萬嬌嬌 紀(jì)莉莉 吳麗娜 張亞飛 劉改改 谷 璜 趙俊峰,2
(1 河南大學(xué)心理學(xué)院,開封 475004) (2 河南大學(xué)心理與行為研究所,開封 475004)
農(nóng)村留守兒童是指父母雙方或一方在外打工而被留在戶籍所在地農(nóng)村,并因此不能和父母雙方共同生活的未成年人(趙景欣,劉霞,申繼亮,2008)。留守兒童問題是社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn),也是學(xué)界研究的熱點(diǎn)(Su,Li,Lin,Xu,& Zhu,2013)。處于童年晚期向青春期過渡階段的留守初中生往往出現(xiàn)親子沖突、安全感低等社會(huì)心理適應(yīng)問題(王玉龍,覃雅蘭,肖璨,藺秀云,2016),值得重點(diǎn)關(guān)注。
相較于一般初中生,農(nóng)村留守初中生因父母親情相對(duì)缺失而普遍缺乏安全感(朱丹,2009),安全感低下容易損害其心理健康(韓黎,袁紀(jì)瑋,趙琴琴,2019),甚至誘發(fā)非適應(yīng)性行為(王玉龍等,2016)。為更好地促進(jìn)農(nóng)村留守初中生社會(huì)心理適應(yīng),關(guān)注安全感及其保護(hù)因素十分必要(廖傳景,胡瑜,張進(jìn)輔,2015;Du Rocher Schudlich,Jessica,Erwin,& Rishor,2019)。在諸多保護(hù)因素中,親子親合是對(duì)農(nóng)村留守初中生影響最直接的親子關(guān)系質(zhì)量的重要衡量指標(biāo)(吳旻,劉爭(zhēng)光,梁麗嬋,2016),指的是父母與子女之間親密的情感聯(lián)結(jié),表現(xiàn)為親子間積極的互動(dòng)行為或心理上的親密感受(Zhang & Fuligni,2006)。
既有研究雖然在橫斷面上探討了親子親合與安全感的密切關(guān)系,但研究結(jié)果不完全一致。一種觀點(diǎn)認(rèn)為親子親合會(huì)對(duì)安全感產(chǎn)生重要影響(韓磊等,2019)。依戀理論指出,養(yǎng)育者與兒童長(zhǎng)期建立的牢固情感聯(lián)結(jié)有助于兒童更好地構(gòu)建自我與他人、社會(huì)的認(rèn)知聯(lián)結(jié)(DeKlyen & Greenberg,2008)。從認(rèn)知層面來看,積極有效的親子互動(dòng)能最大地降低自我控制的損耗,從而增強(qiáng)人際交往中的安全感(Jennings et al.,2008);從情緒層面來看,高質(zhì)量的親子關(guān)系會(huì)提升個(gè)體的情緒管理水平,有利于安全依戀的形成,從而提高安全感(Su et al.,2013)。因此親子親合可能會(huì)影響農(nóng)村留守初中生安全感。
然而另一種觀點(diǎn)認(rèn)為安全感也可能反過來影響親子親合(安莉娟,叢中,王欣,2004)。內(nèi)部工作模型指出,個(gè)體在與主要撫養(yǎng)者長(zhǎng)期互動(dòng)的過程中會(huì)形成一種關(guān)于自我、父母及親子關(guān)系的認(rèn)知表征,這種表征又會(huì)反過來影響個(gè)體處理自己與父母的關(guān)系,并對(duì)今后的人際關(guān)系起重要作用(Bowlby,1973)。高安全感的農(nóng)村留守初中生能夠更客觀地面對(duì)現(xiàn)實(shí)生活,更理解父母的不易與難處(Tian et al.,2019),在與父母相處時(shí)容易拉近距離,從而更容易形成良好的親子關(guān)系,親子親合程度更高,因此,農(nóng)村留守初中生安全感可能也會(huì)預(yù)測(cè)其親子親合。
