鐘瓊瑤 　韓　萍　胡惠云 　吳國來

(1　邵陽學(xué)院心理健康教育與咨詢中心，邵陽 422000)　(2　天津市南倉中學(xué)，天津 300400)(3　杭州市西湖職業(yè)高級中學(xué)，杭州 310024)　(4　天津師范大學(xué)心理與行為研究院，天津 300074)

1　問題提出

社會適應(yīng)行為是指個體在與社會環(huán)境相互作用的過程中，為了與社會環(huán)境保持協(xié)調(diào)平衡，個體滿足與其年齡相符的所處社會的期望和要求的行為（李冬梅, 雷靂, 鄒泓, 2007）。

社會適應(yīng)行為是個體生存和發(fā)展的重要能力，它可以幫助個體獨立面對生活中所遇到的問題以及困難，并且表現(xiàn)出與自己年齡階段相適應(yīng)的能力水平。在青少年時期，個體加速發(fā)展，其生理發(fā)展與心理發(fā)展處于不平衡的狀態(tài)，因此這一時期的青少年更加容易在社會適應(yīng)的過程中出現(xiàn)種種身心問題而產(chǎn)生社會適應(yīng)不良行為。聶衍剛，林崇德，彭以松，丁莉和甘秀英（2008）研究發(fā)現(xiàn)，我國青少年的社會適應(yīng)行為雖然總體上發(fā)展較好，但發(fā)展情況并不理想，社會適應(yīng)良好的比例低于理論分布，而適應(yīng)不良的比例要高于理論分布。

造成青少年社會適應(yīng)不良行為的原因可能與家庭、學(xué)校以及社會的影響密不可分。那么，在青少年的社會適應(yīng)行為的發(fā)展中，哪一種或者哪幾種因素起到了關(guān)鍵性作用。近年來，一些學(xué)者對家庭和青少年社會適應(yīng)行為的關(guān)系，尤其是親子關(guān)系作為關(guān)注重點。方曉義，林丹華，孫莉和房超（2004）研究發(fā)現(xiàn)，同一種親子溝通既可能促進青少年產(chǎn)生的積極社會適應(yīng)行為，同時也可能促使青少年出現(xiàn)消極的社會適應(yīng)行為。例如多元型親子溝通的青少年在學(xué)習(xí)成績和自尊水平上的得分最高，但是其在問題行為、羞怯和抑郁上的得分也是最高的。但Huang（1999）研究認為，多元型親子溝通不僅有利于青少年出現(xiàn)積極的社會適應(yīng)行為，同時也有利于減少青少年的消極社會適應(yīng)行為。王趙娜和王美萍（2014）認為親子三角關(guān)系不但可以直接影響抑郁，也可以通過自尊的中介作用間接影響抑郁。鄒泓，劉艷，李曉巍和張沖（2013）則進一步闡述了家庭與個體社會適應(yīng)行為的關(guān)系。

在眾多影響青少年社會適應(yīng)行為的家庭因素中，父親這一角色在其中起了至關(guān)重要的作用，與其良好社會適應(yīng)行為的培養(yǎng)以及認知、情感個性以及社會性發(fā)展密切相關(guān)。近年來，關(guān)于父親的研究也越來越多，比如父親忽視（吳國來, 鐘瓊瑤, 陳韓清, 2014）、父親缺位（盧清, 曾彬,2004）、父親缺失（楊麗珠, 董光恒, 2005）等，以上研究都是從父親的角度或者研究者自身的角度審視父親參與教養(yǎng)的程度對子女心理發(fā)展的影響，并沒有考慮到孩子內(nèi)心的感受。Krampe和Newton（2006）提出了父親在位（the father presence）的概念。父親在位是指孩子對父親的心理親近感。父親在位感高的孩子總能感受到父親的存在，父親總是觸手可及的，比其他人更有親近感。父親在位是孩子內(nèi)在的心理狀態(tài)，是孩子心中對父親的心理建構(gòu)，它并不用來衡量父親的品質(zhì)或行為，因此，父親在位不依賴于任何一種家庭結(jié)構(gòu)，任何家庭結(jié)構(gòu)的子女都可以擁有父親在位。Krampe和Newton還建構(gòu)了父親在位理論，并提出了父親在位理論的動力學(xué)模型。

