張 碩 蔡雪斌 鄧旭陽(yáng) 趙 馨

(1 揚(yáng)州大學(xué)心理健康教育中心，揚(yáng)州 225002) (2 揚(yáng)州大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，揚(yáng)州 225002)(3 東南大學(xué)心理健康教育中心，南京 211189)

1 引言

青少年階段是兒童向成人過(guò)渡的關(guān)鍵時(shí)期，在此階段充滿了各種競(jìng)爭(zhēng)和壓力，比如課業(yè)負(fù)擔(dān)、人際挑戰(zhàn)、家庭期待等。如何使青少年在面對(duì)困難或經(jīng)歷逆境時(shí)更具有適應(yīng)性，是當(dāng)今時(shí)代的父母和教育者普遍關(guān)注的問(wèn)題。心理復(fù)原力的發(fā)展源于對(duì)危機(jī)應(yīng)對(duì)的探討，是指?jìng)€(gè)體能夠從挫折、困難和挑戰(zhàn)中盡快恢復(fù)并進(jìn)行積極調(diào)整的能力（Wang et al., 2017）。具有良好心理復(fù)原力的個(gè)體能夠在遇到消極事件時(shí)發(fā)現(xiàn)有效的問(wèn)題解決辦法，并從中獲取更多的處事能力和人生經(jīng)驗(yàn)（Song et al., 2019），從而保持積極健康的良好心態(tài)，增強(qiáng)自身的幸福感（劉慧瀛 等, 2017; Wang et al.,2020）。心理復(fù)原力的保護(hù)因素包括內(nèi)部和外部?jī)蓚€(gè)方面，其中內(nèi)部因素主要包含了個(gè)體的人格特質(zhì)、心理能力和自我效能等；外部因素包含了個(gè)人所在的家庭、學(xué)校和社會(huì)的支持等（Aydogdu et al., 2017）。因此，對(duì)青少年的心理復(fù)原力進(jìn)行研究具有十分重要的意義，不僅可以拓展青少年的身心健康發(fā)展理論，也可以為在實(shí)踐中探索如何幫助個(gè)體建立和健全內(nèi)外保護(hù)性因子，引導(dǎo)個(gè)體利用已有條件去化解困境和危機(jī)提供思路。

根據(jù)家庭系統(tǒng)理論，家庭因素對(duì)個(gè)體的心理和行為具有非常重要且直接的影響（Cox & Paley,1997），其中家庭功能是指家庭系統(tǒng)中的行為規(guī)則、應(yīng)對(duì)外在刺激的有效性以及家庭成員間的人際溝通、情感聯(lián)結(jié)、角色表現(xiàn)等功能（Sell et al.,2021）。有研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能會(huì)影響心理復(fù)原力的發(fā)展（Dong et al., 2021）。良好的家庭功能作為青少年成長(zhǎng)的外部保護(hù)因子，不僅能夠給予個(gè)體信任感，使個(gè)體體驗(yàn)到足夠的社會(huì)支持（Lu et al.,2017），還會(huì)使個(gè)體更傾向于采取積極的應(yīng)對(duì)方式（Cui et al., 2022），更有信心解決學(xué)習(xí)工作中的各種問(wèn)題，從而提升其心理復(fù)原力水平。相反，經(jīng)常性地體驗(yàn)不良家庭功能的青少年，會(huì)更容易習(xí)得處理各種外在刺激的暴力態(tài)度和行為（譚曉雪,陳君, 2021），容易陷入消極情緒（劉曉鳳 等,2020），無(wú)法采取行之有效的問(wèn)題解決辦法（Xuan et al., 2018），而暴力行為（劉國(guó)艷 等, 2022）、消極情緒（Guo et al., 2020）、消極應(yīng)對(duì)方式（蔡雪斌 等, 2018）等，是個(gè)體心理復(fù)原力的負(fù)向預(yù)測(cè)因子，其進(jìn)而影響個(gè)體從挫折中有效恢復(fù)的能力。因此，本研究提出假設(shè)1：家庭功能對(duì)青少年的心理復(fù)原力存在正向預(yù)測(cè)作用。