綜上所述,多數(shù)研究者肯定了親子親合與安全感存在緊密聯(lián)系這一觀點(diǎn),但對(duì)于兩者關(guān)系的作用方向仍存在爭(zhēng)議。換言之,到底是親子親合水平低導(dǎo)致農(nóng)村留守初中生的低安全感,還是農(nóng)村留守初中生安全感低進(jìn)而影響了親子親合?由于現(xiàn)有研究大多為橫斷設(shè)計(jì),未能揭示兩者間的相互作用機(jī)制,因此有必要借助縱向追蹤研究設(shè)計(jì)檢驗(yàn)親子親合與安全感的相互預(yù)測(cè)關(guān)系。
須指出的是,性別可能是影響親子親合與安全感的重要因素之一。研究表明,與男生相比,女生對(duì)父母的依戀水平更高,親子關(guān)系更好(王美萍,張文新,2007);女性的安全感要低于男性(Gordon & Lee-Koo,2021)。因此,親子親合與安全感的交叉滯后關(guān)系可能在農(nóng)村留守初中男生和女生中存在不同。以往研究發(fā)現(xiàn),親子關(guān)系對(duì)個(gè)體心理適應(yīng)問題的影響存在一定性別差異(Flook,2011),女生的情感尋求更強(qiáng)、更敏感(柴喚友,孫曉軍,牛更楓,崔曦曦,連帥磊,2016;Flook,2011),更容易受到家庭關(guān)系的控制與影響(Lewis et al.,2015),從而影響其心理適應(yīng)結(jié)果,這說明親子親合可能對(duì)女生安全感的影響更大。然而,以往這些結(jié)論主要基于對(duì)普通青少年的研究,在農(nóng)村留守初中生群體中是否仍然成立?這一問題有待檢驗(yàn)。
綜上所述,本研究基于農(nóng)村留守初中生樣本進(jìn)行了兩次間隔一年的追蹤研究,借助交叉滯后設(shè)計(jì)考察農(nóng)村留守初中生親子親合與安全感的相互預(yù)測(cè)關(guān)系及性別差異,以期為農(nóng)村留守初中生心理適應(yīng)問題的預(yù)防和干預(yù)提供實(shí)證支持和理論指導(dǎo)。
采用整群分層抽樣的方法,抽取河南省某農(nóng)村中學(xué)的留守初一學(xué)生為被試,進(jìn)行兩次間隔一年的追蹤調(diào)查。第一次測(cè)查(T1)時(shí)間為2019 年11 月,363 名被試參與了調(diào)查,剔除8 份亂填及16 份漏填問卷后,有效問卷339 份;第二次測(cè)查(T2)時(shí)間為2020 年11 月,共回收有效問卷363 份。將兩次的數(shù)據(jù)整合后,剔除只有第一次測(cè)查或只有第二次測(cè)查數(shù)據(jù)的被試,得到兩次測(cè)查均有效的數(shù)據(jù)共287 份,縱向流失率為15.34%。最終樣本中男生132 名(占46%),女生155 名(占54%),平均年齡為13.39 ± 0.82 歲。
2.2.1 家庭適應(yīng)與親合評(píng)價(jià)量表
采用王美萍和張文新(2007)修訂的家庭適應(yīng)與親合評(píng)價(jià)量表測(cè)量親子親合。該量表包括父子和母子親合兩個(gè)分量表,均有相同的10 道題目。采用5 點(diǎn)計(jì)分,1 表示“從不”,5 表示“總是”,得分越高表示親子關(guān)系越好。在以往關(guān)于親子親合的研究中,該問卷具有較好的信度和效度(趙景欣,楊萍,馬金玲,黃翠翠,2016)。在本研究中,父子親合分量表T1 和T2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.75、0.71;母子親合分量表T1 和T2的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.61、0.70。
2.2.2 留守兒童安全感問卷
