闞斌斌

(江蘇第二師范學院 教育科學學院,江蘇 南京 211200)

1 問題提出

中學生正值青春期,生理機能快速發(fā)育但心理發(fā)展尚未成熟,加之處于較高的升學壓力之下,心理健康狀態(tài)不容樂觀,據統計,全球20%的青少年正在遭受心理健康問題的困擾[1]。近十年來,我國青少年心理健康水平亦呈惡化趨勢,焦慮、抑郁、自我傷害、自殺意念等心理健康問題檢出率分別為27%、24%、22%、17%[2],如何科學、有效應對這一挑戰(zhàn)是需要深入探討的議題。截至2019年底,全國31個省紛紛出臺中小學心理健康教育的專門政策,以課程建設為主渠道,輔以心理主題班會、團隊活動、專家講座等多種形式,致力于保障學生心理健康[3]。

家庭與學校同是生態(tài)微系統中的重要組成部分,能夠對個體產生最直接影響[4],二者間的影響方向一致時,能夠為兒童的健康成長、學業(yè)成就、持續(xù)性發(fā)展提供合力,反之則可能產生重度的內耗[5]。家庭系統理論進一步指出,家庭作為一個整體的動態(tài)系統,任何亞系統(例如父母亞系統、親子亞系統、兄妹亞系統等)受到破壞,都會干擾其他系統的正常運行,影響家庭內青少年的心理發(fā)展[6],可見,建立和諧的家庭關系非常重要。親子關系是家庭關系的重要構成部分,同時具備自然關系和社會關系的屬性,其建立的過程亦是父母與子女在血緣和共同生活基礎之上的相互影響[7]。通常,與父母關系融洽的青少年有著更高的主觀幸福感[8]、較低的行為偏差發(fā)生率,比如吸煙、酗酒、手機成癮等概率低[9],而生活在低質量家庭關系中的青少年易因感知到冷漠、拒絕以及忽視而產生消極的心理暗示[10]。那么,親子關系影響青少年心理健康的機制是什么呢?

環(huán)境適應力是一種重要的非認知能力,高適應力的個體能更好地應對環(huán)境中的壓力,維持較為理想的心理健康水平。隨著年齡的增長,個體從家庭走向學校和社會,需要積極應對環(huán)境變化給自身帶來的挑戰(zhàn),擁有積極社會關系的個體儲備了必要的資源支持,如來自于家人、朋友、鄰居、社區(qū)成員等在情感、貨幣、時間等方面的支持,能增強個體在環(huán)境變化中應對挑戰(zhàn)的效能感和勝任力,緩沖或改善不良事件對心理健康的消極影響[11]。個體與環(huán)境的互動多以不同類型的人際關系互動為載體,非家庭關系如同伴關系、師生關系、成年期的親密關系等均在不同程度受到早期家庭關系的影響[12]。家庭是個體在發(fā)展初期最重要的場所,其內部關系的建構策略如有效地處理沖突、積極的情感交流等可能被直接或改造用以建構個體的其他人際關系,親子關系和諧的青少年通常表現出更高的社交勝任力,能將與父母形成的有效的關系處理模式延展至同伴關系和師生關系。即便是親子間的沖突,也并非絕對的消極因素,適度的沖突不但能增強個體應對事件的能力,提高社會適應性,還有助于兒童在向成人轉變過程中獲得社會責任感、積極探索自我[13]。

相較于親子關系,家長之間的關系及其對青少年的影響受到的關注較少,但其也可能影響青少年的心理健康。頻繁、高強度的家長沖突有可能破壞家庭穩(wěn)定,導致置身其中的青少年缺乏安全感,引發(fā)苦悶自卑、孤獨無助等消極感受,不利于身心健康發(fā)展[14]。隨著家長沖突的程度加劇,與其生活在一起的子女容易被卷入家長的沖突之中,誘發(fā)抑郁和焦慮等問題[15]。除了在與父母構建關系的過程中直接體驗,兒童還能從對家長關系的觀察中進行學習,如父母對關系的維護、沖突的處理等,生活在家長激烈沖突家庭的子女在面對人際沖突時更可能采取消極策略[16],這將不利于子女進一步開拓自己的社會關系并積極地尋求、吸納外部支持。基于上述分析,本文提出如下假設(分析模型如圖1所示):

