孫洪蕊 柳銘心 張興利,3 周晨浩,4 刁雅欣,3 包乃麗,3

(1 中國(guó)科學(xué)院行為科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室（中國(guó)科學(xué)院心理研究所），北京 100101) (2 中國(guó)兒童中心，北京 100035) (3 中國(guó)科學(xué)院大學(xué)心理學(xué)系，北京 100049) (4 首都師范大學(xué)心理學(xué)院，北京 100048)

1 引言

自主支持（autonomy support）是指父母鼓勵(lì)孩子做出自我認(rèn)可的決定和選擇的一種教養(yǎng)方式（Deci & Ryan, 1987），具體表現(xiàn)為承認(rèn)孩子的觀點(diǎn)和感受，提供做出選擇的機(jī)會(huì)，盡可能提供有意義的指導(dǎo)并在引入規(guī)則或選擇時(shí)做出有意義的解釋，減少控制性語(yǔ)言和行為，如負(fù)罪感、愛(ài)的撤回等（Fousiani et al., 2014; Joussemet et al., 2008;Vasquez et al., 2016）。自主支持是自我決定理論（self-determination theory）框架中的重要概念。自我決定理論認(rèn)為人具有積極地成長(zhǎng)和自我調(diào)節(jié)的傾向，自主是人類的基本需求之一（Deci & Ryan,2000）。作為一種教養(yǎng)方式，自主支持更強(qiáng)調(diào)培養(yǎng)孩子的意志感和心理自由（即感覺(jué)自己有意志，是自己行為的來(lái)源），而不僅僅是培養(yǎng)孩子的獨(dú)立性（Fousiani et al., 2014; Soenens et al., 2007）。

國(guó)內(nèi)外諸多研究表明，父母是青少年社會(huì)化的重要媒介（Pinquart, 2017），父母自主支持與青少年積極社會(huì)適應(yīng)有正向關(guān)系（唐芹 等, 2013; 吳妮妮, 姚梅林, 2013; Bean & Northrup, 2009; Duineveld et al., 2017; Vasquez et al., 2016），與內(nèi)外化問(wèn)題行為有負(fù)向關(guān)系（陳云祥 等, 2018; 鄧林園 等, 2019;李若璇 等, 2019; van der Giessen et al., 2014）。青少年社會(huì)適應(yīng)指?jìng)€(gè)體在與社會(huì)環(huán)境的交互作用中，通過(guò)順應(yīng)環(huán)境、調(diào)控自我或改變環(huán)境，最終達(dá)到與社會(huì)環(huán)境保持和諧、平衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系，是個(gè)體在社會(huì)生活中的心理、社會(huì)協(xié)調(diào)狀態(tài)的綜合反映（鄒泓 等, 2015）。它是一個(gè)多維概念且涉及多個(gè)領(lǐng)域，比如自我適應(yīng)、人際適應(yīng)、行為適應(yīng)、環(huán)境適應(yīng)等，評(píng)估體系還需從積極和消極兩種狀態(tài)對(duì)社會(huì)適應(yīng)狀況進(jìn)行評(píng)價(jià)，因?yàn)榉e極適應(yīng)和消極適應(yīng)并非完全對(duì)立，良好的社會(huì)適應(yīng)狀況是高水平的積極適應(yīng)和低水平的消極適應(yīng)的綜合反映（鄒泓 等, 2012）。

已有研究發(fā)現(xiàn)母親的自主支持可以顯著促進(jìn)青少年社會(huì)適應(yīng)能力的發(fā)展（Soenens &Vansteenkiste, 2005）。來(lái)自縱向追蹤研究的結(jié)果也發(fā)現(xiàn)母親早期自主支持教養(yǎng)行為可以間接影響子女青春期社會(huì)適應(yīng)能力的發(fā)展（Matte-Gagné et al.,2015）。前人研究多以父母或母親自主支持為研究出發(fā)點(diǎn)，鮮少考察父親在其中的作用，因此，本研究希望考察父親和母親的自主支持對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響機(jī)制，并進(jìn)一步探討父親母親自主支持的不同組合模式對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)發(fā)展的影響。