采用廖傳景等人(2015)編制的留守兒童安全感問卷。該問卷共26 道題目,包括人際自信、安慰感知、應(yīng)激掌控、自我接納、生人無畏5 個(gè)維度。采用5 點(diǎn)計(jì)分,1 表示“非常符合”,5 表示“非常不符合”,得分越高表示被試的安全感越高。在以往的研究中,該問卷被廣泛應(yīng)用,并具有良好的信度和效度(韓黎等,2019)。在本研究中,該量表T1 和T2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.89、0.92。
采用SPSS20.0 和AMOS23.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析與處理,通過重復(fù)測(cè)量方差分析、相關(guān)分析、潛變量結(jié)構(gòu)方程模型和多群組分析檢驗(yàn)交叉滯后模型及性別差異。
在收集數(shù)據(jù)后,采用Harman 單因子的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,兩次測(cè)查的數(shù)據(jù)中特征根大于1 的因子分別為12 個(gè)、9 個(gè),第一個(gè)因子分別解釋了總變異的16.54%、21.17%,均低于臨界值40%,表明本研究中的共同方法偏差不明顯。
以測(cè)查時(shí)間(包括T1 和T2)為被試內(nèi)變量,性別為被試間變量,親子親合為因變量,進(jìn)行2×2的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),測(cè)查時(shí)間的主效應(yīng)顯著,F(xiàn)(1,283)=17.59,p<0.001,η,T1 的親子親合顯著高于T2 的親子親合;性別的主效應(yīng)不顯著,F(xiàn)(1,283)=0.45,p=0.501;時(shí)間和性別的交互作用不顯著,F(xiàn)(1,283)=0.31,p=0.576。
以測(cè)查時(shí)間(包括T1 和T2)為被試內(nèi)變量,性別為被試間變量,安全感為因變量,進(jìn)行2×2 的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),測(cè)查時(shí)間的主效應(yīng)不顯著,F(xiàn)(1,283)=3.67,p=0.056;性別的主效應(yīng)顯著,F(xiàn)(1,283)=7.75,p=0.008,η,其中男生的安全感水平顯著高于女生;時(shí)間和性別的交互作用不顯著,F(xiàn)(1,283)=0.13,p=0.735。
兩次測(cè)量的父子親合、母子親合與安全感的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)矩陣見表1。相關(guān)分析結(jié)果顯示,兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)的父子親合、母子親合與安全感之間相關(guān)顯著,并且同時(shí)性和繼時(shí)性相關(guān)均顯著。
表1 兩次測(cè)量留守初中生安全感與親子親合各維度的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣
參照van Lier 等(2012)的分析程序,以性別為控制變量,通過建立4 個(gè)模型來檢驗(yàn)縱向追蹤數(shù)據(jù)的交叉滯后關(guān)系,各模型的擬合結(jié)果見表2。模型1(M1)為基線模型,只有父子親合、母子親合與安全感的自回歸模型;模型2(M2)在M1 的基礎(chǔ)上,增加父子親合、母子親合對(duì)安全感的預(yù)測(cè)路徑;模型3(M3)在M1 的基礎(chǔ)上,增加安全感對(duì)父子親合、母子親合的預(yù)測(cè)路徑;模型4(M4)在M1 的基礎(chǔ)上,增加父子親合、母子親合與安全感的交叉滯后路徑。進(jìn)一步的模型比較結(jié)果表明,模型4 具有更好的擬合效果和穩(wěn)定性。因此采用交叉滯后模型(M4)來檢驗(yàn)父子親合、母子親合與安全感的縱向關(guān)系。
