劉 拓 陳雪明 蘆旭蓉 楊 瑩

(1 教育部人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地天津師范大學(xué)心理與行為研究院，天津 300387)(2 天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津 300387) (3 學(xué)生心理發(fā)展與學(xué)習(xí)天津市高校社會科學(xué)實(shí)驗(yàn)室，天津 300387)(4 華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院，上海 200062)

1 引言

應(yīng)對方式是個(gè)體在面對壓力事件時(shí)所采取的用以減輕心理負(fù)擔(dān)的認(rèn)知和行為方式，是當(dāng)今應(yīng)激研究領(lǐng)域的核心課題之一（張林,車文博,黎兵,2005;Lazarus & Folkman,1984）。已有研究指出，應(yīng)對方式的選擇對于個(gè)體的心理健康及主觀幸福感的感知均起關(guān)鍵性作用（Chen,2016;Shi,Wang,Xie,Zhang,& Liu,2019）。恰當(dāng)?shù)膽?yīng)對方式可以有效幫助個(gè)體緩解自身壓力，使壓力事件得到更好的解決。在中學(xué)階段，隨著個(gè)體身心發(fā)育的逐漸成熟及其社會化程度的不斷提高，中學(xué)生不得不面臨來自家庭、學(xué)業(yè)、人際交往等多方面的壓力，而積極的應(yīng)對方式有助于中學(xué)生從這些日常壓力事件中獲得適應(yīng)性發(fā)展（李彩娜,孫翠翠,徐恩鎮(zhèn),顧嬌嬌,張慶垚,2017）。那么，哪些因素能夠促使中學(xué)生形成積極的應(yīng)對方式呢？

Bronfenbrenner（1992）的生態(tài)系統(tǒng)理論曾指出，個(gè)體的發(fā)展在很大程度上取決于其所處的環(huán)境，而家庭在個(gè)體發(fā)展進(jìn)程中扮演了至關(guān)重要的角色。中學(xué)階段是個(gè)體身心發(fā)展的重要階段，獨(dú)立意識的快速發(fā)展使中學(xué)生常處于一種與成人相抵觸的狀態(tài)中，但又尚未完全擺脫對家庭和父母的依賴（林崇德,2009）。在這一時(shí)期，父母所采取的教養(yǎng)方式對中學(xué)生的身心健康發(fā)展尤其重要。父母教養(yǎng)方式作為父母在教養(yǎng)子女的過程中所表現(xiàn)出的穩(wěn)定風(fēng)格傾向，可以在一定程度上決定青少年能否更好地應(yīng)對壓力事件，不同的父母教養(yǎng)方式可能會導(dǎo)致個(gè)體截然不同的應(yīng)對行為（Baumrind,1978;Bhattacharyya & Pradhan,2015;Koskinen Vescio,2016）。正如父母接受–拒絕理論所述，經(jīng)常被父母拒絕的個(gè)體在任何場所都會表現(xiàn)出更多的防御、敵對、攻擊等行為（Rohner & Rohner,1980）。反之，當(dāng)父母采取積極的方式教養(yǎng)子女時(shí)，其子女在遇到困難時(shí)更傾向于采用積極的應(yīng)對方式解決問題（Hong,2013;Wolfradt,Hempel,& Miles,2003）。由此可見，父母采取積極的教養(yǎng)方式養(yǎng)育子女，有利于其子女積極面對問題情境并有效處理壓力給自己帶來的負(fù)面影響。盡管父母積極教養(yǎng)方式對個(gè)體應(yīng)對方式的正向作用得到了較為一致的認(rèn)同，但現(xiàn)有研究仍無法確定這種作用是直接的還是間接的，故本研究從積極心理學(xué)的視角出發(fā)，著重探討父母積極教養(yǎng)方式與應(yīng)對方式之間關(guān)系的內(nèi)部機(jī)制，期望在父母教養(yǎng)子女的過程中起到一定的啟示作用。

