余益兵 于家偉 李艷如 杜宜展

(1 廣西師范大學教育學部，桂林 541004) (2 廣西高校認知神經科學與應用心理重點實驗室，桂林 541004) (3 閩南師范大學教育科學學院，漳州 363000) (4 廣州科技職業(yè)技術大學學生處，廣州 510550)

1 引言

缺乏社會支持被認為是抑郁癥狀持續(xù)的重要原因（Gladstone et al., 2007）。社會支持是個體在需要時從家庭、朋友和重要他人處實際獲得或領悟到的幫助（Thoits, 2011）。與實際獲得的社會資源不同，領悟社會支持評估的是個體對外界支持的期望和感受，它對心理壓力的緩沖作用更強（Cohen & Wills, 1985; Hartley & Coffee, 2019），對個體持續(xù)健康更有益（Barrera, 2000）。研究發(fā)現(xiàn)，領悟社會支持不僅可以顯著預測農村留守兒童的積極情緒，還可以緩解社交焦慮對其產生的不利影響（李夢龍 等, 2020）。此外，不同年齡階段個體所依賴的社會支持來源及其作用各有差異。例如，對于兒童和青少年而言，父母是最重要的社會支持來源，而成年人和老年人則更多地依賴配偶（Gariépy et al., 2016）。同類研究也發(fā)現(xiàn)，來自家人和朋友而非重要他人的社會支持與抑郁癥狀呈顯著負相關（Ioannou et al., 2019）。盡管兩種支持來源都能對兒童發(fā)展產生重要影響，但其影響大小可能取決于二者參與兒童生活的頻率（葉子, 龐麗娟, 1999）。由此推論，父母外出打工以后，農村留守兒童對來自家庭或朋友支持的主觀感受會有所不同。一方面，中國傳統(tǒng)文化非常注重家庭歸屬感和家庭關系。即使留守兒童很難得到外地父母實際的工具性支持，但父母對孩子的情感牽掛始終都在（吳重涵, 戚務念, 2020）。另一方面，父母外出工作以后，家庭的冷清氛圍使得留守兒童更傾向于尋求朋友的支持（范興華等, 2013）。那么，家庭支持和朋友支持是否與留守兒童抑郁癥狀存在顯著關聯(lián)？若存在，二者所起作用的強度和方向是否有所不同？鑒于此，有必要深入探究留守兒童不同來源社會支持與抑郁之間的關系模式。

關于社會支持與抑郁二者關系的方向性，目前還存在不同的觀點。社會支持的主效應模型或壓力-緩沖模型均傾向于將社會支持視為抑郁的保護性因素，即高水平的社會支持不但能預測較低的問題行為，還能保護個體免受壓力事件的致病性影響（Cohen & Hoberman, 1983; Windle, 1992）。針對青少年群體的追蹤研究也發(fā)現(xiàn)，個體15 歲時擁有強有力的朋友支持可以降低青春期后期罹患抑郁癥狀的風險，即便是那些曾經遭受過童年期情感忽視的青少年也是如此（Glickman et al.,2021）。在一項隨機對照實驗中，與對照組相比，那些被隨機安排與志愿者建立朋友關系的慢性抑郁癥患者其1 年后的癥狀得到了明顯改善或消失（Harris et al., 1999）。與此相對，抑郁的人際關系理論則認為，抑郁癥患者所表現(xiàn)出來的消極自我認知、抱怨、被動依賴、過度尋求安慰、不合適宜的自我表露、尋求消極反饋以及社交退縮等特征，可能會導致社會支持的流失（Coyne, 1976）。Stice 等（2004）的實證研究發(fā)現(xiàn)，青少年期的抑郁癥狀能顯著預測2 年后對朋友支持感知的下降。近期研究也發(fā)現(xiàn)，抑郁會導致青少年感知同伴支持而非教師支持的減少（Ren et al., 2018）。也有研究者認為領悟社會支持與抑郁之間可能存在雙向預測關系（Lazarus & Folkman, 1984）。盡管國內外學者曾探討過父母/朋友支持對青少年抑郁的影響（田錄梅 等, 2012; 趙景欣 等, 2008; Rueger et al., 2016），但鑒于橫斷研究設計存在的方法學局限，二者之間的因果關系有待深入探究。

