更好的預測指標(田錄梅等,2012; see also Al-Yagon, 2008), 而父母對孤獨感的影響顯然有相當一部分是由友誼所中介的(Bogaerts, Vanheule, & Desmet, 2006)。與此不同,抑郁與父母支持的關系更密切(田錄梅等, 2012;Auerbach et al., 2011), 父母支持對它的影響更多是直接的。

此外, 就發(fā)展階段差異來看, 只有5年級(童年晚期)和7年級(青少年早期)的父母支持、友誼質(zhì)量和孤獨感、抑郁的關系符合間接效應模型, 而 10年級的間接效應模型不成立。而且, 由于父母支持對友誼的影響只在童年晚期是顯著的, 它對情緒適應的間接效應占比也呈不斷下降趨勢, 因此, 該間接效應模型更適用于童年晚期。這與本研究的假設基本一致。年齡較小的兒童對父母的依賴較大, 無論其同伴關系還是其情緒適應受父母的影響也都較大, 間接效應模型較典型。而一旦進入青春期,隨著青少年的獨立性和自主性增長, 父母的權威性下降, 朋友的影響上升, 趕上甚至超過了親子關系的作用(葉子, 龐麗娟, 1999), 間接效應模型開始弱化。但由于青少年早期剛從童年期轉(zhuǎn)入青少年期,還同時兼有童年期對父母的依賴和青少年期的獨立特征。因此這個時期的青少年表現(xiàn)出相對矛盾的特點：一方面其情緒適應仍然受親子關系的影響較大(田錄梅等, 2012; Al-Yagon, 2011), 另一方面其友誼的親密性逐漸達到高峰(see Steinberg,2005/2007), 友誼發(fā)展逐漸擺脫了父母的束縛。因此, 盡管此時父母支持仍然存在經(jīng)由友誼質(zhì)量的顯著間接效應, 但主要是父母支持和友誼質(zhì)量的直接效應, 父母支持與友誼質(zhì)量之間已沒有明顯關聯(lián)。不僅如此, 青少年早期父母支持也并不是對任何情緒問題都具有獨立的直接效應, 它對孤獨感的直接效應也不再顯著。這些結果都充分說明(1)父母支持對抑郁的影響遠大于對孤獨感的影響; (2)青少年早期父母支持的首要作用已開始讓位于友誼, 間接效應模型弱化。直到到了青少年中期, 一方面, 青少年的心理發(fā)展逐漸趨于成熟, 他們與父母的關系更加趨于平等(De Goede, Branje, Delsing et al., 2009)、更親和而不是更沖突(宮秀麗, 劉長城, 魏曉娟,2008), 另一方面, 隨著社會能力的提高, 中期青少年與同伴逐漸建立起成熟穩(wěn)定的關系(Helsen et al.,2000), 不僅其友誼質(zhì)量不再輕易受父母影響, 父母支持和友誼質(zhì)量對青少年情緒適應的影響也呈現(xiàn)出彼此獨立的狀態(tài)(田錄梅等, 2012), 因此, 青少年中期父母支持和友誼質(zhì)量的間接效應模型不再成立。

從性別角度看, 本研究發(fā)現(xiàn), 無論男生女生,兩種親密關系支持系統(tǒng)對孤獨感、抑郁的影響均符合間接效應模型, 但該模型更適用于男生。這與本研究的假設基本一致。由于女生對同伴關系、友誼投入了更多的時間和精力, 更看重同伴關系(Rose& Rudolph, 2006), 對同伴關系的質(zhì)量也更為敏感(Wentzel & Caldwell, 1997)等。因此, 相比男生, 其情緒適應更多地受友誼質(zhì)量而非父母支持的影響。在本研究中, 父母支持對女生的孤獨感的總效應(-0.19)遠小于對男生的總效應(-0.40)。更重要的是,男生的友誼質(zhì)量也明顯受父母支持影響, 而女生的友誼質(zhì)量卻相對獨立于親子關系的質(zhì)量, 這與田錄梅等人(2012)的研究結果相一致。這進一步說明女生比男生更少受親子關系質(zhì)量的影響, 從而使得女生的間接效應模型較弱。而男生感知到較多的父母支持(Frey & R?thlisberger, 1996)卻并不意味著有較少的親密友誼, 他們的友誼可能只是較難察覺(Steinberg, 2005/2007), 因此, 男生同時受到父母和友誼較多的影響, 表現(xiàn)出較典型的間接效應模型。

總之, 本研究發(fā)現(xiàn), 總體上, 父母支持、友誼質(zhì)量與情緒適應的關系均符合間接效應模型, 即父母支持越多, 友誼質(zhì)量也越多, 進而使得情緒適應也更積極。然而, 間接效應模型更適用于孤獨感,且更適用于童年晚期群體和男生群體。最后, 需要指出的是, 上述間接效應模型的適用性都是相對的,在絕對的意義上, 在任何一個模型中, 直接效應都大于間接效應。換言之, 父母支持和友誼質(zhì)量對情緒適應的影響更多是直接的而非是間接的。另外,本研究采用的是橫斷研究和相關設計, 只能推斷各發(fā)展階段的差異, 不能探討個體從童年晚期到青少年中期的發(fā)展變化, 也無法準確考察兩種親密關系支持系統(tǒng)對情緒適應的因果影響, 因為這種影響可能混雜了不同年齡段之間的年代效應。未來研究需要通過縱向研究或?qū)嶒炘O計彌補這一不足。此外,本研究采用的是兒童青少年自我報告法, 對父母支持的測量實際上是感知到的父母支持而非實際的父母支持, 盡管前者可能比后者對青少年的發(fā)展和適應有更大的影響, 但為了更全面地理解父母支持的作用, 未來研究還應采用多主體評定法(如同時采用父母報告和兒童青少年自我報告)來彌補上述不足。

致謝：

本研究誠摯感謝課題組全體成員在本次研究中為數(shù)據(jù)收集與初步整理所做出的辛苦工作！Al-Yagon, M. (2008). On the links between aggressive behaviour, loneliness, and patterns of close relationships among non-clinical school-age boys.

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