除父母教養(yǎng)方式外，個(gè)體獲得的社會支持也對應(yīng)對方式有良好的預(yù)測作用（Khalid & Dawood,2020;Lin,2016;Lin et al.,2020;Lipp & O’Brien,2020;Wu et al.,2021）。社會支持是指個(gè)體與社會各方面包括家人、朋友、單位等社會人或社會組織的精神、物資方面的聯(lián)結(jié)程度，以及對于來自社會網(wǎng)絡(luò)的支持的利用程度，其中包含了主觀支持、客觀支持、支持利用度三個(gè)成分（葉悅妹,戴曉陽,2008;Chen et al.,2020）。具體而言，主觀支持是個(gè)體感知到的支持，是認(rèn)為當(dāng)自己需要時(shí)可以獲得他人同情與幫助的信念，客觀支持是個(gè)體實(shí)際得到的由他人所提供的物質(zhì)性援助（Sarason & Sarason,1985）；支持利用度則是個(gè)體對自己所擁有的社會援助與支持的利用程度。一般而言，社會支持水平較高的個(gè)體往往擁有較高的生活滿意度并能夠更好地應(yīng)對壓力事件（?evik & Y?ld?z,2017）。

另外，應(yīng)對方式還受到中學(xué)生自身因素的影響。研究表明自我效能感決定了個(gè)體在多大程度上會選擇有意義的方式應(yīng)對壓力情境（Konaszewski,Kolemba,& Niesiob?dzka,2019）。作為個(gè)體對自身是否有能力完成某行為的推測和判斷，自我效能感代表了個(gè)體對自己能夠有效克服困難的自信程度（Bandura,1977）。在面對壓力情境時(shí)，自我效能感較高的個(gè)體傾向于積極地解決問題，努力改善對自己不利的處境，而自我效能感較低的個(gè)體在克服困難時(shí)則更容易選擇放棄（Bandura & Locke,2003）。

近年來，有研究者探究了社會支持與心理壓力之間的內(nèi)部作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)在二者的關(guān)系間，自我效能感和應(yīng)對方式擔(dān)任了中介的作用，社會支持能夠很好地預(yù)測個(gè)體的自我效能感和積極應(yīng)對方式（Liu,Mo,Huang,Yu,& Liu,2020）。此結(jié)果在羅杰、崔漢卿、戴曉陽和趙守盈（2014）的研究中也有所體現(xiàn)，該研究發(fā)現(xiàn)，主觀支持可以通過促進(jìn)自我效能感的提高而促使個(gè)體形成更加積極的應(yīng)對方式，從而更好地應(yīng)對壓力事件。另外，有研究表明父母積極教養(yǎng)方式是個(gè)體社會支持水平的有效預(yù)測因素（胡軍生,滕蘭芳,王登峰,2007）。同樣，父母教養(yǎng)方式也與個(gè)體的自我效能感存在緊密聯(lián)系（Masud,Ahmad,Jan,& Jamil,2016），來自父母的愛與理解能夠促進(jìn)個(gè)體自我效能感的提高（Koskinen Vescio,2016）?；诖耍狙芯肯胍骄可鐣С峙c自我效能感在父母積極教養(yǎng)方式與應(yīng)對方式之間所起的作用。

基于前人研究基礎(chǔ)并結(jié)合中介變量所需滿足的條件，假設(shè)社會支持、自我效能感在父母積極教養(yǎng)方式與應(yīng)對方式的關(guān)系間承擔(dān)了中介的角色，故將上述變量納入總體考量，構(gòu)建中介模型，以澄清各變量間的作用機(jī)制。此外，由于社會支持三個(gè)子維度都有其獨(dú)特的特點(diǎn)，僅考慮一個(gè)總的社會支持可能會掩蓋掉其各自的獨(dú)特作用，故對中介變量社會支持進(jìn)行了更為細(xì)致的區(qū)分，根據(jù)社會支持的三個(gè)子維度（下圖中以社會支持代替）與自我效能感間是否存在預(yù)測關(guān)系構(gòu)建了潛變量鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停▓D1）和潛變量多重中介模型（圖2）。

圖1 潛變量鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)圖

圖2 潛變量多重中介模型的結(jié)構(gòu)圖

2 研究方法

2.1 被試

以方便抽樣的方法從深圳28 所中學(xué)選取了3784 名中學(xué)生（初一754 名，初二1169 名，高一914 名，高二947 名）。其中，男生1987 名，女生1797 名，平均年齡為14.6 歲，標(biāo)準(zhǔn)差為1.82 歲。6.8%的被試來自單親家庭。

