刁 華，冉 敏，楊靜薇，楊連建，李 婷，金 鳳，蒲 楊，王 宏

重慶醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生與管理學(xué)院，醫(yī)學(xué)與社會(huì)研究中心，健康領(lǐng)域社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)治理協(xié)同創(chuàng)新中心，重慶 400016

心理彈性是基于積極心理學(xué)的角度來(lái)探討不良事件對(duì)個(gè)體產(chǎn)生的影響，認(rèn)為并非處于不利環(huán)境的所有個(gè)體都會(huì)產(chǎn)生不利的結(jié)局，而部分個(gè)體會(huì)因?yàn)椴焕h(huán)境的影響得到更好的結(jié)果[1-2]。在對(duì)心理彈性的結(jié)果性定義、能力性定義和過(guò)程性定義的基礎(chǔ)上[3-4]，研究認(rèn)為心理彈性是個(gè)體的一種能力或品質(zhì)，而環(huán)境因素會(huì)對(duì)心理彈性的變化產(chǎn)生影響。

青少年正處于從兒童過(guò)渡到成人的關(guān)鍵期，需要面對(duì)各種生理及心理的巨大變化[5-6]。由于生理發(fā)育及心理成熟的不平衡發(fā)展，青少年往往對(duì)各種內(nèi)化性和外化性問(wèn)題更加易感[7-8]。此時(shí)，青少年擁有較高的青春期知 - 信 - 行（knowledge-attitude-practice，KAP）可能會(huì)促進(jìn)心理彈性的發(fā)展，最終使個(gè)體避免發(fā)生不良后果。同伴依戀是指青少年與同伴之間建立起來(lái)的、雙方互有的親密感受以及相互給予溫暖與支持的關(guān)系[9]。青春期兒童由于自我獨(dú)立意識(shí)和自尊意識(shí)的不斷增強(qiáng)，與同伴相處的時(shí)間增多，與父母交流的頻次和時(shí)間減少，因此良好的同伴關(guān)系對(duì)其心理健康尤為重要[10]。有研究[11]發(fā)現(xiàn)，留守兒童同伴依戀程度越高，其心理彈性就越好；同時(shí)，同伴依戀程度與個(gè)體的生活滿(mǎn)意度、積極情緒和心理健康具有顯著的相關(guān)性[12-14]。因此，本研究探討青春期KAP、同伴依戀與心理彈性的關(guān)系，以及同伴依戀在青春期KAP 與心理彈性關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

采用分層整群抽樣法，于2017 年12 月抽取重慶市綦江區(qū)6 所小學(xué)和5 所中學(xué)的學(xué)生作為研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①小學(xué)4 ～6 年級(jí)和初中7 ～9 年級(jí)的全部學(xué)生。② 具有獨(dú)立完成問(wèn)卷的能力。排除標(biāo)準(zhǔn)：智力障礙及無(wú)識(shí)字能力的學(xué)生。研究獲得重慶醫(yī)科大學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)，并取得研究對(duì)象的知情同意。

1.2 研究工具

1.2.1 青少年心理韌性量表 由胡月琴和甘怡群編制[15]。青少年心理韌性量表（Resilience Scale for Chinese Adolescents，RSCA）包括目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、積極認(rèn)知、家庭支持和人際協(xié)助5 個(gè)維度，共27 個(gè)條目。該量表采用5 點(diǎn)計(jì)分法，正向條目計(jì)分原則：完全不符合為 1 分，比較不符合為2 分，說(shuō)不清為3 分，比較符合為 4 分，完全符合為5 分；反向條目則反向計(jì)分。項(xiàng)目均分越高則表明該項(xiàng)目上的心理彈性水平越高。該量表各個(gè)因子的內(nèi)部一致性為0.71 ～0.85，全量表內(nèi)部一致性為0.85，具有良好的信效度[15]。

1.2.2 青春期KAP 問(wèn)卷 參考兒童少年衛(wèi)生學(xué)自行設(shè)計(jì)編制[16]。知識(shí)條目（23 條）的計(jì)分原則：回答正確為 1 分，回答錯(cuò)誤或不知道為0 分。行為條目（14 條）分為正向條目和反向條目，采用3 點(diǎn)計(jì)分法。正向條目：從來(lái)不為1 分，偶爾為2 分，經(jīng)常為3 分；反向條目則反向計(jì)分。態(tài)度條目（10 條）也采用3 點(diǎn)計(jì)分法，正向條目：不同意為1 分，中立為2 分，同意為3 分；反向條目則反向計(jì)分。最終各項(xiàng)目條目之和即為該項(xiàng)目得分，在本研究中將KAP 對(duì)心理彈性的影響看作是等權(quán)重的，所以按照1:1:1 的比例對(duì)KAP 得分轉(zhuǎn)換為百分制，最終項(xiàng)目總分越高，則KAP 水平就越高。該量表在研究人群中，男女生量表的Cronbach's α 分別為0.861 和0.905。