綜上所述，本研究采用縱向追蹤研究方法，對農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的相互關系進行交叉滯后分析，以期為理解農村留守兒童抑郁的關聯(lián)因素及其早期預防提供實證支持和理論指導。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣方法，以班級為單位對河南省某農村中學6～9 年級留守兒童進行間隔4個月的兩次追蹤調查。2018 年9 月（T1）進行第一次施測，獲得有效被試201名（男103人，女98人），2019 年1 月（T2）進行第二次測試，獲得有效被試172人。另有29名被試因轉學、請假等原因未參與第二次測試，被試流失率為14.43%。卡方檢驗及獨立樣本t檢驗結果表明，有效樣本與流失樣本在性別（χ2=0.62,p＞0.05）、年級（χ2=2.49,p＞0.05）、領悟家庭支持（t=1.32,p＞0.05）、領悟朋友支持（t=0.69,p＞0.05）及抑郁（t=-0.87,p＞0.05）上均不存在顯著差異，說明被試流失為非結構化流失。由此，通過匹配T1、T2 期間均保持留守狀態(tài)獲得159名被試（男80人，女79人；6 年級35人，7 年級45人，8 年級39人，9 年級40人）作為最終樣本進行數(shù)據分析，平均年齡為13.10±1.39 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 領悟社會支持量表

采用Zimet 等（1988）編制，黃麗等（1996）翻譯修訂的中文版多維領悟社會支持量表（Multidimensional Scale of Perceived Social Support,MSPSS）。該量表用來評估個體感知到的來自家庭、朋友及重要他人支持的程度，分維度各4 題，共12 題。采用7 點計分，分數(shù)越高，代表領悟支持水平越高。本研究選取領悟家庭支持與領悟朋友支持兩個維度，兩次測量的領悟家庭支持的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.71 和0.80，領悟朋友支持的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.78 和0.78。

2.2.2 簡版流調中心抑郁量表

采用Andresen 等（1994）修訂，章婕等（2010）翻譯的簡版流調中心抑郁量表（Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CESD-10），共10 題，包括抑郁情緒、積極情緒和軀體癥狀3個因子。采用4 點計分，對量表中的兩個項目進行反向計分，總分越高代表抑郁癥狀越多。國內研究發(fā)現(xiàn)，該量表能有效用于青少年群體的抑郁癥狀篩查（楊文輝 等, 2015）。本研究中兩次測量的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.77 和0.82。

2.3 研究程序與數(shù)據處理

經學生家長及教師同意后，由訓練有素的心理學專業(yè)研究生當堂發(fā)放問卷、當場收回并整理歸檔。采用SPSS23.0 進行描述性統(tǒng)計分析，使用Mplus8.3 進行交叉滯后分析和模型比較。

第七，要充分發(fā)揮水價的經濟杠桿作用，通過建立合理的水價形成機制促進節(jié)約用水，促進水資源利用效率和效益的提高。

2.4 共同方法偏差檢驗

采取 Harman 單因素檢驗法，將所有測驗項目作為觀測指標構建單因子潛變量模型進行驗證性因素分析。結果發(fā)現(xiàn)模型的擬合指標較差（χ2/df=2.59, RMSEA=0.10, CFI=0.49, TLI=0.46,SRMR=0.11），說明共同方法偏差并不明顯。

3 結果

3.1 農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的描述統(tǒng)計

以性別（男、女）、年級（6、7、8、9）為組間變量，以測量時間（T1、T2）為組內變量，以領悟家庭支持、領悟朋友支持、抑郁為結果變量進行多因素重復測量方差分析。結果表明（見表1），在領悟家庭支持方面，時間和年級的交互作用顯著[F(3, 151)=2.70,p=0.048, η2p=0.05]。簡單效應分析顯示，9 年級留守兒童的領悟家庭支持得分隨時間上升，并在T2 時顯著高于7 年級的領悟家庭支持水平。在領悟朋友支持方面，年級的主效應顯著[F(3, 151)=2.93,p=0.036,=0.06]，6 年級、9 年級留守兒童的領悟朋友支持水平顯著高于7 年級。在抑郁方面，年級的主效應顯著[F(3, 151)=3.85,p=0.011, η2p=0.07]，7 年級、8 年級和9 年級留守兒童的抑郁水平顯著高于6 年級。此外，時間和性別的交互作用顯著[F(1, 151)=4.46,p=0.036, η2p=0.03]，女生的抑郁水平隨時間上升，并在T2 時顯著高于男生。其他主效應及交互作用均不顯著。

