徐文明 葉彩霞 方燁儀

(1 嘉應(yīng)學(xué)院心理咨詢中心，梅州 514015) (2 武漢體育學(xué)院研究生院，武漢 430079)

1 引言

與外化問題相比，青少年的內(nèi)化問題更具有普遍性，其中焦慮和抑郁的檢出率分別為31.8%和32%（余萌等, 2017）。此外，具有內(nèi)化問題的青少年表現(xiàn)出適應(yīng)能力差、家庭關(guān)系不和諧、生活滿意度低、應(yīng)對能力差以及長期高壓力感（Essau, Lewinsohn, Olaya, & Seeley, 2014）。鑒于青少年內(nèi)化問題的普遍性和危害性，有必要探討其影響因素及作用機制。

Bronfenbrenner（1979）基于生態(tài)系統(tǒng)理論，提出家庭環(huán)境是影響青少年成長的微觀系統(tǒng)。然而，并非所有的家庭因素都是致病因素，只有部分因素才是青少年產(chǎn)生問題行為的家庭風(fēng)險。例如，Piquero等（2012）對童年時期的風(fēng)險因子與成人病態(tài)行為之間的關(guān)系進行元分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境風(fēng)險因子幾乎全部來自家庭風(fēng)險，其中家庭風(fēng)險包括家庭物理風(fēng)險（住房條件、家庭經(jīng)濟狀況、家庭人口數(shù)量、家庭所處的社區(qū)環(huán)境等）和家庭心理風(fēng)險（父母教養(yǎng)方式、家庭暴力、撫養(yǎng)雙親的心理素質(zhì)等）。有研究表明，在中低等收入的家庭當(dāng)中，1/3兒童的認(rèn)知和社交情緒發(fā)展較差（McCoy et al., 2016），且家庭社會經(jīng)濟劣勢與青少年的犯罪呈正相關(guān)（Savolaine et al., 2018）。根據(jù)家庭壓力模型（family stress model, FSM）觀點，經(jīng)濟困難的壓力會導(dǎo)致家長采取嚴(yán)厲的紀(jì)律措施來管教孩子，而嚴(yán)厲的懲戒行為則會導(dǎo)致青少年內(nèi)外化問題的增加（Schenck-Fontaine et al., 2020）。此外，有研究發(fā)現(xiàn)，青少年的內(nèi)化問題與父母溫情和支持程度少、父母拒絕、敵意等家庭心理風(fēng)險因素有關(guān)（Gershoff et al., 2010; Hastings,Nuselovici, Rubin, & Cheah, 2010）。也有研究指出，家庭功能實現(xiàn)的越順暢，家庭成員的身心健康狀況就越好（徐潔, 方曉義, 張錦濤, 林丹華, 孫莉, 2008）。然而，產(chǎn)后父母的敵意會增加孩子的內(nèi)化和行為問題的風(fēng)險（Velders et al., 2011）。即使是在風(fēng)險相對較低的家庭環(huán)境中，父母的婚姻問題也對兒童的內(nèi)化問題有著顯著的預(yù)測作用（Cummings, Keller, & Davies, 2005）?？偠灾?，家庭風(fēng)險因素是對內(nèi)化問題最可靠、最有力的預(yù)測變量之一。雖然家庭風(fēng)險因素對青少年的內(nèi)化問題影響深遠，但是每個因素并非單獨起作用，各種風(fēng)險因素應(yīng)該是協(xié)同發(fā)生并通過累積或者疊加的方式對個體產(chǎn)生影響。具體表現(xiàn)為：隨著累積風(fēng)險因素的增加，問題行為并非是線性增加，而是呈幾何形式增長（Rauer, Karney, Garvan, &Hou, 2008）。已有研究基于累積風(fēng)險框架（CRF）發(fā)現(xiàn)，累積風(fēng)險因素對青少年網(wǎng)絡(luò)成癮、自傷行為、犯罪行為等外化行為問題具有顯著的正向預(yù)測作用（葛海艷, 劉愛書, 2018; 李董平, 周月月, 趙力燕, 王艷輝, 孫文強, 2016; Evans, Li, & Whipple,2013; Savolainen et al., 2018）。然而，對于累積風(fēng)險與內(nèi)化行為問題之間的關(guān)系，特別是早期累積家庭風(fēng)險對青少年內(nèi)化問題的影響還沒有非常清晰的研究結(jié)論。為此，本研究將家庭物理風(fēng)險、家庭心理風(fēng)險以及家庭功能風(fēng)險因素整合成家庭累積風(fēng)險因素，進而考察其與青少年內(nèi)化問題之間的關(guān)系。