表2 農(nóng)村留守初中生親子親合與安全感的交叉滯后模型比較
模型4 的結(jié)果表明:(1)T1 安全感能顯著正向預(yù)測(cè)T2 母子親合(β=0.14,p=0.016),也能顯著正向預(yù)測(cè)T2 父子親合(β=0.17,p=0.004);(2)T1父子親合能顯著正向預(yù)測(cè)T2 安全感(β=0.16,p=0.030),但T1 母子親合對(duì)T2 安全感的預(yù)測(cè)作用不顯著(見圖1)。
圖1 親子親合與安全感的交叉滯后回歸分析圖
為檢驗(yàn)農(nóng)村留守初中生親子親合與安全感間相互關(guān)系的性別差異,采用多組比較的方法對(duì)上述模型進(jìn)行性別差異檢驗(yàn)。首先設(shè)置各路徑系數(shù)自由估計(jì),得到模型M5;接著設(shè)定男女路徑系數(shù)相等的等同估計(jì)模型M6,并將M5 與M6 進(jìn)行比較。結(jié)果顯示,M5 擬合良好(χ2=155.02,df=114,CFI=0.98,TLI=0.96,SRMR=0.06,RMSEA=0.04),M6 擬合情況也良好(χ2=176.16,df=121,CFI=0.97,TLI=0.96,SRMR=0.06,RMSEA=0.04),但M5 顯著比M6 對(duì)數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果更好(Δχ2=21.14,Δdf=7,p=0.004),表明農(nóng)村留守初中生親子親合與安全感之間的關(guān)系存在性別差異。
接著,對(duì)農(nóng)村留守初中男生和女生的交叉滯后模型各個(gè)路徑系數(shù)進(jìn)行性別差異檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn):T1 母子親合→T2 母子親合、T1 父子親合→T2 父子親合、T1 父子親合→T2 安全感這3 條路徑在男生和女生中的臨界比率值范圍為1.98~3.21,均大于1.96,表明這三條路徑存在顯著性別差異。
最后,將存在顯著差異的路徑進(jìn)行自由估計(jì),差異不顯著的路徑限定系數(shù)等值,得到模型M7,該模型整體擬合良好:χ2=158.36,df=117,CFI=0.98,TLI=0.97,SRMR=0.06,RMSEA=0.04。農(nóng)村留守初中男生和女生的交叉滯后模型詳見圖2、圖3,結(jié)果表明:(1)從T1 到T2,女生(β=0.48,p<0.001)比男生(β=0.34,p<0.001)有更穩(wěn)定的母子親合;(2)從T1 到T2,女生(β=0.60,p<0.001)比男生(β=0.29,p<0.001)有更穩(wěn)定的父子親合;(3)T1 父子親合顯著正向預(yù)測(cè)T2 安全感,這一關(guān)系僅在男生中顯著(β=0.29,p<0.001)。
圖2 農(nóng)村留守初中男生親子親合與安全感的交叉滯后模型
圖3 農(nóng)村留守初中女生親子親合與安全感的交叉滯后模型
重復(fù)測(cè)量方差分析結(jié)果顯示,親子親合的時(shí)間主效應(yīng)顯著,并且在一年間存在顯著下降的發(fā)展趨勢(shì)。這與以往研究結(jié)果一致,如石偉、張進(jìn)輔和黃希庭(2004)的研究發(fā)現(xiàn)親子關(guān)系具有年級(jí)效應(yīng),初一學(xué)生的親子關(guān)系顯著優(yōu)于初二學(xué)生??赡艿脑蚴牵撼踔猩淖晕乙庾R(shí)和認(rèn)知不斷發(fā)展并愈加想脫離父母控制,加上留守初中生的家長(zhǎng)由于與孩子分離不能及時(shí)體察這種身心變化,容易激發(fā)親子矛盾,惡化親子關(guān)系。