Baumeiste（1993）認為自尊作為一個重要的人格變量，與個體適應(yīng)性具有顯著關(guān)系，是影響個體社會適應(yīng)性的核心因素。一些研究者也對家庭、自尊與社會適應(yīng)行為這三者的關(guān)系進行了研究，張雪娜（2013）在小學(xué)生父母教養(yǎng)方式、自尊以及社會適應(yīng)行為現(xiàn)狀研究中曾指出，小學(xué)生自尊水平在父母教養(yǎng)方式與社會適應(yīng)之間起部分中介作用，社會適應(yīng)行為的改善是可以通過自尊水平的提高來實現(xiàn)。青少年社會適應(yīng)研究中發(fā)現(xiàn)，高中生家庭功能的親密度以及適應(yīng)性對社會適應(yīng)有一定程度的正向預(yù)測作用，自尊具有部分中介作用。此研究證明了自尊在青少年家庭與社會適應(yīng)行為之間有中介效應(yīng)，家庭功能可以通過自尊的發(fā)展進一步影響青少年的社會適應(yīng)行為；自尊不僅在家庭功能與良好的社會適應(yīng)行為之間具有中介效應(yīng)，在問題行為中也有相同的作用，如社會支持可以通過影響自尊間接影響問題行為。

綜上所述，在個體家庭功能、自尊水平以及社會適應(yīng)行為的研究中，不同的學(xué)者從各自的研究目的出發(fā)，探討了兩者關(guān)系以及三者之間的關(guān)系，如父親在位與社會適應(yīng)行為的關(guān)系，自尊水平與社會適應(yīng)行為的關(guān)系，人際信任與社會適應(yīng)行為的關(guān)系等。本研究認為影響社會適應(yīng)行為的多個因子應(yīng)該聯(lián)合起來對其有間接影響。本研究從引發(fā)社會適應(yīng)行為產(chǎn)生的家庭因素父親在位這一因子以及對社會適應(yīng)行為有影響作用的自尊與人際信任水平為出發(fā)點，分析自尊在青少年父親在位與社會適應(yīng)行為之間的中介作用，以及人際信任在父親在位與社會適應(yīng)行為之間的調(diào)節(jié)作用。研究模型如圖1所示。

本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)Ⅰ，自尊在父親在位與社會適應(yīng)行為的關(guān)系中起中介作用。

假設(shè)Ⅱ，人際信任在父親在位與社會適應(yīng)行為的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)作用。

圖1　研究模型

2　研究方法

2.1　研究對象

對天津市某兩所中學(xué)進行方便取樣，抽取高一高二兩個年級的學(xué)生作為被試，共發(fā)放問卷430份，回收有效問卷390份，有效率為90.70%。其中男171人，女216人，高一年級307人，高二年級83人。

2.2　研究工具

2.2.1中學(xué)生父親在位量表

該量表由吳國來等人（2016）修訂，共66個項目，包含父子關(guān)系、代際關(guān)系、父親影響3個高階維度，分為8個分量表。父子關(guān)系維度包括父子感情、母親支持、參與感知、身體互動以及父母關(guān)系；代際關(guān)系維度包括母外關(guān)系和父祖關(guān)系?？偭勘淼膬?nèi)部一致性系數(shù)為0.869，八個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.902，0.887，0.892，0.874，0.928，0.851，0.867和0.795，該量表具有良好的信度。通過驗證性分析，各項擬合指標都較好，該問卷具有較好結(jié)構(gòu)效度，各項指標如下：χ2/df=2.111，GFI=0.743，CFI=0.856，TLI=0.845，IFI=0.857，RMSEA=0.053。

2.2.2羅森伯格自尊量表

由Rosenberg（1965）編制而成，用以評價青少年關(guān)于自我價值的總體感受，該量表由10個條目組成，分值范圍10-40分，分值越高，自尊程度越高。Cronbach α系數(shù)為0.88，重測信度值為0.85。其他大量研究也表明該量表具有較高的信效度。該量表為4點制量表，由5個正向計分和5個反向計分的條目組成。通過驗證性分析，各項擬合指標都較好，該問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度，各項指標如下：χ2/df=2.349，GFI=0.968，CFI=0.984，TLI=0.973，IFI=0.984，RMSEA=0.059。

2.2.3高中生人際信任量表

該量表由石向?qū)嵑桶矐c云（2010）編制，共17個項目，包括人品信任、能力信任、行為一致性3個維度，采用5級計分，內(nèi)部一致性信度Cronbach a系數(shù)為0.828。問卷具有較好的內(nèi)容效度。