需要指出的是，即使個體經(jīng)歷相同的風(fēng)險因素，其行為表現(xiàn)仍然會存在較大的差異性（Barnes et al., 2017）。某些變量可能會緩沖家庭風(fēng)險因素對青少年內(nèi)化問題的影響（Doan, Fuller-Rowell, &Evans, 2012）。以往研究表明，長期壓力環(huán)境下會形成一種或多種彈性資源（resilience resources），而且這種資源有助于個體應(yīng)對嚴(yán)重、重復(fù)和長期的不利處境，并且能起到很好的緩沖作用（Schetter& Dolbier, 2011）。這種彈性資源有兩個重要維度：自我關(guān)注彈性（self-focus resiliency）和他人關(guān)注彈性（other-focused resiliency）。前者屬于個人取向，具體是指個體對自我積極關(guān)注的心理傾向，并推動個體認(rèn)識并相信自己能夠?qū)崿F(xiàn)自己的潛能，如對于自身資源的感知；后者屬于社會取向，是指個體評估自身目前所能接觸到的社會關(guān)系以及這些關(guān)系的價值，如對社會資源的掌控或社會支持的感知。

個人成長主動性（personal growth initiative）是自我關(guān)注彈性的重要組成部分。Robitschek（1998）將個人成長主動性定義為一種個體在成長過程中，有意識地、積極主動地去提升和完善自己的傾向。與穩(wěn)定的人格特質(zhì)不同，個人成長主動性是一組高級技能，這些技能包括利用資源、計劃和對改變的準(zhǔn)備等（孫燈勇, 王倩, 王梅, 滿叢英,2014; Robitschek et al., 2012）。本研究將個人成長主動性作為家庭風(fēng)險因素影響內(nèi)化問題的中介變量。一方面，在影響個人成長主動性的客觀因素中，家庭因素被認(rèn)為是關(guān)鍵因素之一。早期的家庭逆境（童年時期遭受暴力、爭吵、被忽視、家庭混亂等）會損害個人成長主動性并影響成年后的健康（Coleman, Zawadzki, Heron, Vartanian, &Smyth, 2016）。另一方面，作為一種積極的個體內(nèi)在因素，個人成長主動性存在缺失還會損害個體的長期健康（Coleman et al., 2016）。已有研究證明，個人成長主動性與焦慮水平、抑郁癥狀呈負(fù)相關(guān)（Weigold & Robitschek, 2011; Yakunina,Weigold, Weigold, Hercegovac, & Elsayed, 2013）。

正如自我關(guān)注彈性一樣，個體如何看待與他人關(guān)系的他人關(guān)注彈性資源分別與早期家庭風(fēng)險和青少年心理健康問題有著直接關(guān)系。領(lǐng)悟社會支持（perceived social support）是個體感受到來自他人的關(guān)心和支持的重要指標(biāo)（Coleman et al.,2016）。相對于實際的社會支持，領(lǐng)悟社會支持是個體體驗到的或者情感上感受到的支持，具體體現(xiàn)為個體在社會中受尊重、被支持與理解的情感體驗和滿意程度（黎志華, 尹霞云, 2015）。以往研究表明，相比客觀社會支持，領(lǐng)悟社會支持對個體的影響更大（肖征, 2005）。一方面，個體在兒童時期遭受虐待會減少自身對社會支持的領(lǐng)悟，因而更容易出現(xiàn)抑郁和創(chuàng)傷后應(yīng)激癥狀（程冉, 王玉鋒, 2012; Runtz & Schallow, 1997; Vranceanu,Hobfoll, & Johnson, 2007），另一方面，感受到來自重要他人的社會支持會對個體的生理健康有正向影響（孫蘭, 孟慧, 仲偉佶, 2014; Krokavcova et al.,2008）。因此，領(lǐng)悟社會支持能夠緩沖早期家庭逆境對于后期健康結(jié)果的影響（Coleman et al.,2016），原因在于領(lǐng)悟社會支持度高的個體更愿意將某種家庭逆境（風(fēng)險因素）視為成長機會，并積極地面對它（Peji?i?, Risti?, & An?elkovi?,2018）。因此，自我關(guān)注彈性（個人自主成長性）和他人關(guān)注彈性（社會支持）這兩條路徑緩沖了家庭因素對內(nèi)化問題的影響。