復(fù)原力作用模型（Connell et al., 1994）認(rèn)為，環(huán)境因素能夠通過(guò)改變個(gè)人特質(zhì)影響心理復(fù)原力，進(jìn)而影響個(gè)體的行為。自我控制是個(gè)體自主性地調(diào)控自身不合理的想法、情感及行為，控制沖動(dòng)以達(dá)到某種活動(dòng)目標(biāo)的能力（Tornquist &Miles, 2019），是實(shí)現(xiàn)自我調(diào)節(jié)的先決條件（de Ridder et al., 2012）。而社會(huì)認(rèn)知理論（Bandura,1978）認(rèn)為，自我調(diào)節(jié)是以個(gè)體所處的社會(huì)環(huán)境為基礎(chǔ)，并受到此環(huán)境的影響從而進(jìn)行自我激發(fā)的過(guò)程，在這一過(guò)程中，積累的經(jīng)驗(yàn)及獲得的自我效能感等積極特質(zhì)（袁言云 等, 2020）將有助于個(gè)體心理復(fù)原力的提升，即自我控制對(duì)心理復(fù)原力產(chǎn)生正向預(yù)測(cè)作用。有研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能與兒童自我控制能力的發(fā)展密切相關(guān)，積極的教養(yǎng)方式、良好的家庭凝聚力和靈活性能夠有效提升兒童的自我控制能力（Gomes & Gouveia-Pereira, 2020;Shen et al., 2018）。而當(dāng)父母對(duì)子女的保護(hù)和控制越多，子女越難抑制對(duì)新異刺激的感覺(jué)尋求，從而難以控制自己的情緒和行為反應(yīng)（李文福 等,2021; Liu et al., 2018）。因此，本研究提出假設(shè)2：自我控制在家庭功能與青少年心理復(fù)原力之間起中介作用。

不同性別個(gè)體在家庭功能、自我控制的預(yù)測(cè)關(guān)系之間可能會(huì)有不同的表現(xiàn)，有研究發(fā)現(xiàn)，性別的自我控制表現(xiàn)差異明顯，男生的自我控制能力顯著低于女生（Botchkovar et al., 2015; Shoenberger &Rocheleau, 2017）。社會(huì)性別角色理論認(rèn)為，男女生感知父母對(duì)自己的態(tài)度和行為傾向以及面對(duì)突發(fā)事件時(shí)的應(yīng)對(duì)方式存在差異，這在一定程度上導(dǎo)致了兩性心理社會(huì)適應(yīng)的差異性（Eagly, 2009）。研究發(fā)現(xiàn)，相比于女生，父母拒絕的教養(yǎng)方式等家庭因素對(duì)男生的作用更為明顯（賴燕群 等,2021），且當(dāng)面對(duì)負(fù)性生活事件時(shí)，男生更易采取欺負(fù)行為等向外引導(dǎo)的應(yīng)對(duì)方式，而女生更易采取向內(nèi)引導(dǎo)的應(yīng)對(duì)模式（Hamama & Hamama-Raz,2021）。加之女生在社會(huì)互動(dòng)中投注的精力比男生多，并在此過(guò)程中獲得較多的同伴支持（Diaconu-Gherasim & Duca, 2018），因而家庭對(duì)男生實(shí)施的管教也越多。對(duì)于男生群體而言，良性的家庭溝通模式與和諧的親子關(guān)系會(huì)隨著家庭功能的提升而進(jìn)一步發(fā)展，進(jìn)而更好地幫助男生在解決問(wèn)題時(shí)采取更為積極的應(yīng)對(duì)方式，其問(wèn)題行為的發(fā)生會(huì)呈現(xiàn)更為明顯的下降趨勢(shì)（遲新麗 等, 2021）。因此，本研究推測(cè)，相比于女生，家庭功能對(duì)男生群體自我控制的影響更為明顯?；诖?，本研究提出假設(shè)3：性別在家庭功能對(duì)自我控制的路徑上起調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群隨機(jī)抽樣的方法對(duì)浙江、山東、河北省四所初中、高中學(xué)校進(jìn)行抽樣。共發(fā)放問(wèn)卷1000 份，收集有效問(wèn)卷957 份，有效率為95.7%。其中，男生432 人，女生525 人，平均年齡為14.83±1.89 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 家庭功能評(píng)定量表

采用鄒泓等（2010）修訂的家庭功能評(píng)定量表（Family Assessment Device, FAD）中的家庭功能總體評(píng)定量表，該分量表為單一維度，共包含6 個(gè)題目。采用5 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明家庭功能越好。在本研究中，該分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.893。

2.2.2 自我控制量表

采用譚樹(shù)華和郭永玉（2008）修訂的自我控制量表（Self-Control Scale, SCS），包含沖動(dòng)控制、健康習(xí)慣、抵制誘惑、專注工作和節(jié)制娛樂(lè)5 個(gè)維度，共包含19 個(gè)題目。采用5 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明自我控制越好。在本研究中，各分量表與總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.613～0.879 之間。