自主支持教養(yǎng)條件下的青少年會(huì)擁有更多獨(dú)立解決問(wèn)題的機(jī)會(huì)，得到更多的傾聽(tīng)和尊重，因此會(huì)形成更積極的自我認(rèn)知和評(píng)價(jià)（Bean &Northrup, 2009），從而具有更高的自尊（彭順 等,2021; 張景煥 等, 2013; Deci & Ryan, 1995）。自尊（self-esteem）是個(gè)體在社會(huì)化過(guò)程中形成的對(duì)自我價(jià)值的情感體驗(yàn)和評(píng)價(jià)（潘穎秋, 2015）。良好的自尊作為青少年重要的內(nèi)部心理資源，不僅能促進(jìn)其更好的社會(huì)適應(yīng)（鐘瓊瑤 等, 2017），而且在應(yīng)對(duì)威脅和壓力時(shí)起到保護(hù)和調(diào)節(jié)作用，同時(shí)也是接受和調(diào)動(dòng)社會(huì)支持的前提（Ambriz et al.,2012）。已有研究發(fā)現(xiàn)，高自尊是成年人社會(huì)適應(yīng)最強(qiáng)的預(yù)測(cè)因子（Neely-Prado et al., 2019）。而低自尊與青少年社交焦慮顯著相關(guān)（張亞利 等, 2019），而且是吸煙、酗酒，以及手機(jī)、網(wǎng)絡(luò)成癮等不良適應(yīng)行為的重要預(yù)測(cè)因素（Hale et al., 2015; Sariyska et al., 2014）。由此，本研究將探查自尊在父母自主支持與青少年社會(huì)適應(yīng)之間是否存在中介作用。

綜上所述，本研究探討了青少年父母自主支持的發(fā)展特點(diǎn)、父母雙親自主支持與青少年社會(huì)適應(yīng)之間的關(guān)系模式及其可能的中介機(jī)制，為家庭如何促進(jìn)青少年的社會(huì)適應(yīng)提供實(shí)證支持。

2 研究方法

2.1 被試

采取方便取樣的方法，對(duì)山東省無(wú)棣縣6所中小學(xué)進(jìn)行施測(cè)（1所高中、3所初中、2所小學(xué)）。共1981人完成問(wèn)卷作答，其中93份問(wèn)卷因答題時(shí)間少于150秒或明顯作答不認(rèn)真而被剔除，最終有效被試1888名，有效率95.3%。其中男生882人（46.7%），女生1006人（53.3%）。農(nóng)村學(xué)生1225人（64.9%），縣城學(xué)生663人（35.1%）。六年級(jí)259人（13.7%）、初一355人（18.8%）、初二370人（19.6%）、初三473人（25.1%）、高一243人（12.9%）、高二188人（10.0%），平均年齡為14.59±1.53歲。樣本中父親、母親受教育水平在大專及以上者分別占11.4%和8.2%，高中及高中未畢業(yè)者占20.8%和16.2%，初中及初中未畢業(yè)者占54.7%和45.5%，小學(xué)及小學(xué)未畢業(yè)者占13.1%和30.1%。

2.2 研究工具

2.2.1 父母自主支持量表

采用Wang等（2007）修訂的父母自主支持量表，共12個(gè)項(xiàng)目。量表采用1（“完全不符合”）到5（“完全符合”）的5點(diǎn)計(jì)分，量表得分為所有項(xiàng)目得分平均值，得分越高代表父母自主支持水平越高。在本研究中父親和母親自主支持量表的Cronbach’s α系數(shù)分別是0.93和0.91。