1.2.3 同伴依戀問(wèn)卷 由Armsden 和Greenberg 于1987年編制[17]。該量表包括25 個(gè)條目，涉及3 個(gè)維度：信任、交流溝通和同伴疏離。采用Likert 5 點(diǎn)評(píng)分，信任與交流溝通維度得分越高則同伴依戀質(zhì)量越高，同伴疏離得分越高則同伴依戀質(zhì)量越低。該量表已在國(guó)內(nèi)外廣泛應(yīng)用，具有較高的信效度[11]。

1.2.4 兒童基本情況調(diào)查問(wèn)卷 由課題組成員編制。參考文獻(xiàn)[18-20]納入可能對(duì)青少年心理彈性有影響的因素，主要包括學(xué)?；拘畔?、家庭基本情況、學(xué)習(xí)基本情況和好朋友數(shù)量等。

1.3 調(diào)查方法

首先在調(diào)查前對(duì)調(diào)查員進(jìn)行一致性培訓(xùn)，使其了解問(wèn)卷填寫(xiě)注意事項(xiàng)和方法；然后由當(dāng)?shù)刂行W(xué)生保健所相關(guān)老師告知學(xué)生本次調(diào)查的目的及意義。在問(wèn)卷填寫(xiě)之前，讀問(wèn)卷填寫(xiě)導(dǎo)語(yǔ)并告知填寫(xiě)方法；最后將填寫(xiě)完的問(wèn)卷回收并核查，如果發(fā)現(xiàn)有漏填或邏輯錯(cuò)誤的情況，將當(dāng)場(chǎng)返回給相應(yīng)對(duì)象進(jìn)行改正，最終回收有效問(wèn)卷。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

運(yùn)用EpiData 3.0 軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)并錄入。運(yùn)用SPSS 21.0 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，定量資料以x—±s 表示，定性資料用頻數(shù)和百分率表示，采用方差分析和t 檢驗(yàn)評(píng)估社會(huì)人口學(xué)特征與心理彈性的關(guān)系；采用Pearson 相關(guān)分析檢驗(yàn)青春期KAP、同伴依戀及心理彈性的關(guān)系；采用層次回歸分析和簡(jiǎn)單斜率分析青春期KAP、同伴依戀和心理彈性三者的關(guān)系。以上均采用雙側(cè)檢驗(yàn)，P<0.05 表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

共納入6 483 名學(xué)生，回收問(wèn)卷6 483 份，有效問(wèn)卷 5 105 份， 有效回收率為78.7%， 其中男生2 483（48.64%）名、女生2 622（51.36%）名，小學(xué)生2 221（43.51%）名、中學(xué)生2 884（56.49%）名。缺失樣本與分析樣本比較，基本社會(huì)人口學(xué)特征無(wú)明顯統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。

2.1 各變量的描述性分析及相關(guān)分析

本研究納入對(duì)象年齡范圍為9 ～16 歲，平均年齡為（12.04±1.80）歲；青春期KAP 的平均得分為（68.72±12.95）分；同伴依戀的平均得分為（80.59±14.22）分；心理彈性的平均得分為（3.38±0.53）分。結(jié)果（表1）顯示學(xué)段、家庭關(guān)系、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父母文化程度、教養(yǎng)方式、學(xué)習(xí)成績(jī)、好朋友數(shù)量和自感體型對(duì)青少年心理彈性有顯著影響（均P<0.05）。

表1 青少年社會(huì)人口學(xué)特征及其與心理彈性的相關(guān)性Tab 1 Social demographic characteristics of adolescents and their correlation with psychological resilience

青少年的心理彈性得分見(jiàn)表2。目標(biāo)專(zhuān)注得分最高，人際協(xié)助得分最低。相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，青春期KAP 水平與目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、家庭支持和人際協(xié)助維度呈正相關(guān)，與積極認(rèn)知維度呈負(fù)相關(guān)（均P<0.05）；信任和交流溝通維度與目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、家庭支持和人際協(xié)助維度呈正相關(guān)，同伴疏遠(yuǎn)維度與RSCA 各維度呈負(fù)相關(guān)（均P<0.05）。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果Tab 2 Descriptive analysis and correlation of KAP, peer attachment and resilience