圖1 分析模型

H1:家庭中的家長關系與青少年心理健康呈顯著正相關。

H2:家庭中的親子關系與青少年心理健康呈顯著正相關。

H3:青少年的環(huán)境適應力與其心理健康呈顯著正相關。

H4:家庭中的家長關系與青少年的環(huán)境適應力呈顯著正相關。

H4-1:環(huán)境適應力在家長關系對青少年心理健康的影響中起中介作用。

H5:家庭中的親子關系與青少年的環(huán)境適應力呈顯著正相關。

H5-1:環(huán)境適應力在親子關系對青少年心理健康的影響中起中介作用。

2 研究設計

2.1 數據

本文使用了中國教育追蹤調查(China Education Panel Survey,簡稱CEPS)2013—2014年數據,是由中國人民大學中國調查與數據中心設計與實施的、具有全國代表性的大型追蹤調查項目。調查以2013—2014學年為基線,將七年級和九年級兩個同期群作為調查起點,以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量,從全國隨機抽取28個縣級單位(縣、區(qū)、市)作為調查點,包括112所學校、438個班級,約2萬名學生。剔除在本文關鍵變量中存在缺失的個案后,樣本量為17 622人,女生占比為48.9%。

2.2 關鍵變量

學生的心理健康水平。CEPS采集了學生在過去一周內對于沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷等5種消極情緒的感知頻率,對其進行5點計分(1=從不;2=很少;3=有時;4=經常;5=總是)。在對題項反向計分后,學生的得分越高表示其心理健康的狀態(tài)越差。

學生的環(huán)境適應力。借鑒邢敏慧和張航的做法[17],通過以下5個問題測量學生的環(huán)境適應力,分別為“班里大多數同學對我很友好”“我認為自己很容易與人相處”“我所在的班級班風良好”“我經常參加學?；虬嗉壗M織的活動”“我對這個學校的人感到親近”。該組題項均采用4點計分的方式(1=完全不同意;2=比較不同意;3=比較同意;4=完全同意),學生得分越高表示其環(huán)境適應力越強。

學生的家庭關系。同時關注了學生家庭的家長關系和親子關系,其中,對家長關系的測量包含2個題項,分別為“父母是否經常吵架”和“父母是否關系很好”,學生需以“是”或者“否”的選項來回答題項,分別記作2分和1分。通過對第一個題項的反向計分使得兩個題項的趨勢一致,即學生的得分越高表示其家長關系越好。CEPS也包含了對親子關系的詢問:“你和媽媽的關系怎么樣”和“你和爸爸的關系怎么樣”,學生需以“不親近”“一般”“很親近”的選項進行作答,得分越高表示其與父母的關系越好。本文涉及的分組變量包括學生的性別(1=女生;0=男生)、所在年級(0=七年級;1=九年級)和戶口類型(0=農業(yè)戶口;1=非農戶口)三項。

2.3 分析方法

結構方程模型在分析多變量之間的互動關系中具有優(yōu)勢[18]。模型形式如下:

η=Bη+Γξ+ζ

(1)

X=Λxξ+δ

(2)

Y=Λyη+ε

(3)

其中,式(1)為結構方程,η是內生潛變量;ξ是外生潛變量;B是反映內生潛變量之間相互影響的路徑系數;Γ是反映外生潛變量對內生潛變量影響的路徑系數;ζ是殘差項。式(2)和式(3)分別是外生潛變量和內生潛變量的測量模型,X和Y為觀察變量組成的向量,Λx和Λy反映的是觀察變量與潛變量的關系,δ和ε為殘差項。