2.2.2 自尊量表

采用Rosenberg編制的自尊量表（Self-Esteem Scale, SES）中文版（汪向東 等, 1999），共10個(gè)項(xiàng)目。量表采用1（“完全不同意”）到4（“完全同意”）的4點(diǎn)計(jì)分，其中5個(gè)題目反向計(jì)分，即3、5、8、9、10題。量表得分為所有項(xiàng)目得分平均值，得分越高說(shuō)明自尊水平越高。由于第8題在理解上存在文化差異，有研究者建議將其刪除（田錄梅, 2006），且在本研究中其修正后的項(xiàng)目與總計(jì)相關(guān)性為0.28（小于0.5），故刪除第8題。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.88。

2.2.3 青少年社會(huì)適應(yīng)狀況評(píng)估問(wèn)卷

采用鄒泓等（2012）修訂的青少年社會(huì)適應(yīng)狀況評(píng)估問(wèn)卷，共50個(gè)項(xiàng)目，分為自我適應(yīng)（自我肯定、自我煩擾）、人際適應(yīng)（親社會(huì)傾向、社會(huì)疏離）、行為適應(yīng)（行事效率、違規(guī)行為）、環(huán)境適應(yīng)（積極應(yīng)對(duì)、消極退縮）4個(gè)領(lǐng)域，共8個(gè)維度。每個(gè)領(lǐng)域中的兩個(gè)維度分別測(cè)量個(gè)體的積極適應(yīng)和消極適應(yīng)，可以提取出二階因子積極適應(yīng)和消極適應(yīng)。采用1（“完全不符合”）到5（“完全符合”）的5點(diǎn)計(jì)分。消極適應(yīng)維度全部采用反向計(jì)分，各維度得分為相應(yīng)項(xiàng)目得分平均值。本研究中各維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.80～0.94之間。

2.3 數(shù)據(jù)收集與分析

本研究采用問(wèn)卷星施測(cè)。使用SPSS23.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，利用其PROCESS v3.3組件的Model 4進(jìn)行多元回歸分析，采用偏差校正的百分位Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，重復(fù)抽樣5000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)結(jié)果

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于自我報(bào)告，可能存在共同方法偏差。在數(shù)據(jù)收集過(guò)程中，采用匿名方式進(jìn)行作答，以及部分項(xiàng)目使用反向計(jì)分進(jìn)行控制。數(shù)據(jù)收集完成后對(duì)變量進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)。因素分析共提取出16個(gè)特征根大于1的因子，第一個(gè)公因子的方差解釋率為29.16%，低于臨界值40%。因此，本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 青少年父母自主支持的特點(diǎn)

父親和母親自主支持在年級(jí)上的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差如表1所示。為了進(jìn)一步考察父母自主支持的影響因素，將生源地（農(nóng)村、縣城）、年級(jí)（六年級(jí)至高二）作為組間變量，父母作為組內(nèi)變量，對(duì)自主支持得分進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析，效應(yīng)量采用η2p估計(jì)（鄭昊敏 等, 2011; Lakens, 2013）。

表1 青少年父母自主支持的描述性統(tǒng)計(jì)（M±SD）

結(jié)果顯示，生源地對(duì)自主支持的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(5, 1876)=1.39，p=0.238，η2p=0.001。年級(jí)對(duì)自主支持的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(5, 1876)=5.70，p＜0.001，η2p=0.015。父母對(duì)自主支持的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 1876)=28.26，p＜0.001，η2p=0.015，父親自主支持顯著高于母親自主支持。生源地、年級(jí)與父母對(duì)自主支持的交互效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(5,1876)=0.87，p=0.501。生源地與父母對(duì)自主支持的交互效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 1876)=0.42，p=0.515。年級(jí)與父母對(duì)自主支持的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn)(5,1876)=3.22，p＜0.01，η2p=0.009。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，小學(xué)六年級(jí)（p＜0.001）、初一（p＜0.001）、初二（p＜0.001）年級(jí)的青少年感受到的父親自主支持顯著高于母親自主支持，初三（p=0.148）、高一（p=0.529）、高二（p=0.999）年級(jí)的青少年感受到的父親和母親間自主支持無(wú)顯著差異。此外不同年級(jí)的青少年之間感受到的母親自主支持存在顯著差異（p＜0.001），小學(xué)六年級(jí)的青少年感受到的母親自主支持顯著高于初一（p=0.003）、初二（p=0.001）和初三（p=0.030）的青少年，高二的青少年感受到的母親自主支持顯著高于初一（p＜0.001）、初二（p＜0.001）、初三（p＜0.001）和高一（p=0.014）的青少年；不同年級(jí)的青少年之間感受到的父親自主支持存在顯著差異（p＜0.001），小學(xué)六年級(jí)的青少年感受到的父親自主支持顯著高于初一（p=0.008）、初二（p＜0.001）、初三（p＜0.001）和高一（p=0.013）的青少年，高二的青少年感受到的父親自主支持顯著高于初一（p=0.030）、初二（p=0.004）、初三（p=0.002）和高一（p=0.037）的青少年。見(jiàn)圖1。