為此，本研究首先采用累積風(fēng)險框架（CRF）探討早期家庭風(fēng)險因素與內(nèi)化問題的關(guān)系，主要納入與青少年內(nèi)化問題行為密切相關(guān)的重要風(fēng)險因素。其做法是將早期家庭風(fēng)險因素的幾個核心因素進行累積計算，形成家庭累積風(fēng)險變量，再分析家庭累積風(fēng)險因素與內(nèi)化行為的關(guān)系。其次，已有研究發(fā)現(xiàn)，早期的家庭風(fēng)險因素對兒童的影響具有一定的穩(wěn)定性，會對個體的成長產(chǎn)生消極的影響（Frampton, Poole, Dobson, & Pusch,2018; Geller, Zimerman, Williams, Bolhofner, & Craney,2001; Johnson, Riley, Granger, & Riis, 2013）。因此，本研究通過回溯的研究方式，聚焦兒童期的家庭風(fēng)險因素對青少年內(nèi)化問題的影響。最后，本研究將同時考察自我關(guān)注彈性（個人成長主動性）和他人關(guān)注彈性（領(lǐng)悟社會支持）在家庭累積因素影響問題行為的緩沖機制（模型見圖1）。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

經(jīng)學(xué)校和學(xué)生本人知情同意，采用隨機整群抽樣，選取780名青少年參與問卷調(diào)查。最終回收有效問卷751份（96.28%）。其中，男生351名（46.74%），女生400名（53.26%）。被試平均年齡15. 96歲（SD=1.47歲）。從來源地看，農(nóng)村青少年520名（69.24%），城鎮(zhèn)青少年231名（30.76%）。

2.2 研究工具

2.2.1 累積家庭風(fēng)險問卷

此研究基于累積風(fēng)險模型理論，參考李董平等（2016）對累積生態(tài)風(fēng)險領(lǐng)域的相關(guān)研究，選取了在現(xiàn)有文獻中被研究者相對認(rèn)可的因素：家庭物理因素、家庭心理因素以及家庭功能因素。各家庭風(fēng)險因素的具體說明如下。

（1）個人物理家庭風(fēng)險。參照和選取現(xiàn)有文獻中較被認(rèn)可的對青少年處境不利的家庭因素，包括父母的文化程度（Gerard & Buehler, 2004）、家庭成員經(jīng)濟狀況（王建平, 李董平, 張衛(wèi), 2010）、婚姻關(guān)系、母親的精神狀態(tài)、家庭規(guī)模、家庭完整性（Reynolds, Raine, Mellingen, Venables, &Mednick, 2000）以及受虐待的經(jīng)歷（趙幸福等, 2005）。問卷總共15個項目，采用0～2的3點計分，部分項目設(shè)計反向計分，總分越高，表示不良經(jīng)歷更多。本研究中該問卷的Cronbach α系數(shù)是0.68。

（2）家庭心理不利體驗。采用Loucks，Almeida，Taylor和Matthews（2011）修訂的家庭不利心理體驗問卷，被試主要回答的是在童年期，父母或者其他家庭成年人如何對待自己，包括身體方面和心理方面。問卷總共有7個項目，采用0～3的4點計分，部分項目設(shè)計為反向計分，得出的總分范圍是0到21，總分越高，表示青少年有更多的不良體驗。本研究中該問卷的Cronbach α系數(shù)是0.70。

（3）親子關(guān)系。采用Raja，McGee和Stanton（1992）修訂的父母與同伴依戀問卷簡版。本量表考察青少年與父親、母親之間的依戀關(guān)系，以此作為家庭功能的考察指標(biāo)（徐潔等, 2008）?？偣?0個項目，分為信任、溝通和疏離三個維度。所有項目采用5點計分，得分越高，家庭功能越好。本研究中該問卷的Cronbach α系數(shù)是0.85。