3 研究結果

3.1 關于青少年心理健康水平的描述性統計

從表1可知,青少年對消極情緒的感知頻率不是很高,均值集中分布在“很少”至“有時”的頻率之間,總是感知到消極情緒的學生占比均不足5%,不同群體的青少年對消極情緒的感知頻率存在顯著差異?；谛詣e的分群比較結果顯示,初中男生和女生的感知頻率顯著不同,但差異的方向并不一致,其中,女生對沮喪、不快樂和悲傷三種消極情緒的感知頻率顯著高于男生,而男生對抑郁和生活沒有意思的感知頻率顯著高于女生。隨著學生年級的提升,個體心理健康水平并未呈現漸佳趨勢,相反,無論是沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思還是悲傷的感知頻率,均是九年級學生的頻率顯著更高,突顯出加強個體心理保健意識和外部干預措施的重要性。基于戶籍類型的分群比較在諸多關于學生發(fā)展的研究中均有涉及,例如農村學生的視知覺——空間能力、推理能力等相對較弱[19]。在心理健康方面,農業(yè)戶口的學生感知到不快樂的頻率顯著高于非農戶口的學生,但與性別和年級的差異不同,不同戶籍學生的差異僅限于對不快樂的感知。

表1 不同性別、年級、戶口類型的青少年消極情緒感知頻率

3.2 路徑分析與直接作用檢驗

隨后采用Amos24.0分析結構模型中各潛變量之間的關系并對環(huán)境適應力中介效應是否存在進行檢驗,首先基于路徑分析檢驗變量間的直接作用(見圖2)。其中,觀測變量與潛變量的因子負荷系數均在1%顯著性水平下通過檢驗。家長關系的2個觀測變量MR1和MR2的標準化因子負荷分別為0.631、0.691;親子關系的2個觀測變量PCR1和PCR2的標準化因子負荷分別為0.671、0.750;環(huán)境適應力的5個觀測變量EA1、EA2、EA3、EA4和EA5的標準化因子負荷分別為0.764、0.767、0.648、0.566、0.682;心理健康的5個觀測變量MH1、MH2、MH3、MH4和MH5的標準化因子負荷分別為0.761、0.771、0.779、0.657、0.743。模型的GFI(0.972)、AGFI(0.959)、CFI(0.961)等擬合優(yōu)度指數均大于標準值0.90,表示整體模型擬合程度的RMSEA為0.050,SRMR為0.028,均小于標準值0.08。綜合來看,包含家長關系、親子關系、環(huán)境適應力、心理健康等變量的模型擬合良好,路徑系數、假設檢驗結果見表2。

表2 結構模型路徑分析結果

圖2 結構方程模型路徑分析

由標準化路徑系數估計值可知,家長關系、親子關系對心理健康影響的路徑系數分別為0.108和0.221,均在1%的水平上顯著,表明家庭關系的確對青少年的心理健康存在顯著影響,和諧、健康的家長關系和親子關系有助于提升青少年的心理健康水平,假設H1和H2得到支持,青少年的家長關系和親子關系每提升1個標準差,其心理健康水平分別提升0.108和0.221個標準差。環(huán)境適應力對心理健康影響的路徑系數為0.217,且在1%的水平上顯著,表明青少年的環(huán)境適應力對其心理健康程度存在顯著影響,優(yōu)化青少年對環(huán)境的適應能力有助于維持健康、積極的心理狀態(tài),假設H3得到支持,青少年的環(huán)境適應力每提升1個標準差,其心理健康水平提升0.217個標準差。家長關系、親子關系對青少年環(huán)境適應力影響的路徑系數分別為0.084和0.281,均在1%的水平上顯著,表明家庭關系的確對青少年的環(huán)境適應力存在顯著影響,和諧、健康的家長關系和親子關系有助于提升青少年的環(huán)境適應力,假設H4和H5得到支持,青少年的家長關系和親子關系每提升1個標準差,其環(huán)境適應力分別提升0.084和0.281個標準差。

3.3 環(huán)境適應力的中介效應檢驗

進一步采用Bootstrap檢驗方法檢驗環(huán)境適應力的中介效應是否存在,通過偏差校正的非參數百分位法(Bias-corrected percentile method)和非參數百分位法(Percentile method)估計在95%置信區(qū)間下的中介效應,若置信區(qū)間內未包含0,則表示中介效應存在,檢驗結果可見表3。