圖1 不同年級(jí)青少年感受到的父母自主支持

3.3 父母自主支持的不同組合模式下青少年社會(huì)適應(yīng)發(fā)展結(jié)果

采用中位數(shù)分割法（Tan & Goldberg, 2009），把父親、母親自主支持分別劃分為高分組和低分組，并進(jìn)行四種不同組合：第1組，雙低組；第2組，父高母低組；第3組，父低母高組；第4組，雙高組。方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在自尊、社會(huì)適應(yīng)的自我、人際、行為、環(huán)境四領(lǐng)域及積極適應(yīng)、消極適應(yīng)這些變量上，自主支持不同組合的主效應(yīng)都顯著。事后檢驗(yàn)結(jié)果表明第4組顯著大于1、2、3組，2、3組顯著大于第1組，2、3組間無(wú)顯著差異（見(jiàn)表2）。

表2 四種父母自主支持模式下的青少年社會(huì)適應(yīng)發(fā)展（M±SD）

3.4 青少年社會(huì)適應(yīng)、自尊與父母自主支持的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示（見(jiàn)表3）：父親、母親自主支持與青少年社會(huì)適應(yīng)總分，及自我適應(yīng)、人際適應(yīng)、行為適應(yīng)、環(huán)境適應(yīng)的四個(gè)領(lǐng)域發(fā)展均顯著正相關(guān)；與積極適應(yīng)顯著正相關(guān)，與消極適應(yīng)顯著負(fù)相關(guān)。自尊也與青少年社會(huì)適應(yīng)總分，及自我適應(yīng)、人際適應(yīng)、行為適應(yīng)、環(huán)境適應(yīng)的四個(gè)領(lǐng)域發(fā)展均顯著正相關(guān)；與積極適應(yīng)顯著正相關(guān)，與消極適應(yīng)顯著負(fù)相關(guān)。

表3 青少年社會(huì)適應(yīng)、自尊與父母自主支持的相關(guān)分析表

3.5 自尊的中介作用

在控制生源地、年級(jí)、性別、父親和母親受教育水平條件下，使用SPSS中PROCESS v3.3組件的Model 4進(jìn)行多元回歸分析，結(jié)果表明母親、父親自主支持對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β母親=0.18,p＜0.001; β父親=0.14,p＜0.001），自尊對(duì)社會(huì)適應(yīng)具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=0.63,p＜0.001）（見(jiàn)表4）。

表4 中介模型的回歸分析（標(biāo)準(zhǔn)化）

對(duì)自尊在母親、父親自主支持與青少年社會(huì)適應(yīng)之間的中介效應(yīng)進(jìn)行分析表明，自尊在母親自主支持對(duì)社會(huì)適應(yīng)影響中的間接效應(yīng)為 0.16，且其Bootstrap 95%置信區(qū)間不包含0，表明自尊在母親自主支持與社會(huì)適應(yīng)之間的中介效應(yīng)顯著。自尊在父親自主支持對(duì)社會(huì)適應(yīng)影響中的間接效應(yīng)為0.14，且其在父親自主支持與社會(huì)適應(yīng)之間的中介效應(yīng)也顯著（見(jiàn)表5）。