2.2 研究工具

2.2.1 父母教養(yǎng)方式評價(jià)量表

父母教養(yǎng)方式評價(jià)量表的中文版由岳冬梅、李鳴杲、金魁和和丁寶坤（1993）修訂，包含父親教養(yǎng)方式和母親教養(yǎng)方式兩個(gè)分量表。其中，父親教養(yǎng)方式涉及六個(gè)維度，即情感溫暖、理解，偏愛被試，過度保護(hù)，拒絕、否認(rèn)，過分干涉，懲罰、嚴(yán)厲，共包含58 個(gè)項(xiàng)目；母親教養(yǎng)方式涉及五個(gè)維度，即情感溫暖、理解，偏愛被試，過分干涉、過度保護(hù)，拒絕、否認(rèn)，懲罰、嚴(yán)厲，共包含57 個(gè)項(xiàng)目，4 級評分（1=從不，2=偶爾，3=經(jīng)常，4=總是）。其中，情感溫暖、理解屬于積極教養(yǎng)方式，而其他各維度屬于消極教養(yǎng)方式。該量表信效度良好，總量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.93，其中，父親教養(yǎng)方式與母親教養(yǎng)方式分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.87。

2.2.2 社會支持量表

社會支持量表由葉悅妹和戴曉陽（2008）編制，該量表起初用于大學(xué)生社會支持的測量，之后將其推廣到了中學(xué)生群體，效果良好（羅杰等,2014）。該量表由主觀支持、客觀支持和支持利用度三個(gè)分量表組成，共包含17 個(gè)項(xiàng)目，5 級評分（1=不符合，2=有點(diǎn)不符合，3=不確定，4=有點(diǎn)符合，5=符合）。得分越高代表被試的社會支持水平越高。該量表信效度良好，總量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92，主觀支持、客觀支持和支持利用度三個(gè)分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.89、0.83、0.86。

2.2.3 一般自我效能感量表

一般自我效能感量表的中文版由Zhang 和Schwarzer（1995）共同修訂，包含10 個(gè)項(xiàng)目，4 級評分（1=完全不正確，2=有點(diǎn)正確，3=多數(shù)正確，4=完全正確），得分越高代表被試的自我效能感水平越高。該量表信效度良好（Zhang & Schwarzer,1995），在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89。

2.2.4 簡易應(yīng)對方式量表

簡易應(yīng)對方式量表由解亞寧（1998）編制，共包含20 個(gè)項(xiàng)目，由積極應(yīng)對方式、消極應(yīng)對方式兩個(gè)維度組成，涉及個(gè)體在日常生活中經(jīng)常采取的應(yīng)對方式，4 級評分（0=不采取，1=偶爾采取，2=有時(shí)采取，3=經(jīng)常采?。?。該量表信效度良好，總量表在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.79，其中，積極應(yīng)對方式、消極應(yīng)對方式分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.80、0.71。

2.3 研究過程及統(tǒng)計(jì)方法

研究采用上述量表對被試進(jìn)行施測，選取SPSS24.0、Mplus8.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理及潛變量中介模型的構(gòu)建。在對各量表抽取潛變量的過程中，由于父母積極教養(yǎng)方式和應(yīng)對方式項(xiàng)目較多，故采用高中負(fù)荷法（吳艷,溫忠麟,2011）來對項(xiàng)目進(jìn)行打包處理。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于使用4 個(gè)量表對同一被試群體進(jìn)行施測，容易產(chǎn)生共同方法偏差，故采用Harman 單因素檢驗(yàn)方法對其進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明共有18 個(gè)因子的特征值大于1，且第一個(gè)因子僅解釋了方差的21.37%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究的共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

由于相關(guān)矩陣是模型構(gòu)建的基礎(chǔ)，故進(jìn)行相關(guān)分析。由表1可知，父親、母親積極教養(yǎng)方式、社會支持、自我效能感、積極應(yīng)對方式間均存在不同程度的顯著正相關(guān)。而消極應(yīng)對方式與父親、母親積極教養(yǎng)方式、社會支持之間均不存在顯著相關(guān)，且與自我效能感的相關(guān)也趨近于零相關(guān)?？梢姡赣H、母親積極教養(yǎng)方式、社會支持、自我效能感均不存在與消極應(yīng)對方式的緊密聯(lián)系，故后文不再探討消極應(yīng)對方式的作用機(jī)制。

表1 變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣

3.3 潛變量中介模型的構(gòu)建與篩選

根據(jù)前人理論基礎(chǔ)及相關(guān)矩陣結(jié)果，以父母積極教養(yǎng)方式作為本研究的自變量，積極應(yīng)對方式作為因變量，社會支持、自我效能感作中介變量構(gòu)建模型。根據(jù)社會支持各子維度（主觀支持、客觀支持、支持利用度）與自我效能感間是否存在預(yù)測路徑構(gòu)建6 個(gè)潛變量中介模型，即模型1～模型6。由于模型3、模型5 中，客觀支持、支持利用度到自我效能感的路徑系數(shù)均不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，且模型1 的擬合（AIC=297500.980,BIC=297993.824,CFI=0.917,RMSEA=0.063）優(yōu)于模型2（AIC=297563.360,BIC=298049.966,CFI=0.916,RMSEA=0.063），故最終篩選出三個(gè)潛變量中介模型，即模型1、模型4、模型6。