表1 農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的描述統(tǒng)計結果（M±SD）

3.2 農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的相關分析

相關分析結果顯示（見表2），無論從同時性還是延時性角度看，三組變量兩兩之間均達到中等及以下的顯著相關。其中T1、T2 的抑郁與領悟家庭支持、領悟朋友支持均顯著負相關（r=-0.18～-0.39,p＜0.05），T1、T2 的領悟家庭支持與領悟朋友支持均顯著正相關（r=0.29～0.55,p＜0.001），說明變量間存在跨時間的穩(wěn)定性。此外，由于性別和年級為類別變量，這里將二者進行虛擬編碼后分別考察其與抑郁和領悟社會支持的相關性。將女生編碼為1，男生編碼為0，結果發(fā)現(xiàn)性別與T2 的領悟家庭支持（r=-0.19,p＜0.05）呈顯著負相關，與T2 的抑郁（r=0.17,p＜0.05）呈顯著正相關。將6 年級編碼為1，其他年級編碼為0，均值代表6 年級所占年級比例，則發(fā)現(xiàn)年級與兩個時間點的抑郁（rT1=-0.25,rT2=-0.23,p＜0.01）均呈顯著負相關。其他年級進行編碼后發(fā)現(xiàn)與各變量間相關均不顯著。

表2 農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的相關分析結果

3.3 農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的交叉滯后分析

考慮到性別、年級與領悟家庭支持及抑郁的顯著相關，將兩者作為控制變量納入模型中。同時，采用追蹤數(shù)據構建4個模型（M1、M2、M3、M4）檢驗交叉滯后關系，其中：M1 為只包含領悟家庭支持、領悟朋友支持、抑郁自回歸路徑的基線模型；M2 在M1 的基礎上增加了領悟家庭支持、領悟朋友支持對抑郁的預測路徑；M3 在M1 的基礎上增加了抑郁對領悟家庭支持、領悟朋友支持的預測路徑；M4 在M1 的基礎上增加了領悟家庭支持、領悟朋友支持與抑郁的交叉滯后模型。各模型比較發(fā)現(xiàn)（見表3），雖然M3 的擬合結果達到了可接受的范圍，但M4 有更好的擬合效果。因此，采用交叉滯后模型（M4）來描述領悟家庭支持、領悟朋友支持與抑郁的縱向關系。

表3 各模型擬合結果及其比較

交叉滯后分析結果顯示，領悟家庭支持、領悟朋友支持和抑郁三個變量在T1 到T2 中的自回歸路徑均顯著（β=0.36,p＜0.001; β=0.36,p＜0.001;β=0.53,p＜0.001）。交叉路徑顯示，T1 領悟朋友支持正向顯著預測T 2 領悟家庭支持（β=0.1 8,p=0.034）, T1 抑郁顯著負向預測T2 領悟家庭支持（β=-0.43,p=0.018）與朋友支持（β=-0.51,p=0.008）。研究結果并未發(fā)現(xiàn)T1 時間點的領悟家庭或朋友支持對T2 抑郁的顯著預測作用（β=0.01,p=0.724; β=-0.05,p=0.120），初步支持了抑郁的人際關系理論而非社會支持的主效應模型。見圖1。

圖1 農村留守兒童領悟家庭支持、朋友支持與抑郁的交叉滯后模型

4 討論

4.1 農村留守兒童領悟家庭支持、領悟朋友支持與抑郁的關系

與前人研究相一致（Stice et al., 2011），留守兒童抑郁癥狀能預測四個月之后領悟社會支持的減少，表明留守兒童的抑郁癥狀產生了對社會支持的耗損效應。根據Coyne（1976）提出的抑郁的人際關系理論，親子分離經歷所引發(fā)的留守兒童認知方式及行為特征的改變部分解釋了這種耗損效應，涉及到對于留守煩惱的消極評價（趙景欣,申繼亮, 2011）、相對剝奪感（熊猛, 劉若瑾,2020）、歧視知覺（張莉 等, 2019）等消極認知過程，他們的社交焦慮（袁博成 等, 2014）和拒絕敏感性（楊炎芳, 陳慶榮, 2017）更高，對留守經歷的獲益性解釋更少（牛更楓 等, 2019）。上述心理脆弱性不僅使留守兒童面臨人際沖突的潛在風險（Keser et al., 2020），還阻礙了其積極尋求社會支持并加劇社會支持的流失。