研究結(jié)果顯示安全感的時(shí)間主效應(yīng)不顯著,表明安全感呈現(xiàn)一定的跨時(shí)間穩(wěn)定性。安全感作為個(gè)體基本心理需求,表現(xiàn)為個(gè)體對(duì)內(nèi)外部環(huán)境的一種穩(wěn)定要求,因此具有相對(duì)穩(wěn)定性(于世剛,2011)。此外,安全感的性別主效應(yīng)顯著,男生的安全感要顯著高于女生。根據(jù)性別角色理論(Helgeson,2005),女性在被忽視環(huán)境中更容易感知到危險(xiǎn),并表現(xiàn)出焦慮、擔(dān)憂以及更低的控制感、確定感和自信心(廖傳景等,2015)。因此農(nóng)村留守初中女生作為“弱勢(shì)群體中的弱勢(shì)群體”,其安全感顯著低于男生。
研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),農(nóng)村留守初中生最初的安全感可以顯著正向預(yù)測(cè)一年后的親子親合(父子親合、母子親合)。這與以往研究結(jié)果一致(Tian et al.,2019),并且符合內(nèi)部加工模型,即個(gè)體早期與主要撫養(yǎng)者形成的認(rèn)知表征可能會(huì)影響其隨后的人際關(guān)系。農(nóng)村留守初中生形成低安全感的認(rèn)知表征,就可能形成不良的親子依戀,從而影響其親子關(guān)系。安莉娟等(2004)也指出高安全感個(gè)體具有高水平的接納和自我認(rèn)同,而低安全感個(gè)體則表現(xiàn)出較強(qiáng)的自卑心理和敵對(duì)情緒,在處理人際關(guān)系時(shí)容易產(chǎn)生矛盾。因此,低安全感的留守初中生更加焦慮且不自信,不利于形成和諧的人際關(guān)系,其中影響最直接的就是其與父母的關(guān)系。
本研究發(fā)現(xiàn),最初的父子親合可以顯著正向預(yù)測(cè)農(nóng)村留守初中生一年后的安全感,這也符合Krampe(2009)的觀點(diǎn)。Krampe 認(rèn)為高品質(zhì)的父子關(guān)系是一種積極的心理狀態(tài),有利于孩子的心理發(fā)展。父親與孩子建立親密情感聯(lián)系有助于促進(jìn)孩子使用積極的情緒調(diào)節(jié)策略(吳國(guó)來,鐘瓊瑤,陳韓清,2014),而有效的情緒調(diào)節(jié)又是影響個(gè)體安全感的重要因素(王玉龍等,2016)。農(nóng)村留守初中生與父親的關(guān)系越好,越容易建立積極的外部人際關(guān)系,同時(shí)也能感知到更多的積極情緒及外在支持,進(jìn)而獲得較高的安全感。然而,母子親合卻不能預(yù)測(cè)隨后的安全感,可能的原因是:相對(duì)于母子親合,父子親合與安全感的關(guān)系更為密切,更容易對(duì)農(nóng)村留守初中生的安全感產(chǎn)生重要影響。相關(guān)實(shí)證研究支持了本研究結(jié)果:兒童認(rèn)知功能及社會(huì)表現(xiàn)與父親養(yǎng)育的相關(guān)顯著高于母親養(yǎng)育(張光珍,王桑,梁宗保,鄧慧華,2019);與單獨(dú)和母親居住的孩子相比,與父親單獨(dú)居住的孩子表現(xiàn)出更好的適應(yīng)性功能(Fritzell,G?hler,& Fransson,2020)。從進(jìn)化心理學(xué)角度來看,在傳統(tǒng)家庭中,父親是家庭經(jīng)濟(jì)支柱及權(quán)威的代表,而父子親合則象征著父親能夠給予孩子更多的物質(zhì)、經(jīng)濟(jì)、照料等資源投入(Macon,Tamis-LeMonda,Cabrera,& McFadden,2017),使得孩子的基本需求和安全需求被滿足。這對(duì)于留守在家且缺乏資源的農(nóng)村初中生而言尤為重要(Shao,Zhang,Ren,Xiao,& Zhang,2018),因此,相對(duì)于母子親合,父子親合能夠給農(nóng)村留守初中生帶來更大的安全感。