表5 中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)青少年感知到父親和母親自主支持發(fā)展趨勢(shì)一致，均表現(xiàn)出先下降后上升的趨勢(shì)，初一初二時(shí)期，父母自主支持水平降低，可能由于在小學(xué)階段父母以控制行為為主，而孩子進(jìn)入初中以后父母沒(méi)有及時(shí)調(diào)整自己的教養(yǎng)方式，給予青少年的自主支持不足；也有可能是因?yàn)榍嗌倌赀M(jìn)入青春期，自我意識(shí)增強(qiáng)，親子矛盾增多（De Goede et al., 2009），青少年感知父母的自主支持能力減弱。這也提醒父母應(yīng)特別重視此階段青少年的成長(zhǎng)，一個(gè)人從童年期到青少年期會(huì)經(jīng)歷很多生理和心理的變化，父母必須及時(shí)調(diào)整自己的教養(yǎng)方式（王麗, 傅金芝, 2005），給予青少年更多的自主支持，以促進(jìn)其健康發(fā)展。進(jìn)入高中后，父母自主支持水平呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，原因可能是本次調(diào)查的高中是寄宿學(xué)校，青少年離開(kāi)家以后得到更多自主的機(jī)會(huì)，而且父母也逐漸認(rèn)識(shí)到培養(yǎng)青少年自主性的重要性（Rogers et al.,2020），從而達(dá)到供需更加平衡的狀態(tài)。

本研究發(fā)現(xiàn)，小學(xué)六年級(jí)以及初一、初二年級(jí)的青少年感知到父親自主支持顯著高于母親的自主支持，這跟西方國(guó)家研究結(jié)果是不一致的（Duineveld et al., 2017）?？赡苡捎谖幕町?，在中國(guó)還是以“男主外，女主內(nèi)”傳統(tǒng)模式居多，母親關(guān)注和參與孩子的生活學(xué)習(xí)更多，對(duì)孩子的管教行為也更多，所以相對(duì)于父親，青少年與母親的沖突更多（方曉義, 董奇, 1998）；而父親雖然可能與孩子的接觸時(shí)間少，但是由于現(xiàn)代父親育兒觀念及方式的轉(zhuǎn)變，孩子對(duì)父親的心理親近感很高（李曉珊, 2017）。本研究還發(fā)現(xiàn)在高中階段，父親和母親自主支持間沒(méi)有顯著差異，可能是此次調(diào)查的高中學(xué)生在學(xué)校居住，與父母接觸時(shí)間少，所以對(duì)父母之間的差異感受不敏感。

本研究結(jié)果表明，父親、母親自主支持水平越高，青少年自尊水平越高，總體社會(huì)適應(yīng)能力，以及在自我適應(yīng)、人際適應(yīng)、行為適應(yīng)、環(huán)境適應(yīng)四個(gè)領(lǐng)域內(nèi)都有更好的表現(xiàn)，而且青少年在積極適應(yīng)方面發(fā)展越好，其消極適應(yīng)方面的問(wèn)題越少。這說(shuō)明自主支持不論來(lái)自于父親還是母親，對(duì)青少年的成長(zhǎng)都是有益的。本研究結(jié)果很好地支持了自我決定理論，父母的自主支持使青少年體驗(yàn)到自己是行為的發(fā)起者，激發(fā)了他們的內(nèi)在動(dòng)機(jī)；面對(duì)父母的建議或指導(dǎo)時(shí)，他們也會(huì)有一個(gè)更開(kāi)放的心態(tài)，更有可能去接受，并將父母的價(jià)值觀內(nèi)化并融合到自己內(nèi)心中，從而表現(xiàn)出更多的積極行為（Ryan & Deci, 2000）。而如果青少年感覺(jué)自己行為是被控制的，他們更有可能通過(guò)違抗和不服從父母來(lái)捍衛(wèi)他們的自主性（van Petegem et al., 2015）。