需要說明的是，留守兒童初始抑郁癥狀不僅預測四個月之后朋友支持的減少，還顯著預測家庭支持的降低。這一結果與本研究最初的理論預期有所不同。一般而言，除非已經建立了穩(wěn)固的友誼關系，同伴支持網絡的可替代性使得青少年對抑郁同伴的社會拒絕和排斥更為明顯，而中國家庭特別是父母親則較少嫌棄有一定心理困擾的未成年子女。留守兒童抑郁對家庭支持的耗損效應的另一種可能的解釋就是，由于農村地區(qū)心理健康教育的普及度不高，家長或監(jiān)護人對留守兒童心理困擾的敏感性不夠，使得留守兒童的抑郁癥狀難以被及時發(fā)現(xiàn)并獲得家庭成員的支持性回應，部分監(jiān)護人也可能會因為留守兒童的情緒問題而產生自責、愧疚、羞恥等負性情緒，這些都會限制家庭內部成員之間的良性互動。相對于健康青少年，抑郁青少年的父母較難以接納孩子的積極情緒，且應對策略也通常具有破壞性（Katz et al., 2014）。當然，青少年抑郁通常與焦慮、閉鎖、退縮等其他心理癥狀存在共變關系，因此也就不能排除人格失調（如述情障礙）、父母情緒調節(jié)或家庭功能失調等其他變量解釋了二者之間的實質關聯(lián)。總之，盡管還無法確知留守兒童抑郁所帶來的家庭支持耗損效應的具體機制，但本結果提示了深入探究留守兒童心理癥狀的早期識別和重建社會支持網絡的重要性。

4.2 農村留守兒童領悟朋友支持與領悟家庭支持的關系

本研究的一個發(fā)現(xiàn)是，在控制年級和性別后，T1 留守兒童領悟朋友支持顯著預測了T2 的領悟家庭支持，預示著留守兒童朋友關系對于家庭關系的反哺作用，這是與父母-同伴關系溢出理論相吻合的，該理論認為，家庭關系和同伴關系是相互影響的，二者的動態(tài)關聯(lián)通過兒童的社交焦慮、抑郁、品行問題或霸凌行為等適應不良來實現(xiàn)（Kaufman et al., 2020）?；谥袊嗌倌陿颖镜难芯恳步沂玖擞H子關系（沖突或親密）對同伴關系（接納或排斥）的溢出效應（Liu et al., 2020）。由于該研究數(shù)據源于橫斷設計，還無法排除同伴關系對親子關系的溢出效應。本研究則以農村留守兒童為樣本，通過短期追蹤數(shù)據發(fā)現(xiàn)了朋友支持對家庭支持的溢出效應，由此將家-校關系的認識向前推進了一小步：至少從個體主觀知覺的角度看，留守兒童的朋友支持增進了家庭支持，體現(xiàn)了學校人際關系改善對家庭關系的積極價值。這至少表明，青少年社會化并不是父母對同伴的持久戰(zhàn)爭；相反，這兩種重要的影響源總體上是互補而不是矛盾的（Bogenschneider et al., 1998）。相對于非留守兒童群體，父母外出以后，同齡伙伴成為留守兒童日常互動最頻繁、最主要的交往對象，積極的朋友支持有助于留守兒童發(fā)展出更健康的心態(tài)、更積極的社交融入和學業(yè)投入，從而幫助其獲得或感受到更多的家庭支持。

4.3 研究不足與展望

總體而言，本研究還存在樣本量偏小、數(shù)據來源單一、追蹤間隔短和測量次數(shù)少等明顯局限。首先，雖然被試選取自有代表性的中部地區(qū)河南省一所農村中學，但考慮到社會文化、經濟發(fā)展水平及留守兒童生存境況的地區(qū)差異，有必要進行更廣泛、更大樣本規(guī)模的抽樣調查以檢驗研究結果的穩(wěn)健性和適用性。其次，本研究僅從留守兒童作為接受者的角度報告了家庭和朋友支持水平，而社會支持的提供者及支持滿足水平也會影響個體的心理健康（Melrose et al., 2015; Norris &Kaniasty, 1996）。采用多指標多方法測量將有助于檢驗本研究結果。最后，本研究僅進行了2 批次追蹤研究。未來可采用多波數(shù)據的隨機截距交叉滯后模型分析，以便于更加精確地揭示家庭支持、朋友支持和抑郁之間的動態(tài)變化及其內在的作用機制。

5 結論

農村留守兒童抑郁會造成領悟的家庭支持和朋友支持的降低，而高質量的朋友支持則有助于增進家庭支持水平。