2.2 青春期KAP、同伴依戀與心理彈性的多重線性回歸分析

相關(guān)分析之后，在校正性別、學(xué)段、家庭關(guān)系、教養(yǎng)方式、父母受教育程度、是否獨(dú)生、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、學(xué)習(xí)成績(jī)、好朋友數(shù)量和自感體型等混雜因素后進(jìn)行多重線性回歸，結(jié)果（表3）顯示，青春期KAP 和交流溝通能夠顯著正向預(yù)測(cè)青少年的目標(biāo)專(zhuān)注、情緒控制、家庭支持和人際協(xié)助（均P<0.05）。信任與青少年情緒控制、積極認(rèn)知、家庭支持和人際協(xié)助呈正相關(guān)（均P<0.05）；同伴疏遠(yuǎn)與青少年心理彈性各維度呈負(fù)相關(guān)（均P<0.05）。

表3 青少年KAP、同伴依戀與心理彈性的多重線性回歸分析Tab 3 Multiple linear regression analysis of KAP, peer attachment and psychological resilience

2.3 同伴依戀在青春期KAP 水平與心理彈性關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

參照Baron 和Kenny[21]的程序，運(yùn)用層次回歸分析，將研究變量中心化并且校正相應(yīng)混雜因素，考察同伴依戀在青春期KAP 水平與心理彈性關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果（表4）表明，交流溝通（B=0.007，SE=0.003，P=0.026）和同伴疏遠(yuǎn)（B=-0.010，SE=0.003，P=0.000）與青春期KAP 的交互作用顯著。

表4 同伴依戀在青春期KAP 水平與心理彈性關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)Tab 4 Moderating effect of peer attachment between KAP and psychological resilience

進(jìn)一步進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析[22]，分別按交流溝通和同伴疏遠(yuǎn)的四分位數(shù)間距，將得分≤Q1的對(duì)象分別定為低交流溝通組和低同伴疏遠(yuǎn)組，≥Q3的對(duì)象分別定為高交流溝通和高同伴疏遠(yuǎn)組。結(jié)果（圖1、2）發(fā)現(xiàn)，低交流溝通組（B=0.098，SE=0.032，P=0.002）和高同伴疏遠(yuǎn)組（B=0.222，SE=0.032，P=0.000）的青春期KAP 水平能顯著預(yù)測(cè)青少年心理彈性；高交流溝通組（B=0.368，SE=0.039，P=0.000）和低同伴疏遠(yuǎn)組（B=0.353，SE=0.029，P=0.000）的青春期KAP 水平也能顯著預(yù)測(cè)青少年心理彈性，但在這部分群體中的預(yù)測(cè)能力更強(qiáng)（斜率更大）。

圖1 交流溝通在青春期KAP 與心理彈性間的調(diào)節(jié)作用Fig 1 Moderating effect of communication between KAP and psychological resilience

圖2 同伴疏遠(yuǎn)在青春期KAP 與心理彈性間的調(diào)節(jié)作用Fig 2 Moderating effect of peer estrangement between KAP and psychological resilience

3 討論

本研究結(jié)果表明，青少年心理彈性各維度及總量表的平均分均大于3 分，說(shuō)明青春期少年兒童心理彈性水平處于中等水平，總體狀況較好[23]。這表明青春期兒童在遇到困難與挫折的時(shí)候，能夠充分利用周?chē)h(huán)境的支持并采取樂(lè)觀的態(tài)度、積極的情緒去有效面對(duì)，從而在挫折中得到有益結(jié)果。