2.2.3 心理復(fù)原力量表

采用Yu 和Zhang（2007）修訂的心理復(fù)原力量表（Connor-Davidson Resilience Scale, CDRISC），包含韌性、毅力、樂(lè)觀3 個(gè)維度，共包含25 個(gè)題目。采用5 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明心理復(fù)原力越好。在本研究中，各分量表與總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.660～0.875 之間。

2.3 施測(cè)程序

以班級(jí)為單位進(jìn)行施測(cè)，每班由兩名心理學(xué)專業(yè)研究生及被試所在學(xué)校的心理教師共同擔(dān)任主試，測(cè)試前進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)，施測(cè)班級(jí)的班主任與學(xué)生均充分了解測(cè)試的相關(guān)要求與注意事項(xiàng)。施測(cè)前，主試宣讀問(wèn)卷指導(dǎo)語(yǔ)。施測(cè)時(shí)間約為25 分鐘，完成問(wèn)卷后由主試現(xiàn)場(chǎng)收回。運(yùn)用SPSS18.0 和Amos24.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差分析

采取Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差效應(yīng)的檢驗(yàn)。共抽取10 個(gè)特征根大于1 的公共因子，第一個(gè)因子解釋的總方差變異量為21.1%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)（劉紅云, 2019），說(shuō)明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 相關(guān)分析

對(duì)家庭功能、自我控制、心理復(fù)原力以及性別進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果如表1 所示。家庭功能與自我控制、心理復(fù)原力呈顯著正相關(guān)，自我控制與心理復(fù)原力呈顯著正相關(guān)。

表 1 各變量的相關(guān)關(guān)系（r）

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以家庭功能為預(yù)測(cè)變量，自我控制為中介變量，心理復(fù)原力為結(jié)果變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型（圖1）。經(jīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)各擬合指標(biāo)均良好，χ2=215.88，df=70，RMSEA=0.05，CFI=0.98，NNFI=0.97。根據(jù)劉紅云（2019）的建議，采用偏差校正的百分位Bootstrap 法，抽取3000 次樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自我控制在家庭功能和心理復(fù)原力間起部分中介作用，ab=0.15，SE=0.02，95%CI=[0.11, 0.19]。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為：0.34×0.44/(0.34×0.44+0.29)=34.1%。

圖 1 自我控制在家庭功能和心理復(fù)原力之間的中介作用

3.4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析在家庭功能、自我控制和心理復(fù)原力的關(guān)系中是否存在性別差異，使用跨組比較的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先分別對(duì)男生組和女生組建立基線模型，對(duì)模型的擬合程度進(jìn)行評(píng)價(jià)，擬合結(jié)果見(jiàn)表2，顯示滿足跨組比較的條件。

在此基礎(chǔ)上，采用Hung 與Petrick（2012）推薦的多群組路徑系數(shù)不變性檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)群組中某條路徑回歸系數(shù)的恒等性。總體思路為：在將結(jié)構(gòu)相同模型中所有的因子載荷和路徑系數(shù)全部限定相等的前提下，釋放其中某一條回歸路徑，如果模型前后出現(xiàn)顯著差異，則說(shuō)明差異正是由這條路徑所導(dǎo)致的，即男生組和女生組在該回歸路徑上存在差異。首先以檢驗(yàn)性別在“家庭功能→自我控制”路徑上的調(diào)節(jié)作用為例，實(shí)施步驟為：（1）建立結(jié)構(gòu)模式相同模型，設(shè)為模型1，男、女兩組的模型結(jié)構(gòu)相同；（2）基于模型1，將男、女兩組模型的所有因子載荷和路徑系數(shù)全部限定相等，設(shè)為模型2；（3）基于模型2，移除“家庭功能→自我控制”系數(shù)相等的限定，設(shè)為模型3。通過(guò)嵌套模型比較，計(jì)算模型2 和3 之間的卡方值變化及其顯著性，以此來(lái)判斷男女兩組樣本路徑系數(shù)之間是否存在差異。繼而使用相同方法檢驗(yàn)其他路徑在男女兩組上的系數(shù)恒等性。