本研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村留守初中生父子親合對(duì)安全感的預(yù)測(cè)關(guān)系存在性別差異,主要表現(xiàn)為:農(nóng)村留守初中男生的父子親合能顯著正向預(yù)測(cè)一年后的安全感,但這一關(guān)系在女生中不顯著。造成這一結(jié)果的原因可能有二:其一,親子關(guān)系中的同性二元模式認(rèn)為,相比于異性別的孩子,父母與孩子的親密度對(duì)同性別孩子的影響更大(Butler & Shalit-Naggar,2008;Lovas,2005)。例如,Barber 和Delfabbro(2000)發(fā)現(xiàn)父子沖突對(duì)男孩社會(huì)適應(yīng)的負(fù)面影響要顯著大于父女沖突對(duì)女孩社會(huì)適應(yīng)的影響。因此,對(duì)于農(nóng)村留守初中男生而言,與父親具有良好親子關(guān)系所產(chǎn)生的積極作用遠(yuǎn)大于女生,即父子關(guān)系越好的農(nóng)村留守初中男生,其隨后的安全感也越高。其二,正如本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),相較于男生,農(nóng)村留守初中女生具有更低的安全感,再加上安全感具有相對(duì)穩(wěn)定性、不易受短時(shí)間內(nèi)某單一因素的影響而發(fā)生改變這一特點(diǎn)(于世剛,2011),導(dǎo)致農(nóng)村留守初中女生形成了一種更低且更不易改變的安全感狀態(tài)。而這種狀態(tài)的形成,除與親子關(guān)系有關(guān)外,還可能受其固有留守經(jīng)歷、個(gè)性特點(diǎn)、同伴關(guān)系、學(xué)校適應(yīng)等因素影響(柴喚友等,2016;張春陽(yáng),徐慰,2020;朱丹,2009),因此對(duì)于農(nóng)村留守初中女生而言,想要提升其安全感水平,單純只從改善親子關(guān)系角度著手是不夠的。
本研究并未發(fā)現(xiàn)農(nóng)村留守初中生安全感對(duì)親子親合(父子親合、母子親合)預(yù)測(cè)作用上的性別差異。換言之,無論男生還是女生,最初的安全感均能顯著預(yù)測(cè)一年后的親子親合(父子親合、母子親合),可能的原因是:安全感是個(gè)體與主要撫養(yǎng)者在長(zhǎng)期互動(dòng)中形成的一種較為穩(wěn)定的認(rèn)知表征,這種認(rèn)知表征一旦形成,就對(duì)于個(gè)體處理人際關(guān)系產(chǎn)生重要作用(徐斐,孫時(shí)進(jìn),2019;Bowlby,1973)。對(duì)于不同性別的農(nóng)村留守初中生而言,具有更高的安全感均有助于其良好親子關(guān)系的發(fā)展。
本研究仍具有一定局限性。首先,本研究的縱向數(shù)據(jù)僅來自兩個(gè)測(cè)量時(shí)間點(diǎn),只能解釋農(nóng)村留守初中生親子親合與安全感的作用方向,未能深入探討其動(dòng)態(tài)變化關(guān)系,未來研究應(yīng)考慮更多頻次的縱向研究。其次,本研究?jī)H探討了親子親合與安全感間的直接聯(lián)系,未來研究可以深入揭示其內(nèi)在作用機(jī)制。
(1)農(nóng)村留守初中生親子親合隨時(shí)間的發(fā)展具有下降趨勢(shì),而安全感相對(duì)穩(wěn)定;(2)農(nóng)村留守初中生安全感與親子親合相關(guān)顯著;(3)農(nóng)村留守初中生安全感可以正向預(yù)測(cè)親子親合,父子親合對(duì)安全感的正向預(yù)測(cè)作用僅在留守男生中顯著。