回歸分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，同伴間的信任和交流溝通與青春期兒童的心理彈性的4 個(gè)維度存在正相關(guān)關(guān)系，而同伴疏遠(yuǎn)與青春期兒童的心理彈性的各維度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與張廣林等[11]的研究結(jié)果一致。國(guó)外研究也有相似結(jié)果，Young-Sun[24]對(duì)263 名高中生研究發(fā)現(xiàn)，同伴依戀對(duì)個(gè)體的自尊和心理彈性具有積極的促進(jìn)作用；研究[25]對(duì)626 名青少年研究結(jié)果顯示，同伴依戀與父母依戀對(duì)青少年的心理彈性有積極作用，與抑郁情緒的發(fā)生呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且同伴依戀的作用在青春早期和晚期的作用較強(qiáng)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)同伴依戀對(duì)青少年的正向作用要大于父母依戀的正向作用。Bowlby 理論認(rèn)為，人們的情緒波動(dòng)和心理障礙可以歸因于對(duì)某一對(duì)象的情感依戀[26]。因此，良好的同伴依戀關(guān)系能夠使個(gè)體感受到信任感和親密感，這種親密度的聯(lián)系使青少年感受到被愛(ài)[27]，促進(jìn)其積極認(rèn)知的形成，從而提高心理彈性。同時(shí)，良好的同伴依戀關(guān)系可以提高個(gè)體的心理一致感和自我概念，也就是說(shuō)可以增加個(gè)體在面對(duì)挫折與困難時(shí)，保持內(nèi)心的穩(wěn)定和對(duì)自己的信任，最終在挫折與困難中采取更加積極有效的方式應(yīng)對(duì)[26,28]。該研究還發(fā)現(xiàn)，青春期兒童的青春期KAP 水平與心理彈性呈正相關(guān)關(guān)系。KAP 理論認(rèn)為，正確的知識(shí)可以促進(jìn)個(gè)體積極態(tài)度的形成，最終形成健康的行為及生活方式[29]。因此，青春期KAP 水平高的個(gè)體對(duì)于青春期內(nèi)的各種生理和心理變化具有更高的處理能力，面對(duì)這些改變或疑惑的時(shí)候能夠采取更加積極的態(tài)度，能夠充分利用周?chē)h(huán)境的支持資源去解決問(wèn)題，從而提高自己面對(duì)挫折的心理彈性。

調(diào)節(jié)作用分析結(jié)果表明，同伴間的交流溝通能夠強(qiáng)化青春期KAP 水平與心理彈性間的正向預(yù)測(cè)作用，而同伴疏遠(yuǎn)會(huì)減弱青春期KAP 水平與心理彈性間的正向作用。也就是說(shuō)，正確的青春期KAP 對(duì)高同伴交流、低同伴疏離個(gè)體的心理彈性提高的程度更高。可能的原因是，青少年間更多的交流溝通和親密聯(lián)系能夠更加有效地促進(jìn)信息傳遞[30]，同時(shí)具有相同年齡、生活環(huán)境、經(jīng)歷、文化和社會(huì)地位的同伴間的交流使個(gè)體對(duì)正確KAP 的獲取和接受更加容易[31-32]。Lim[33]的研究中，高質(zhì)量的同伴依戀可以緩解孩童遭受虐待和忽視對(duì)心理彈性的消極作用，有利于青年健康成長(zhǎng)。因此，加強(qiáng)青少年同伴依戀及交流更加有利于青少年心理彈性的提高。

綜上，處于青春期的少年兒童正面臨各種生理及心理的巨大變化，在這個(gè)重要時(shí)期，應(yīng)多重視青春期健康教育，同時(shí)注重少年兒童的同伴關(guān)系。

參·考·文·獻(xiàn)

[1] 曹中平. 積極心理學(xué)視角下心理彈性研究進(jìn)展述評(píng)[J]. 理論建設(shè), 2012(5): 86-91.

[2] Garmezy N. Process and reactive schizophrenia: some conceptions and issues[J]. Schizophr Bull, 1970, 1(2): 30-74.

[3] 肖夢(mèng)潔. 留守兒童社會(huì)支持、心理彈性、社會(huì)適應(yīng)現(xiàn)狀及其關(guān)系研究[D]. 桂林: 廣西師范大學(xué), 2015.

[4] 馬偉娜, 桑標(biāo), 洪靈敏. 心理彈性及其作用機(jī)制的研究述評(píng)[J]. 華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)(教育科學(xué)版), 2008, 26(1): 89-96.

[5] Geue K, Sender A, Schmidt R, et al. Gender-specific quality of life after cancer in young adulthood: a comparison with the general population[J]. Qual Life Res, 2014, 23(4): 1377-1386.

[6] Patel BP, Hamilton JK, Vien S, et al. Pubertal status, pre-meal drink composition, and later meal timing interact in determining children's appetite and food intake[J]. Appl Physiol Nutr Metab, 2016, 41(9): 924-930.

[7] Ge XJ, Brody GH, Conger RD, et al. Pubertal maturation and African American children's internalizing and externalizing symptoms[J]. J Youth Adolesc, 2006, 35(4): 528-537.

[8] 陶芳標(biāo). 青春發(fā)動(dòng)時(shí)相提前與青少年衛(wèi)生系列述評(píng)(6): 青春發(fā)動(dòng)時(shí)相提前的學(xué)校衛(wèi)生學(xué)意義[J]. 中國(guó)學(xué)校衛(wèi)生, 2008, 29(8): 673-676.

[9] 雷靂, 伍亞娜. 青少年的同伴依戀與其互聯(lián)網(wǎng)使用的關(guān)系[J]. 心理與行為研究, 2009, 7(2): 81-86.