本研究發(fā)現(xiàn)能得到父親和母親兩種高自主支持的青少年在社會(huì)適應(yīng)各維度及自尊的發(fā)展上顯著好于其他3組，這說(shuō)明高父親自主支持和高母親自主支持產(chǎn)生了積極的累加效應(yīng)。此結(jié)果與以往研究一致（Vasquez et al., 2016）。一項(xiàng)對(duì)36篇有關(guān)父母自主支持研究文獻(xiàn)的元分析發(fā)現(xiàn)，能得到父親和母親雙重自主支持的青少年學(xué)業(yè)成就及心理健康發(fā)展更好（Vasquez et al., 2016）。此結(jié)果在其他領(lǐng)域得到一定的研究支持。一項(xiàng)考察育兒風(fēng)格的研究也發(fā)現(xiàn)，父母雙方都采用權(quán)威型教養(yǎng)方式的青少年表現(xiàn)出較少的偏差行為（如逃學(xué)、攻擊行為、偷盜和物質(zhì)使用）、較低的抑郁得分以及較高的學(xué)校投入（如學(xué)校興趣、師生關(guān)系、作業(yè)完成度等）（Simons & Conger, 2007），而且父母參與水平對(duì)兒童的學(xué)校適應(yīng)的影響也有類似效應(yīng)（Tan & Goldberg, 2009）。所以在青少年的成長(zhǎng)之路上，父親和母親最好都能參與進(jìn)來(lái)，并給予青少年自主支持。

本研究還發(fā)現(xiàn)父親和母親自主支持不僅可以直接促進(jìn)青少年社會(huì)適應(yīng)，還可以通過(guò)提高自尊間接促進(jìn)其發(fā)展，與假設(shè)一致。這是由于青少年感知到的自主支持有助于構(gòu)建一個(gè)連貫的自我意識(shí)，有較高的自我價(jià)值感，能夠?qū)ψ约旱膽B(tài)度、情感以及評(píng)價(jià)保持肯定，進(jìn)而有助于形成高水平的自尊（彭順 等, 2021; Deci & Ryan, 1995）。而具有較高自尊水平的青少年在自我肯定、親社會(huì)傾向、行事效率、積極應(yīng)對(duì)等方面發(fā)展得更好，個(gè)體能夠通過(guò)不斷地學(xué)習(xí)、與他人交往來(lái)提升自己的社會(huì)適應(yīng)能力（鐘瓊瑤 等, 2017）。

本研究的理論和應(yīng)用價(jià)值主要有以下幾點(diǎn)。自主支持這種教養(yǎng)方式可以提高青少年自尊及社會(huì)適應(yīng)，有利于青少年的成長(zhǎng)，值得推廣學(xué)習(xí)。根據(jù)自主支持的年級(jí)發(fā)展特點(diǎn)，家長(zhǎng)要及時(shí)調(diào)整教養(yǎng)方式。本研究還綜合考慮父親和母親自主支持作用并發(fā)現(xiàn)，對(duì)青少年來(lái)說(shuō)，父親和母親自主支持可以相互補(bǔ)償，所以一定要重視父親的作用，鼓勵(lì)父親更多地參與青少年的成長(zhǎng)。本研究仍存在一些不足，首先在取樣上，樣本均來(lái)自縣城和農(nóng)村，雖然樣本量較大，但相對(duì)同質(zhì)，還需在其他樣本中進(jìn)一步驗(yàn)證。其次，本研究中父母自主支持均由青少年報(bào)告，但青少年感知到的自主支持與父母實(shí)際提供的自主支持間是否有差異，還需進(jìn)一步探討。

5 結(jié)論

（1）青少年感知到父親和母親自主支持發(fā)展趨勢(shì)一致，均表現(xiàn)出先下降后上升的趨勢(shì)，并在初二時(shí)期出現(xiàn)拐點(diǎn)。（2）父親和母親的自主支持與青少年自尊及社會(huì)適應(yīng)各領(lǐng)域的發(fā)展均呈正相關(guān)，而且父親和母親自主支持的作用不僅具有累加效應(yīng)，還可以相互補(bǔ)償。（3）自尊在父、母自主支持和社會(huì)適應(yīng)之間均起部分中介作用。