3.4 社會支持與自我效能感的中介效應(yīng)分析

3.4.1 客觀支持、自我效能感的中介分析

以客觀支持、自我效能感為中介的模型（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)）見圖3。

圖3 以客觀支持、自我效能感為中介的多重中介模型（模型4）

模型4 擬合良好：χ2=2798.287，df=264，p<0.001，CFI=0.941，RMSEA=0.050。父母積極教養(yǎng)方式正向預(yù)測積極應(yīng)對方式、客觀支持、自我效能感（β=0.21,SE=0.025,p<0.001;β=0.61,SE=0.013,p<0.001;β=0.31,SE=0.017,p<0.001）；客觀支持、自我效能感均正向預(yù)測積極應(yīng)對方式（β=0.21,SE=0.025,p<0.001;β=0.34,SE=0.019,p<0.001）。利用ML 法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，各中介路徑的95%置信區(qū)間均不包含0，中介效應(yīng)顯著（見表2）?？陀^支持、自我效能感共解釋了總效應(yīng)的53.33%，承擔(dān)部分中介作用。

表2 客觀支持、自我效能感為中介的效應(yīng)分析

3.4.2 支持利用度、自我效能感的中介分析

以支持利用度、自我效能感為中介的模型（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)）見圖4。

圖4 以支持利用度、自我效能感為中介的多重中介模型（模型6）

模型6 擬合良好：χ2=4719.790，df=264，p<0.001，CFI=0.901，RMSEA=0.067。父母積極教養(yǎng)方式正向預(yù)測積極應(yīng)對方式、支持利用度、自我效能感（β=0.22,SE=0.020,p<0.001;β=0.36,SE=0.017,p<0.001;β=0.31,SE=0.017,p<0.001）；支持利用度、自我效能感亦均正向預(yù)測積極應(yīng)對方式（β=0.38,SE=0.020,p<0.001;β=0.30,SE=0.019,p<0.001）。利用ML 法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，各中介路徑的95%的置信區(qū)間均不包含0，中介效應(yīng)顯著（見表3）。支持利用度、自我效能感共解釋了總效應(yīng)的51.11%，承擔(dān)部分中介作用。

表3 支持利用度、自我效能感為中介的效應(yīng)分析

3.4.3 主觀支持、自我效能感的中介分析

以主觀支持、自我效能感為中介的模型（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)）見圖5。

圖5 以主觀支持和自我效能感為中介的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ停Ｐ?）

模型1 擬合良好：χ2=3928.539，df=245，p<0.001，CFI=0.917，RMSEA=0.063。父母積極教養(yǎng)方式正向預(yù)測積極應(yīng)對方式、主觀支持、自我效能感（β=0.27,SE=0.020,p<0.001;β=0.36,SE=0.016,p<0.001;β=0.26,SE=0.018,p<0.001）；主觀支持正向預(yù)測自我效能感（β=0.15,SE=0.019,p<0.001）；主觀支持、自我效能感均正向預(yù)測積極應(yīng)對方式（β=0.26,SE=0.019,p<0.001;β=0.29,SE=0.019,p<0.001）。利用ML 法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，各中介路徑的95%置信區(qū)間均不包含0，中介效應(yīng)顯著（見表4）。主觀支持、自我效能感共解釋了總效應(yīng)的41.30%，承擔(dān)部分中介作用。

表4 主觀支持、自我效能感為中介的效應(yīng)分析

4 討論

本研究從積極心理學(xué)視角出發(fā)，著重探究了父母積極教養(yǎng)方式與中學(xué)生應(yīng)對方式之間的關(guān)系，并厘清了社會支持、自我效能感在二者關(guān)系間所承擔(dān)的角色。研究結(jié)果顯示父親、母親積極教養(yǎng)方式、社會支持、自我效能感均與積極應(yīng)對方式存在不同程度的顯著正相關(guān)，且父母積極教養(yǎng)方式可在一定程度上正向預(yù)測個(gè)體的積極應(yīng)對方式，而消極應(yīng)對方式則與父親、母親積極教養(yǎng)方式均無太大關(guān)聯(lián)。