[10] 張文新. 青少年發(fā)展心理學(xué)[M]. 濟(jì)南: 山東人民出版社, 2002.

[11] 張廣林, 江偉錢(qián), 馬寶寶, 等. 父母同伴依戀對(duì)留守兒童心理彈性影響及積極行為支持干預(yù)方案初探[J]. 南方論刊, 2017(9): 32-33.

[12] Wright SL, Perrone-McGovern KM, Boo JN, et al. Influential factors in academic and career self-efficacy: attachment, supports, and career barriers[J]. J Couns Dev, 2014, 92(1): 36-46.

[13] 占詩(shī)苑, 楊智輝. 中學(xué)生社交焦慮: 家庭教養(yǎng)方式和同伴依戀的影響[J]. 中小學(xué)心理健康教育, 2015(1): 8-10, 14.

[14] Madigan S, Moran G, Schuengel C, et al. Unresolved maternal attachment representations, disrupted maternal behavior and disorganized attachment in infancy: links to toddler behavior problems[J]. J Child Psychol Psychiatry, 2007, 48(10): 1042-1050.

[15] 胡月琴, 甘怡群. 青少年心理韌性量表的編制和效度驗(yàn)證[J]. 心理學(xué)報(bào), 2008, 40(8): 902-912.

[16] 季成葉.兒童少年衛(wèi)生學(xué)[M]. 第7 版.北京：人民衛(wèi)生出版社, 2014: 5-268.

[17] Armsden GC, Greenberg MT. The inventory of parent and peer attachment: individual differences and their relationship to psychological well-being in adolescence[J]. J Youth Adolesc, 1987, 16(5): 427-454.

[18] 趙抒. 心理彈性研究綜述[J]. 商, 2016(22): 142-143.

[19] 何芙蓉, 劉巧蘭, 周歡, 等. 四川省南部農(nóng)村留守初中生心理彈性影響因素分析[J]. 中國(guó)學(xué)校衛(wèi)生, 2011, 32(2): 164-165.

[20] 顏雅琴. 留守兒童心理彈性研究綜述[J]. 青春歲月, 2013(19): 408-409.

[21] Baron RM, Kenny DA. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations[J]. J Pers Soc Psychol, 1986, 51(6): 1173-1182.

[22] Preacher KJ, Curran PJ, Bauer DJ. Computational tools for probing interactions in multiple linear regression, multilevel modeling, and latent curve analysis[J]. J Educ Behav Stat, 2006, 31(4): 437-448.

[23] 文一, 劉琴, 張帆, 等. 青少年心理彈性量表評(píng)估中國(guó)兒童心理彈性現(xiàn)狀的meta 分析[J]. 中國(guó)心理衛(wèi)生雜志, 2015, 29(11): 826-832.

[24] Young-Sun L. The mediating effects of self-esteem on the relationship between teacher attachment, peer attachment and resilience of adolescents: focusing on the academic high school students[J]. Kor J Youth Couns, 2015, 23(2): 467-486.

[26] 楊圓圓, 胡朋利, 郭曉偉, 等. 留守兒童心理一致感、同伴依戀和心理健康的關(guān)系研究[J]. 中國(guó)特殊教育, 2012(7): 87-91, 60.

[27] 肖君政, 江光榮. 成人依戀理論的研究[J]. 中國(guó)行為醫(yī)學(xué)科學(xué), 2006(9): 859-860.

[28] 莊鴻娟, 劉儒德, 劉穎. 青少年同伴依戀與問(wèn)題性手機(jī)使用的關(guān)系: 自我建構(gòu)對(duì)孤獨(dú)感中介作用的調(diào)節(jié)[J]. 心理科學(xué), 2017, 40(1): 89-95.

[29] Valente TW, Paredes P, Poppe PR. Matching the message to the process the relative ordering of knowledge, attitudes, and practices in behavior change research[J]. Hum Commun Res, 1998, 24(3): 366-385.

[30] 薛桂英, 趙小云. 青少年學(xué)生人際溝通能力的教育和培養(yǎng)[J]. 教學(xué)與管理(理論版), 2011(1): 61-63.

[31] 王作振, 閆寶華, 王克利. 同伴教育及其研究狀況[J]. 中國(guó)健康教育, 2004, 20(5): 429-430.

[32] 李美玲, 徐曉陽(yáng). 青少年的性教育及同伴教育[J]. 中國(guó)性科學(xué), 2010, 19(9): 27-31.

[33] Lim Y. Effects of child abuse and neglect on male·female high school students' ego-resilience and self-esteem: moderating roles of peer attachment and closeness to teachers[J]. Jkheea, 2018, 30(2): 57-75.