對累積家庭風(fēng)險進行測量得到三個風(fēng)險因素分和一個總分，然后采用文獻中被廣泛使用的建模方法計算累積家庭風(fēng)險指數(shù)，即將每個風(fēng)險變量得分的25%或75%作為臨界值，對每個風(fēng)險因素進行3分編碼（2=高風(fēng)險，1=中風(fēng)險，0=低風(fēng)險），然后再綜合所有的風(fēng)險因素，最后得到累積家庭風(fēng)險指數(shù)。風(fēng)險最高指數(shù)為6分，代表高分險，最低指數(shù)則為0分，代表無風(fēng)險。本研究中該問卷的 Cronbach α系數(shù)是0.86。

2.2.2 個人成長主動性問卷

采用Robitschek（1998）編制的單一維度的個人成長主動性問卷。所有項目的措詞都是積極的，總共有9個項目。各項目均為0～5級評分（0表示完全不贊成，5表示完全贊成），總分是所有項目分?jǐn)?shù)相加?？偡衷礁撸硎緜€人成長主動性的水平越高。本研究中該問卷的Cronbach α系數(shù)是0.86。

2.2.3 領(lǐng)悟社會支持問卷

本研究采用領(lǐng)悟社會支持問卷（Zimet,Dahlem, Zimet, & Farley, 1988）。該量表共12個條目，采用7級評分，包含家庭支持、朋友支持和其他支持三個維度。總分是所有項目分的累加，反映個體感受到的社會支持總程度?？偡衷礁撸硎緜€體的領(lǐng)悟社會支持水平越高。本研究中該問卷的Cronbach α系數(shù)是0.89。

2.2.4 青少年內(nèi)化問題問卷

本研究采用Achenbach青少年自評量表（YSR-2001-V），該量表由王潤程等（2013）修訂成中文版本的問題行為自評量表。本研究選擇內(nèi)化行為問題的分量表作為評估工具，包括焦慮/抑郁因子、退縮/抑郁因子、軀體不適因子三個因子。問題量表由25個條目組成，采用3點計分，其中“無此項表現(xiàn)”計0分，“輕度或有些時候有此表現(xiàn)”計1分，“明顯或經(jīng)常有此表現(xiàn)”計2分?？偡衷礁?，表明內(nèi)化行為問題的可能性越大。本研究中該問卷的Cronbach α系數(shù)是0.90。

2.3 研究程序

由受過培訓(xùn)的大學(xué)生擔(dān)任主試，以班級為單位進行團體施測。在正式施測之前，主試強調(diào)對調(diào)查結(jié)果進行保密，只用于科學(xué)研究，不做其他用途。之后，主試宣讀指導(dǎo)語并要求被試逐項作答以及獨立完成。被試作答需要約30分鐘，待被試全部完成后立即回收問卷。最后，運用SPSS21.0對數(shù)據(jù)進行初步處理，采用Mplus7.4建立結(jié)構(gòu)方程模型。

2.4 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗將累積家庭風(fēng)險、個人成長主動性、領(lǐng)悟社會支持以及內(nèi)化問題四個變量所有項目進行因子分析，提取一個因子（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。結(jié)果表明，第一個因子變量解釋率為17.03%，遠小于40%，因此，此研究不存在共同方法偏差的問題。

3 結(jié)果

3.1 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

對各變量進行描述性統(tǒng)計和皮爾遜相關(guān)分析。由表1可知，個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持分別與內(nèi)化問題呈顯著的負(fù)相關(guān)，而累積家庭風(fēng)險與內(nèi)化問題呈顯著的正相關(guān)，與個人成長主動性、領(lǐng)悟社會支持之間存在顯著負(fù)相關(guān)。

3.2 中介效應(yīng)檢驗

在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，進一步檢驗個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持在累積家庭風(fēng)險與內(nèi)化問題之間的中介作用。

3.2.1 測量模型的擬合

在進行多重模型檢驗之前，本研究首先使用Mplus7.4對測量模型（M0）進行驗證性因子分析。本研究中所使用的潛變量共有3個，分別為內(nèi)化問題行為（焦慮/抑郁因子、退縮/抑郁因子、軀體不適因子3個因子）、個人自主成長（打包后的3個指標(biāo)）和社會支持（家庭支持、朋友支持和其他支持3個因子）。結(jié)果表明，測量模型擬合比較理想。其中，χ2(24)=63.18，CFI=0.98，TLI=0.97，SRMR=0.03，RMSEA=0.05，RMSEA 的90%置信區(qū)間為[0.03, 0.06]。為了區(qū)分效度，進一步將3個潛變量合并，形成備擇模型，擬合指數(shù)為 χ2(27)=1392.68，CFI=0.48，TLI=0.31，SRMR=0.16，RMSEA=0.26，RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.25, 0.27]。因此，通過對比以上模型發(fā)現(xiàn)，三因素的測量模型是最優(yōu)的模型。如表2所示，所有測量條目在其相應(yīng)潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷在0.66～0.84之間，且負(fù)荷顯著（p＜0.001）。