2.2.4青少年社會適應(yīng)行為量表

該量表由鄒泓，余益兵，周暉，劉艷（2012）修訂，共50個項目，分為自我肯定、自我煩擾、親社會傾向、人際疏離、行事效率、違規(guī)行為、積極應(yīng)對和消極退縮八個維度。采用五點計分，分數(shù)越高，代表個體越能表現(xiàn)出積極的社會適應(yīng)行為?？偭勘淼膬?nèi)部一致性系數(shù)為0.806，八個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.883，0.867，0.861，0.723，0.858，0.820，0.836 和0.786，該量表具有良好的信度。通過驗證性分析，各項擬合指標都較好：χ2/df=2.057，GFI=0.807，CFI=0.885，TLI=0.873，IFI=0.886，RMSEA=0.052。

2.3　數(shù)據(jù)處理與統(tǒng)計

采用SPSS 20.0對收集的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，使用Edwards和Lambert（2007）提出的“總效應(yīng)調(diào)節(jié)模型”對研究模型進行檢驗。

3　結(jié)果

3.1　變量間的描述性統(tǒng)計結(jié)果

描述及相關(guān)性統(tǒng)計結(jié)果（表1）顯示，被調(diào)查高中生的父親在位、人際信任、自尊水平以及社會適應(yīng)行為整體狀況良好。父親在位與自尊呈顯著正相關(guān)，與人品信任、行為一致性、能力信任、社會適應(yīng)行為呈顯著正相關(guān)。父親在位可以顯著正向預(yù)測社會適應(yīng)行為。

表1　相關(guān)變量的平均值、標準差及相關(guān)系數(shù)（N=390）

3.2　假設(shè)檢驗

采用Edwards和Lambert（2007）提出的總效應(yīng)調(diào)節(jié)模型（total effect moderation model）將中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)納入同一個架構(gòu)中加以整合分析。假設(shè)中介過程的三條路徑（前因→中介變量、中介→結(jié)果變量、前因→結(jié)果變量）都有可能受到調(diào)節(jié)變量的影響，并將直接和間接效應(yīng)結(jié)合起來進行調(diào)節(jié)分析，根據(jù)Edwards和Lambert的方法，構(gòu)建了下列2個方程：

上述方程中，SE代表自尊、FP代表父親在位、SAB代表社會適應(yīng)行為、ITi代表人際信任。其中方程（1）代表第一階段影響，方程（2）代表第二階段影響及直接效應(yīng)。通過多元線性回歸計算，得出2個方程的回歸系數(shù)（見表2），并計算效應(yīng)的大?。海?）第一階段：由父親在位到自尊的回歸系數(shù)；（2）第二階段：自尊到社會適應(yīng)行為的回歸系數(shù)；（3）直接效應(yīng)：由父親在位到社會適應(yīng)行為的回歸系數(shù)；（4）間接效應(yīng)：由第一階段與第二階段的回歸系數(shù)相乘而得；（5）總效應(yīng)：由直接效應(yīng)與間接效應(yīng)相加而得；（6）差異：指高人際信任情況下的系數(shù)或效應(yīng)減去低人際信任情況下的系數(shù)或效應(yīng)所得的差。

表2　參數(shù)估計

由表2可以得出，人品信任、行為一致性、能力信任對父親在位和自尊未起到調(diào)節(jié)作用；人品信任、行為一致性、能力信任對自尊到社會適應(yīng)行為路徑起到了調(diào)節(jié)作用，bMZ20分別為–0.238、–0.290、–0.289，p＜0.01。

應(yīng)用受約束的非線性回歸模型（constrained nonlinear regression），使用拔靴法（bootstrap method）計算路徑系數(shù)和間接效應(yīng)、總效應(yīng)和差異的顯著性。通過拔靴法抽取1000個樣本的參數(shù)估計值，然后將這些估計系數(shù)導(dǎo)入到EXCEL文件（Edwards & Lambert, 2007）中，并根據(jù)偏差校正置信區(qū)間（bias-corrected confidence intervals）確定單純路徑系數(shù)以及間接效應(yīng)、總效應(yīng)和差異的顯著性。由此得到在調(diào)節(jié)變量不同水平下的第一階段、第二階段、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的系數(shù)、差異值以及顯著性（見表3）。