男生組和女生組的路徑系數(shù)恒等性檢驗(yàn)結(jié)果，顯示路徑“家庭功能→自我控制”（Δχ2=5.49,p＜0.05）上存在顯著差異，表明性別調(diào)節(jié)了中介效應(yīng)的前半段路徑，即家庭功能和自我控制的關(guān)系中存在性別差異，RMSEA 降低0.0002，CFI 提高0.0008；分別釋放“家庭功能→心理復(fù)原力”（Δχ2=0.35, p＞0.05）、“自我控制→心理復(fù)原力”（Δχ2=0.20,p＞0.05）后的模型 Δχ2均不顯著，RMSEA 均提高0.0002，CFI 均降低0.0001，兩組被試的模型見(jiàn)圖2 和圖3。結(jié)果表明，中介效應(yīng)前半段的路徑系數(shù)在性別上存在一定程度的差異，具體表現(xiàn)為：男生的家庭功能對(duì)自我控制的影響要大于女生。Bootstrap 再抽樣法（3000 次）的結(jié)果表明，男生（ab=0.19, SE=0.03, 95%CI=[0.14,0.24]）和女生（ab=0.12, SE=0.02, 95%CI=[0.08, 0.16]）的自我控制在家庭功能和心理復(fù)原力的關(guān)系中均起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值分別為41.20%和29.79%。總體而言，自我控制在家庭功能和心理復(fù)原力間起部分中介作用，且性別在家庭功能對(duì)自我控制的影響中起到一定程度的調(diào)節(jié)作用。

表 2 自我控制對(duì)家庭功能與心理復(fù)原力關(guān)系中介結(jié)構(gòu)方程模型的男生、女生組的擬合指數(shù)

進(jìn)一步簡(jiǎn)單斜率分析發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)圖4）：對(duì)于男生而言，隨著家庭功能的提高，自我控制顯著提高（β=0.37, t=7.51, p＜0.001），而對(duì)于女生，隨著家庭功能水平的上升，這種提高趨勢(shì)較為平緩（β=0.24, t=5.96, p＜0.001），表明家庭功能對(duì)男生的自我控制影響更大。

圖 2 男生組模型

圖 3 女生組模型

圖 4 性別在家庭功能和自我控制之間的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 家庭功能對(duì)青少年心理復(fù)原力的影響

研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能顯著正向預(yù)測(cè)青少年心理復(fù)原力，這與以往研究結(jié)果一致（Viskovi? &Ljubeti?, 2019）。在家庭功能發(fā)揮良好的環(huán)境中，成員之間情感聯(lián)系密切，親子溝通順暢，青少年的個(gè)性、獨(dú)立、自尊、社會(huì)情感、人際溝通等得到良好的發(fā)展（賴燕群 等, 2021）。青少年可以有效感受到來(lái)自家庭的溫暖支持和積極肯定，感知到自己擁有更多的資源和能力，更善于情緒調(diào)節(jié)，能在面對(duì)壓力、逆境或危機(jī)時(shí)采取積極的應(yīng)對(duì)方式（王秋英 等, 2020），心理復(fù)原力水平得以提升。

4.2 自我控制在家庭功能和心理復(fù)原力之間的中介作用

研究發(fā)現(xiàn)，自我控制在家庭功能與心理復(fù)原力之間起到中介作用。高自我控制水平的個(gè)體沖動(dòng)性較低，善于將注意力從消極方面轉(zhuǎn)移到積極方面，能更好地從壓力、挫折中得以恢復(fù)，社會(huì)適應(yīng)性更好（Gillespie et al., 2018; Sosa & dos Santos,2019），自身的心理復(fù)原力水平較高。相反，自我控制能力較低的青少年在處理環(huán)境壓力和應(yīng)對(duì)沖動(dòng)方面表現(xiàn)不佳，他們無(wú)法有效地將注意力從即時(shí)的沖動(dòng)滿足轉(zhuǎn)移到長(zhǎng)遠(yuǎn)的效益實(shí)現(xiàn)上，因此，他們更有可能表現(xiàn)出攻擊性和破壞性行為，難以從逆境和困境中有效恢復(fù)（Liang et al., 2018; van Prooijen et al., 2018）。