此外，為了探究社會支持各子維度在各變量關(guān)系間所起的獨(dú)特作用，將其進(jìn)行分開探討，經(jīng)過模型篩選與分析可知，社會支持、自我效能感在父母積極教養(yǎng)方式與積極應(yīng)對方式的關(guān)系間擔(dān)任了中介的角色，且社會支持的三個(gè)子維度所承擔(dān)的作用并非完全相同。具體而言，當(dāng)客觀支持與支持利用度作為中介變量時(shí)，僅潛變量多重中介模型成立，而主觀支持作為中介時(shí)則可滿足潛變量鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ汀：喲灾?，積極的父母教養(yǎng)方式有利于個(gè)體自我效能感的提高及其對于社會支持的感知與利用，而較高水平的自我效能感與社會支持亦有利于中學(xué)生積極應(yīng)對方式的形成（胡軍生等,2007;Chen et al.,2020;Liu et al.,2020;Konaszewski et al.,2019）。

另外，可從結(jié)果中推知，若想提高個(gè)體的自我效能感，并不能通過增加個(gè)體所獲得的物質(zhì)資源（客觀支持）或改變其對于支持的利用程度來實(shí)現(xiàn)。然而，通過提高個(gè)體感知到的與社會網(wǎng)絡(luò)成員之間的聯(lián)結(jié)感（主觀支持）卻可以實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，從而增加個(gè)體對自己能夠有效處理各種壓力事件的信心程度，進(jìn)而促進(jìn)個(gè)體的積極應(yīng)對。此結(jié)果與前人的研究較為一致，即個(gè)體主觀感知到的支持越強(qiáng)烈，就越確信自己可以在必要的時(shí)候獲得他人給予的幫助與支持，并相信自己能夠更好地應(yīng)對各種突發(fā)狀況，進(jìn)而在面對挫折與逆境時(shí)更加積極地應(yīng)對。此現(xiàn)象的發(fā)生可能是由于社會支持的三種成分在解釋個(gè)體的應(yīng)對行為時(shí)具有不同的預(yù)測力。社會支持作為一種應(yīng)對資源，其最簡單、有力的衡量標(biāo)準(zhǔn)即為個(gè)體是否擁有與他人之間的親密、信任關(guān)系，其效果與個(gè)體主觀感知到的支持相一致，故主觀支持比個(gè)體實(shí)際得到的物質(zhì)性援助或其對于支持的利用程度更能預(yù)測個(gè)體所采取的應(yīng)對方式。因此，個(gè)體的主觀支持比客觀支持或者支持利用度更有意義（羅杰等,2014;Aumeboonsuke,2017;Thoits,1983,1995）。

總而言之，本研究從理論上解釋了父母積極教養(yǎng)方式作用于中學(xué)生積極應(yīng)對方式的內(nèi)部作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)社會支持、自我效能感在二者的關(guān)系間擔(dān)任了中介的角色，這具有一定的理論價(jià)值。另外，研究表明父母理解子女，并給予子女溫暖有助于其子女對于支持的感知與利用及其自我效能感的提高，使其在面對困難時(shí)積極應(yīng)對，不會輕言放棄。這可以在父母教養(yǎng)子女的過程中起到一定的啟示作用。

除此之外，本研究仍存在一些不足。首先，本研究僅聚焦于父母積極教養(yǎng)方式與中學(xué)生應(yīng)對方式之間的關(guān)系探討，在后續(xù)研究中將進(jìn)一步探究父母消極教養(yǎng)方式與應(yīng)對方式間的內(nèi)部作用機(jī)制，并厘清父母積極教養(yǎng)方式與消極教養(yǎng)方式所起作用是否存在差異。其次，應(yīng)對方式可細(xì)致劃分為問題解決、求助、退避等分型，后續(xù)研究可進(jìn)一步探究何種教養(yǎng)方式會具體促進(jìn)哪種應(yīng)對方式分型的形成。

5 結(jié)論

（1）父母積極教養(yǎng)方式能夠促進(jìn)中學(xué)生積極應(yīng)對方式的形成，而與其消極應(yīng)對方式的形成無關(guān)。（2）父母積極教養(yǎng)方式對于積極應(yīng)對方式的作用并非都是直接作用，亦可通過社會支持和自我效能感構(gòu)成的中介來發(fā)揮間接作用。（3）社會支持中僅主觀支持能夠促進(jìn)個(gè)體自我效能感的提高，并進(jìn)一步推動(dòng)積極應(yīng)對方式的形成。