表3　簡單效應(yīng)分析

自尊在父親在位與社會適應(yīng)行為之間起著中介作用。根據(jù)表3的結(jié)果，無論人品信任、行為一致性和能力信任水平的高低，第一階段和第二階段的影響均成立，父親在位對社會適應(yīng)行為的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，自尊在父親在位與社會適應(yīng)行為之間起著部分中介作用。以低人品信任、低行為一致性、低能力信任條件為例，圖2至圖4表示自尊在低人品信任、低行為一致性、低能力信任條件的中介效應(yīng)。

圖2　低人品信任的簡單效應(yīng)

圖3　低行為一致性的簡單效應(yīng)

圖4　低能力信任的簡單效應(yīng)

注：圖2到圖4表示中介模型的簡單效應(yīng)，直線表示該條線的斜率顯著。FP代表父親在位、SE代表自尊、SAB代表社會適應(yīng)行為。

由表3可以得出，在不同人品信任水平下，父親在位對社會適應(yīng)行為的總效應(yīng)存在顯著差異（0.143, p＜0.05）。進一步分析，第一階段影響中，低高人品信任影響均顯著，有正向效果（0.157, p＜0.001; 0.161, p＜0.05），但二者的差異未達到顯著水平；第二階段影響中，低高人品信任影響均顯著，有正向效果（0.570, p＜0.001; 0.180，p＜0.001）；直接效應(yīng)中，低高人品信任影響均顯著，有正向效果（0.151, p＜0.001; 0.355, p＜0.001）；間接效應(yīng)中，低高人品信任影響均顯著，有正向效果（0.089, p＜0.001; 0.029, p＜0.05），但二者的差異未達到顯著水平。部分證明了H3，即人際信任調(diào)節(jié)父親在位對社會適應(yīng)行為的正向影響作用；人際信任水平較高的青少年，父親在位與社會適應(yīng)行為的正向關(guān)系較強；人際信任水平較低的青少年，父親在位與社會適應(yīng)行為的正向關(guān)系較弱。

在不同行為一致性水平下，父親在位對社會適應(yīng)行為的總效應(yīng)存在顯著差異（0.128, p＜0.05）。進一步分析，第一階段影響中，低行為一致性條件下的父親在位對自尊的正向效應(yīng)較弱（0.172,p＜0.001），高行為一致性條件下的父親在位對自尊的正向效應(yīng)較強（0.174, p＜0.05），二者差異未達到顯著水平。第二階段影響中，低高行為一致性的影響均顯著，自尊對社會適應(yīng)行為正向效果影響顯著（0.595，p＜0.001; 0.171, p＜0.001），二者差異達到顯著水平（–0.423, p＜0.001）。直接效應(yīng)中，低高行為一致性條件下均有顯著的正向效果（0.196，p＜0.001; 0.396, p＜0.001），二者差異達到顯著水平（0.200, p＜0.001）。間接效應(yīng)中，低高行為一致性條件下均有顯著的正向效果（0.102,p＜0.001; 0.030, p＜0.05），二者的效果差異不顯著。

根據(jù)Edwards和Lambert（2007）提出的方法，進一步做出了調(diào)節(jié)效應(yīng)圖以更清晰地展示人際信任各個階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)（如圖5至圖7所示，以人品信任為例）。圖5表明人品信任對父親在位與社會適應(yīng)行為的總效應(yīng)調(diào)節(jié)圖，圖6表明人品信任在第二階段的調(diào)節(jié)圖，圖7表明人品信任對父親在位與社會適應(yīng)行為的直接效應(yīng)調(diào)節(jié)圖。