表3 中介效應假設檢驗結果

在以環(huán)境適應力為中介變量的家庭關系對青少年心理健康的作用路徑中,“家長關系—環(huán)境適應力—心理健康”和“親子關系—環(huán)境適應力—心理健康”的中介效應均顯著,效應量占比分別為14.29%和21.63%,假設H4-1和H5-1得到支持,表示家庭關系中含有的家長關系和親子關系不僅能直接影響青少年的心理健康,還能通過影響青少年的環(huán)境適應力進而影響其心理狀態(tài)。從環(huán)境適應力在兩類家庭關系對青少年心理健康的影響中所占中介效應量的比例可知,子代在獲取互動、溝通、尋求有效支持等環(huán)境適應能力時,可以通過觀察和感受家長對成年人關系的處理來進行學習,但更依賴于自己與家長的直接互動與關系處理。

3.4 基于學生性別、年級、戶口類型的多群組分析

家庭關系對青少年心理健康的影響及其作用機制還可能受到其他變量的影響,本文進一步通過多群組分析來探究性別、年級、戶口類型在模型中的調節(jié)作用,分析結果可見表4,模型呈現出顯著的基于學生性別、年級和戶口類型的差異。

表4 群組差異標準化路徑分析

其中,男女生之間的差異主要表現在“環(huán)境適應力to心理健康”“家長關系to環(huán)境適應力”和“親子關系to環(huán)境適應力”,女生的心理健康受環(huán)境適應力的影響更大,當個體的環(huán)境適應力提升1個標準差,女生的心理健康水平提升0.276個標準差,男生的心理健康水平提升0.183個標準差。男女生的環(huán)境適應力受到家庭關系的顯著影響,但在作用程度上存在差異,女生與家長之間的親子關系對其自身的環(huán)境適應力影響更大,而男生的環(huán)境適應力受家長關系的影響更大。不同年級學生之間的差異主要表現在“家長關系to心理健康”和“親子關系to心理健康”,九年級學生心理狀態(tài)受家長關系的影響更大,當個體的家長關系質量提升1個標準差,九年級學生的心理健康水平提升0.138個標準差,七年級學生的心理健康水平提升0.086個標準差,七年級學生心理狀態(tài)受親子關系的影響更大。不同戶籍類型學生之間的差異主要表現在“親子關系to心理健康”和“親子關系to環(huán)境適應力”,非農業(yè)戶口的初中生,其與家長之間的親子關系對其環(huán)境適應力、心理狀態(tài)的影響均更大,當其親子關系質量提升1個標準差,學生的環(huán)境適應力、心理健康水平分別提升0.302和0.231個標準差。就環(huán)境適應力在家庭關系和青少年心理健康二者間的中介作用而言,不同群組均支持了“家庭關系—環(huán)境適應力—心理健康”的作用路徑。

4 結論與啟示

本文以青少年的心理健康水平為結果變量,構建了家庭關系對青少年心理健康影響的理論模型,采用CEPS數據庫,以結構方程模型實證檢驗家長關系、親子關系對青少年心理健康的影響及影響路徑。主要結論包括:(1)家庭關系中的親子關系和家長關系均能顯著影響青少年的心理健康狀態(tài);(2)家長關系通過青少年的環(huán)境適應力對其心理健康狀態(tài)產生影響,屬于部分中介效應;(3)親子關系通過青少年的環(huán)境適應力對其心理健康狀態(tài)產生影響,也屬于部分中介效應;(4)家庭關系對青少年心理健康的影響存在基于個體性別、所在年級、戶籍類型的顯著差異,但“家庭關系—環(huán)境適應力—心理健康”的作用路徑在不同群組均得到支持。