表1 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析

表2 測量模型的結(jié)果

3.2.2 假設(shè)模型的擬合

根據(jù)假設(shè)，分別構(gòu)建假設(shè)模型M1和假設(shè)模型M2。假設(shè)模型M1為累積家庭風(fēng)險、個人成長主動性以及領(lǐng)悟社會支持能共同預(yù)測內(nèi)化問題，沒有設(shè)置中介作用。假設(shè)模型M2為累積家庭風(fēng)險預(yù)測內(nèi)化問題，個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持兩個變量作為中介變量，采用Mplus7.4統(tǒng)計軟件分別對假設(shè)的模型進行擬合。兩個模型數(shù)據(jù)的擬合指標(biāo)見表3。由表3可知，相比于模型M1，模型M2的各種擬合指標(biāo)達到了比較理想的水平。

表3 兩個假設(shè)模型的擬合指標(biāo)

3.2.3 中介效應(yīng)模型的特定間接效應(yīng)分析

本研究擬采用Bootstrap法對假設(shè)模型M2的中介效應(yīng)進行檢驗（見圖2）。

由圖2可知，模型中所有的路徑系數(shù)都達到了顯著水平（p＜0.001）。累積家庭風(fēng)險直接對內(nèi)化問題的預(yù)測作用（β=0.15,p＜0.01），95%置信區(qū)間為[0.12, 0.16]；累積家庭風(fēng)險對領(lǐng)悟社會支持的預(yù)測作用（β=-0.42,p＜0.001），95%置信區(qū)間為[-0.48, -0.39]；累積家庭風(fēng)險對個人成長主動性的預(yù)測作用（β=-0. 21,p＜0.01），95%置信區(qū)間為[-0.24, -0.17]。領(lǐng)悟社會支持對內(nèi)化問題的預(yù)測作用（β=-0.29,p＜0.01），95%置信區(qū)間為[-0.34,-0.25]，個人成長主動性對內(nèi)化問題的預(yù)測作用（β=-0. 17,p＜0.01），95% 置信區(qū)間為 [-0.22, -0.14]。

圖2 中介效應(yīng)路徑圖

根據(jù)路徑分析效應(yīng)分解的原理，累積家庭風(fēng)險影響內(nèi)化問題的總效應(yīng)等于直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的總和（見表4）。本研究的直接效應(yīng)為0.15，間接效應(yīng)為（0.04+0.12=0.16），效應(yīng)量=ab/c。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.16/（0.15+0.16）=51.61%，即累積家庭風(fēng)險作用于青少年內(nèi)化問題的效應(yīng)有51.61%是通過個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持這兩個變量所起的作用。此外，兩個中介變量在自變量和因變量之間所起的作用并不一樣，對兩個變量作為中介變量的間接效應(yīng)估計值進行卡方檢驗（Muthén & Muthén, 2010）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，通過領(lǐng)悟社會支持的間接效應(yīng)估計值顯著高于個人成長主動性的間接效應(yīng)的估計值（p＜0.001）。

表4 中介效應(yīng)模型的特定間接效應(yīng)分析

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，累積早期家庭風(fēng)險對青少年的內(nèi)化問題產(chǎn)生正向預(yù)測，即青少年經(jīng)歷的風(fēng)險因素越多，其內(nèi)化問題行為也會越多。這與以往的研究是一致的（Savolainen et al., 2018）。同時也支持累積風(fēng)險框架的觀點，即風(fēng)險因素累積越多，則個體的行為問題越多（Evans et al., 2013;Obradovi?, Shaffer, & Masten, 2012）。這一結(jié)果還符合家庭壓力理論模型，即累積家庭風(fēng)險越多的家庭，父母感受壓力會越大，從而導(dǎo)致父母在教育孩子時更多使用嚴(yán)厲的紀(jì)律措施（包括體罰、言語攻擊和脅迫等），而這些嚴(yán)厲紀(jì)律行為的增加會導(dǎo)致青少年出現(xiàn)更多的內(nèi)化問題（Schenck-Fontaine et al., 2020）。