家庭功能在很大程度上影響青少年自我控制能力的形成和發(fā)展，這一結(jié)果與前人研究保持一致（趙寶寶 等, 2018）。家庭功能良好，青少年會(huì)更愿意與父母進(jìn)行互動(dòng)，從家庭提供的支持中學(xué)習(xí)并回應(yīng)父母合理的要求，如抑制不當(dāng)行為和集中注意力等（Olson et al., 2005），從而提高個(gè)體的自我控制水平。良好的家庭功能一方面可以為青少年提供溫暖的情感氛圍（Molina & Schmidt,2020），使之保有對(duì)生活的樂(lè)觀和韌性狀態(tài)，有助于青少年對(duì)挫折的理性認(rèn)知和從容應(yīng)對(duì)；另一方面可以為青少年在應(yīng)對(duì)困境時(shí)提供實(shí)質(zhì)性的支持和幫助，青少年自身也在解決危機(jī)事件的過(guò)程中獲得適應(yīng)社會(huì)的各項(xiàng)技能，增強(qiáng)心理復(fù)原力水平（曾天德 等, 2020）。而當(dāng)父母采用縱容或懲罰性等教養(yǎng)方式導(dǎo)致家庭功能不良時(shí)，青少年可能會(huì)產(chǎn)生情感過(guò)度喚起，反而會(huì)削弱個(gè)體的注意控制，使其難以控制自己的情緒和行為反應(yīng)（Liu et al., 2018），從而抑制個(gè)體自我控制的發(fā)展，在遇到困境和挫折時(shí)更容易產(chǎn)生沖動(dòng)行為，心理復(fù)原力水平較低，這也說(shuō)明了自我控制在家庭功能與心理復(fù)原力之間的中介作用。

4.3 性別的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)中介效應(yīng)模型比較的結(jié)果，家庭功能對(duì)自我控制的路徑體現(xiàn)出了性別差異。社會(huì)性別角色理論認(rèn)為，男女生在對(duì)家庭功能的感知上存在差異，一定程度上導(dǎo)致了心理社會(huì)適應(yīng)上的差異，例如男生對(duì)父母拒絕教養(yǎng)方式的感知程度高于女生（莫林桂 等, 2021）。同時(shí)，不同性別的個(gè)體調(diào)節(jié)不良情緒的方式存在差異，主要表現(xiàn)為男生傾向于采用欺負(fù)、攻擊等行為發(fā)泄不良情緒，而女生具有更好的同理心和包容性，更傾向于內(nèi)化負(fù)面情緒（Thomassin et al., 2019），因此，家庭對(duì)青少年時(shí)期的男生采取的管教較多（孫琰, 王美芳, 2020）。在兒童時(shí)期，家庭環(huán)境對(duì)個(gè)體發(fā)展起著最為重要的影響，但是青春期后發(fā)生父母去分化現(xiàn)象，學(xué)?；蛲槿后w開(kāi)始發(fā)揮重要作用（Rose et al., 2016）。女生在青春期階段比男生更加注重社交，她們可以在同伴之間獲得更多的人際支持和情感溫暖，進(jìn)而弱化父母對(duì)其態(tài)度的影響（Yu et al., 2012）。隨著同伴在情感支持層級(jí)上取得優(yōu)勢(shì)，家庭功能已不再是增強(qiáng)女生自控能力的最有效因素，而男生在此方面的變化較為緩慢。由此看來(lái)，相比于女生，男生群體的家庭功能對(duì)自我控制的影響更為顯著。

4.4 研究意義與不足

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能能夠通過(guò)自我控制這一中介路徑對(duì)青少年心理復(fù)原力間接發(fā)揮作用，而性別能夠調(diào)節(jié)家庭功能對(duì)自我控制的影響。這也提醒教育者和廣大家長(zhǎng)，在青少年心理復(fù)原力的培養(yǎng)方面需要采取有效措施提升家庭功能的作用，同時(shí)針對(duì)不同性別制定個(gè)性化的干預(yù)方案，以此增強(qiáng)青少年的自我控制水平，進(jìn)而提高其心理復(fù)原力水平。

本研究仍存在一些不足。本研究使用了自陳量表，研究過(guò)程可能會(huì)受到被試反應(yīng)偏差如社會(huì)贊許效應(yīng)的影響。進(jìn)一步的研究可以采取實(shí)驗(yàn)?zāi)M等方式，多領(lǐng)域、多角度、多視野地采集更多的真實(shí)反應(yīng)。另外，本研究屬于橫斷研究，無(wú)法進(jìn)行確切而嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬P(guān)系推斷，今后研究可用縱向設(shè)計(jì)加以彌補(bǔ)。

5 結(jié)論

（1）家庭功能顯著正向預(yù)測(cè)青少年心理復(fù)原力；（2）家庭功能通過(guò)自我控制對(duì)青少年心理復(fù)原力產(chǎn)生影響；（3）相比于女生，家庭功能對(duì)男生群體的自我控制影響更大。