上述研究發(fā)現在一定程度上有助于增進各界認識和理解家庭關系和子代心理健康二者間的聯系及影響發(fā)生的路徑,從更加全面和系統的角度考察家庭內部關系及個體在關系中所施加、所受到的影響。親子關系曾被作為衡量家庭關系質量的關鍵指標[20],部分家長有意識地關注了與子代的溝通、互動及相互信任,努力建設和諧的親子關系。但家庭內部關系并非親子關系這一種,由于缺乏對不同個體人際關系及其影響的充分認識,一定程度上使得家庭中的個體在處理多重沖突時陷入矛盾之中,比如在不同人際關系中的注意力資源分配不均衡、在不同沖突中采用的應對態(tài)度和行為間存在不一致等,既不利于自己的心理健康發(fā)展,亦不利于營造家庭的和諧氛圍。生活在此氛圍中的未成年人可能通過觀察學習的方式,以家長對關系的處理、應對方式來形成自己對于外部環(huán)境的適應策略,矛盾中的家長可能進一步增加子代對外部環(huán)境的適應問題。家庭是影響個體成長的重要環(huán)境,在家長關系之外,主要由祖輩照顧的兒童還與撫養(yǎng)人之間存在隔代照料的關系,多代共同居住的家庭中,還存在家長與祖輩之間的關系、家長與同輩之間的關系等,諸多個體以不同的方式參與著未成年人的成長,如何深入了解這些人際關系對于未成年人的影響應當成為未來研究的方向之一,以更好地發(fā)揮家庭對于子代發(fā)展的支撐作用。

本文的研究發(fā)現同樣對家庭教育實踐具有一定的指導意義,危險的家庭關系通常具有沖突、敵對特征,而且多表現為冷漠、不支持以及忽視等,導致家庭成員互動不足,負面影響子代的心理發(fā)展[21]。第一,家庭成員應致力于建設和諧的家庭氛圍,形成積極、健康的親子關系,降低孩子的心理壓力。父母與子女之間親密的情感聯結,既可以表現在積極的互動行為之中,也可以表現為養(yǎng)育者與兒童心理上對彼此的親密感受,能為未成年人的發(fā)展起到穩(wěn)定的保護作用,減少社會負性環(huán)境對兒童的消極影響,顯著降低兒童的外化問題和內化問題[22-23]。在高質量的親子關系中,子代能較好地感受到父母對自己的愛、支持與關注,但這不意味著高質量的親子關系等于不存在任何的親子沖突。相較于一味地妥協、溺愛、過度保護,適度的沖突能增強青少年對事件的應對能力,加之正確的引導能形成主動和積極的應對方式,提高對外部環(huán)境的適應性。家長需要通過自學或在家長學校的幫助下,了解應對親子沖突的策略和科學的教養(yǎng)方式,提升對子女的教養(yǎng)效能感,更好地勝任家長角色。

第二,家庭成員應以積極的應對態(tài)度,爭取以合理、有效的處理方式降低不同類型內部關系沖突對子代發(fā)展的消極作用,為成長中的青少年樹立起身邊榜樣,提升子代的環(huán)境適應力,保持良好的心理狀態(tài)。一方面,與父母關系較為親密的青少年會傾向于效仿父母,以類似的行為模式和處事方法來適應外部環(huán)境及其變化[24],家庭成員對沖突的消極應對不利于青少年的成長。在部分家庭中,家長有積極建設親子關系的意識和行為,但并未能完全意識到自身在其他人際關系中的態(tài)度和行為同樣對孩子具有影響,可能在應對不同類型沖突時言行不一致,比如強調孩子在親子關系中的主動和信任,而自己對孩子刻意隱瞞家長沖突或因隔代撫養(yǎng)而產生的沖突,這不僅不利于沖突的有效處理,也容易導致孩子在選擇應對方式時陷入矛盾,無法清晰地辨識模仿對象,對于幼年期兒童的社會性發(fā)展尤其不利。另一方面,子女與父母在情感上的親密性、時間和空間上的接觸性使其自身易被卷入家長沖突,既不利于家長沖突的理性處理,亦不利于子女與沖突中的家長建立起親密的親子關系。家長需要認識到其介入子女的成長與發(fā)展并不一定都是具有計劃性和目的性,比如家庭內的學業(yè)指導,自身的持續(xù)性成長也很重要,高質量的情感陪伴和支持是營造和諧家庭氛圍的重要基礎。此外,研究證實了提升環(huán)境適應力對于優(yōu)化初中生心理健康狀態(tài)具有重要作用這一假設,學?？梢砸劳行睦斫】抵行牡膶I(yè)師資開展具有針對性的訓練和課內外活動,對有特殊幫助需要的家庭及時介入干預,為青少年成長提供重要支持。