圖5　人品信任的總效應(yīng)調(diào)節(jié)圖

圖6　人品信任的第二階段調(diào)節(jié)圖

圖7　人品信任的直接效應(yīng)調(diào)節(jié)圖

4　討論

4.1　青少年的社會適應(yīng)行為發(fā)展狀況

本研究顯示，青少年的社會適應(yīng)行為整體狀況良好。根據(jù)關(guān)鍵性發(fā)展任務(wù)理論（Waters &Sroufe, 1983），隨著年齡增長，個體生活的主要領(lǐng)域與之前相比會發(fā)生較大變化，其社會適應(yīng)行為表現(xiàn)也必將發(fā)生改變。良好的社會適應(yīng)行為的培養(yǎng)對青少年的認知、情感個性以及社會性發(fā)展至關(guān)重要。處于青春期的青少年，身心發(fā)展極其不平衡，其生理發(fā)育日益成熟，但是心理活動狀態(tài)不具有穩(wěn)定性。生理成熟與心理成熟不同步的發(fā)展以及來自自身、家庭、社會等因素的影響，使他們在成長中面臨諸多社會適應(yīng)任務(wù)和挑戰(zhàn)。Shek（1998）研究發(fā)現(xiàn)家庭功能是影響中國中學(xué)生適應(yīng)能力的主要因素，家庭環(huán)境對個體的成長是一個重要的外在影響因子。本研究得出父親在位可以顯著正向預(yù)測社會適應(yīng)行為，即父親這一角色對青少年社會適應(yīng)行為的發(fā)展具有不可推卸的責(zé)任，父親對于子女良好的社會性發(fā)展具有重要的影響，應(yīng)當充分發(fā)揮父親的獨特作用，其中良好的父子關(guān)系、父親在情感上對子女的支持和關(guān)懷，孩子與父親的身體互動，也是使其更好適應(yīng)生活的內(nèi)在力量源泉。

4.2　人際信任調(diào)節(jié)下自尊的中介作用

本研究檢驗了在人際信任的三個維度調(diào)節(jié)下，自尊在父親在位與社會適應(yīng)行為之間的中介作用。具有高水平父親在位的青少年，自尊水平較高，有較高的自我價值感，能夠?qū)ψ约旱膽B(tài)度、情感以及評價保持肯定；而具有較高自尊水平的青少年，在自我肯定、親社會傾向、行事效率、積極應(yīng)對等方面發(fā)展地更好，個體也能夠通過不斷地學(xué)習(xí)、與他人交往來提升自己的社會適應(yīng)能力。

無論人品信任、行為一致性和能力信任水平的高低，第一階段和第二階段的影響均成立，父親在位對社會適應(yīng)行為的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，即自尊在父親在位與社會適應(yīng)行為之間起著部分中介作用。這就意味著無論人際信任水平的低與高，具有高水平自尊的青少年，其良好社會適應(yīng)行為都可以得到較好發(fā)展，不良社會適應(yīng)行為也將隨之減少。

為培養(yǎng)青少年良好的社會適應(yīng)能力，可以直接提高其父親在位水平，發(fā)揮父親這一角色教育子女的重要作用，增強父親在家庭中的角色以及父親與孩子之間的感情；另一方面，提高青少年在學(xué)習(xí)生活中的自信心，在言語和行為方面要注意提升其自我價值感，傳授青少年樹立自信心的方法以及如何調(diào)節(jié)情緒的策略，社會各方面也要為青少年的成長營造良好的環(huán)境，在各種活動中培養(yǎng)青少年的良好適應(yīng)行為。

4.3　人際信任的調(diào)節(jié)作用

本研究表明，人際信任中的人品信任和行為一致性維度調(diào)節(jié)父親在位對社會適應(yīng)行為的正向影響作用，即低人際信任下父親在位與社會適應(yīng)行為的正向關(guān)系較弱；高人際信任下父親在位與社會適應(yīng)行為的正向關(guān)系較強。徐芬，王楊麗，馬鳳玲（2012）的研究表明，個體的人際信任水平與社會適應(yīng)行為具有顯著相關(guān)，也就是說，個體具有較高的人際信任水平，能夠強化父親在位對社會適應(yīng)行為的影響，有利于個體與周圍社會環(huán)境相適應(yīng)并且獨立面對生活中所遇到的問題與困難。具體來講，青少年在成長過程中，對他人的人品具有信任感，并且在此基礎(chǔ)上產(chǎn)生信任他人的行為，對于其社會適應(yīng)行為的發(fā)展也起到了調(diào)節(jié)作用。

從整體上看，在人際信任的三個維度中，人品信任、行為一致性的總效應(yīng)和低、高組的間接效應(yīng)是顯著的。相對于能力信任，這兩個維度是人際信任中具有調(diào)節(jié)作用的方面。在一定程度上表明，對信任對象所擁有的人品的信任以及對行為的預(yù)測對青少年良好社會行為的形成具有重要影響。

5　結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：（1）父親在位可以顯著正向預(yù)測社會適應(yīng)行為。（2）無論人品信任、行為一致性和能力信任水平的高低，自尊在父親在位與社會適應(yīng)行為之間起著部分中介作用。（3）高人際信任條件下，父親在位與自尊、社會適應(yīng)行為的正向關(guān)系強化。即青少年的高水平人際信任積極影響社會適應(yīng)行為的發(fā)展。

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