本研究根據(jù)累積生態(tài)風(fēng)險模型和心理彈性理論，構(gòu)建了一個雙重中介模型，具體為累積家庭風(fēng)險通過彈性資源（個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持）的中介作用從而影響內(nèi)化問題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個人成長主動性在累積家庭風(fēng)險影響青少年內(nèi)化問題中起中介作用。該結(jié)果也進一步支持以往的研究結(jié)論，即青少年內(nèi)化問題主要受家庭風(fēng)險因素和個人成長主動性的共同影響（Weigold &Robitschek, 2011; Whittaker & Robitschek, 2001）。一方面，經(jīng)歷家庭風(fēng)險因素越多，越降低個體的改善自身能力的動力（Coleman et al., 2016），導(dǎo)致個體的內(nèi)化問題就越多（Yakunina et al., 2013）。另一方面，個體經(jīng)歷的家庭風(fēng)險越多，青少年就會有越多的不自信、挫敗和無助等的消極體驗，易導(dǎo)致個體在成長過程中不積極、不主動?？梢姡鳛橐环N積極的內(nèi)在因素，個人成長主動性緩沖家庭風(fēng)險因素對問題行為的影響。此外，以領(lǐng)悟社會支持為中介，建構(gòu)累積家庭風(fēng)險影響內(nèi)化問題的結(jié)構(gòu)模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積家庭風(fēng)險可通過弱化個體的領(lǐng)悟社會支持從而間接影響其內(nèi)化問題。這印證了以往的研究結(jié)論（Coleman et al.,2016），即領(lǐng)悟社會支持在早期家庭逆境和后期健康結(jié)果之間有中介作用?？赡艿脑蛟谟谀切┙?jīng)歷多重風(fēng)險的人會降低自身對來自他人的關(guān)心、幫助和支持的感知，甚至誤會他人的好意，從而出現(xiàn)偏離正常發(fā)展軌跡的行為問題。作為青少年內(nèi)化問題的保護因素之一，社會支持是個體感受到來自社會的支持和力量。當(dāng)領(lǐng)悟的社會支持高時，個體就會體會到高自尊，進而對自己有更高的評價，同時也會變得更加自信和樂觀（Baumeister,Campbell, Krueger, & Vohs, 2003），獲得更多的積極體驗，內(nèi)化問題自然就會減少。綜上，雙重機制在一定程度上有利于緩沖家庭逆境的負(fù)面影響，促進青少年積極發(fā)展的作用。

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在雙重彈性模型中，累積家庭風(fēng)險對青少年內(nèi)化問題的效應(yīng)有51.61%是通過個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持這兩個中介變量起作用的。也就是說，累積家庭風(fēng)險通過兩條路徑影響青少年的內(nèi)化問題，即累積家庭風(fēng)險通過負(fù)向預(yù)測個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持，進而降低青少年的內(nèi)化問題。比較間接效應(yīng)估計值發(fā)現(xiàn)，通過個人成長主動性的間接效應(yīng)估計值低于領(lǐng)悟社會支持的間接效應(yīng)估計值。這些觀點與一般性行為問題理論（Gottfredson & Hirschi, 1990）的觀點不一致。Gottfredson和Hirschi認(rèn)為，自身心理素質(zhì)在家庭處境不利影響問題行為的過程中起著關(guān)鍵性作用。不一致的原因可能與本研究中被試自我報告的方式有關(guān)，即被試可能會對自己行為問題出現(xiàn)的原因更多強調(diào)與他人互動。因此，在自我報告的過程，有意或無意中弱化自身心理素質(zhì)在問題行為形成過程的關(guān)鍵性作用，反而過分強調(diào)社會互動的問題。需要指出的是，早期累積家庭風(fēng)險對內(nèi)化問題有直接影響，這表明需要考慮額外的解釋變量和影響機制，同時也是未來研究需要探討的地方。

5 結(jié)論

本研究的結(jié)論：（1）累積家庭風(fēng)險對青少年的內(nèi)化問題呈顯著的正向預(yù)測作用；（2）個人成長主動性和領(lǐng)悟社會支持在累積家庭風(fēng)險對青少年內(nèi)化問題的預(yù)測關(guān)系中有顯著的中介作用，其中領(lǐng)悟社會支持的中介效應(yīng)更大。