兒童中期和青春期早期獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)*

劉俊升 周 穎 李 丹 陳欣銀

(1上海師范大學(xué)心理學(xué)系, 上海 200234) (2中國浦東干部學(xué)院教研部, 上海 201204)(3賓夕法尼亞大學(xué)教育學(xué)院, 美國費(fèi)城 19104-6216)

1 引言

自 20世紀(jì)80年代開始, 有關(guān)社會(huì)退縮(social withdrawal)的研究受到了研究者們的廣泛關(guān)注(Rubin, Coplan, & Bowker, 2009)。所謂社會(huì)退縮泛指兒童在社會(huì)情境中表現(xiàn)出來的獨(dú)處行為(solitary behavior), 并且這種獨(dú)處的行為表現(xiàn)不是因?yàn)楸煌楣铝⑦@一外部因素所導(dǎo)致, 而是有其內(nèi)在的動(dòng)機(jī)(Rubin et al., 2009)。研究發(fā)現(xiàn), 兒童選擇獨(dú)處的內(nèi)在動(dòng)機(jī)有很大的差異。相應(yīng)地, 社會(huì)退縮也可以分為不同的亞類型(Coplan, Prakash, O’Neil, & Armer,2004)。其中一類兒童對社會(huì)交往的趨近和回避動(dòng)機(jī)都很低, 他們對社會(huì)交往沒有太大的興趣, 更愿意獨(dú)自活動(dòng)。研究者通常采用不愛社交(unsociability)、社交淡漠(social disinterest)等術(shù)語來指代這一特定的社會(huì)退縮亞類型。而由于上述兩個(gè)術(shù)語均有消極的涵義, 越來越多的研究者開始采用獨(dú)處偏好(preference for solitude)來指代這類社會(huì)退縮的兒童(Goossens, 2014)。

獨(dú)處偏好的適應(yīng)功能是研究者關(guān)注的重要問題。從現(xiàn)有的研究結(jié)果來看, 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)的關(guān)系似乎存在文化特異性。西方的研究結(jié)果表明,獨(dú)處偏好似乎與心理適應(yīng)不良沒有直接的聯(lián)系(Coplan & Weeks, 2010; Bowker & Raja, 2011;Coplan et al., 2013)。而針對中國兒童青少年的幾項(xiàng)研究則發(fā)現(xiàn), 獨(dú)處偏好與心理、社會(huì)和學(xué)校適應(yīng)不良密切相關(guān)(Chen, Wang, & Cao, 2011; Liu et al.,2014; 苑春永, 邵愛惠, 梁麗嬋, 邊玉芳, 2014)。Chen等人(2011)認(rèn)為, 西方社會(huì)強(qiáng)調(diào)自主、獨(dú)立以及個(gè)人目標(biāo)的達(dá)成, 在這種情境下, 選擇獨(dú)處可能只是被視作個(gè)人選擇的一種表達(dá), 并不意味著社交技能差或者不成熟。而中國社會(huì)強(qiáng)調(diào)相互依賴和群體依附(Greenfield, Suzuki, & Rothstein-Fisch,2006)。在這種情境下, 個(gè)體如果有意識(shí)地與群體保持距離, 可能會(huì)被視作與集體利益不符, 也有可能被視作自私或問題行為的表現(xiàn)(Chen, 2008)。這可能是導(dǎo)致獨(dú)處偏好的適應(yīng)功能存在文化差異的原因。

需指出的是, 目前針對中國兒童的研究均采用了同伴提名的方法來考察獨(dú)處偏好, 而對西方兒童獨(dú)處偏好的測量則多采用自我報(bào)告的方法。方法上的不一致使得結(jié)果的可比性受到一定的影響, 進(jìn)而導(dǎo)致獨(dú)處偏好適應(yīng)功能存在文化特異性的研究結(jié)論存在不確定性。從研究方法來說, 同伴提名雖然采用了參與者的視角, 并且信息的來源比較廣泛,但無法反映個(gè)體的主觀經(jīng)驗(yàn)和內(nèi)在的社會(huì)動(dòng)機(jī)(Spangler & Gazelle, 2009)。獨(dú)處偏好主要反映的是個(gè)人的社會(huì)取向, 因而, 自我報(bào)告的方法可以提供很有意義的內(nèi)在動(dòng)機(jī)信息。基于此, 本研究擬采用自我報(bào)告法考察中國兒童獨(dú)處偏好的發(fā)展及其與心理適應(yīng)各指標(biāo)的關(guān)系, 從而進(jìn)一步驗(yàn)證已有研究所揭示的獨(dú)處偏好適應(yīng)功能存在文化特異性的結(jié)論。

此外, 我們還將考察同伴接納在獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之間所起的中介作用以及年齡階段對這一中介作用的調(diào)節(jié)。根據(jù)情境發(fā)展觀(the contextualdevelopmental perspective), 社會(huì)行為的適應(yīng)功能之所以存在文化差異, 是因?yàn)椴煌幕榫持械耐楹统扇藢μ囟ㄐ袨榈膽B(tài)度和反應(yīng)存在差異。而這種態(tài)度和反應(yīng)最終影響了兒童在特定文化情境中的適應(yīng)狀況(Chen & French, 2008; Chen, 2012)。也就是說, 社會(huì)互動(dòng)在兒童行為與適應(yīng)結(jié)果之間扮演著重要的中介作用。具體而言, 在社會(huì)互動(dòng)過程中,同伴和成人會(huì)依據(jù)自己的信念和價(jià)值觀對個(gè)體的行為做出評(píng)判。在此基礎(chǔ)上, 他們會(huì)對表現(xiàn)出相應(yīng)行為的兒童做出特定的行為反應(yīng)或表達(dá)相應(yīng)的態(tài)度。而他人的評(píng)價(jià)和反應(yīng)又會(huì)調(diào)節(jié)兒童的行為, 并影響其適應(yīng)的結(jié)果。對于兒童青少年來說, 與同伴的互動(dòng)是其社會(huì)互動(dòng)的重要組成部分(Rubin et al.,2009)。獨(dú)處偏好之所以與心理適應(yīng)不良相聯(lián)系, 很有可能是因?yàn)檫@種行為特征難以被同伴所接受, 從而誘發(fā)心理適應(yīng)不良。也就是說, 同伴接納在獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之間很有可能扮演著重要的中介作用。

同伴對獨(dú)處偏好行為的接納程度并非穩(wěn)定不變, 而是處于不斷的變化當(dāng)中。對于個(gè)體成長而言,青春期早期是一個(gè)特殊的發(fā)展階段。在這一時(shí)期,伴隨著生理的成熟, 個(gè)體對自主和獨(dú)立的需求逐漸顯現(xiàn)(Collins & Steinberg, 2006), 他們也開始逐漸重視私人的空間和獨(dú)處的時(shí)間(Larson, 1997;Marcoen, Goossens, & Caes, 1987), 其應(yīng)對獨(dú)處的能力也有了很大的提升(Marcoen & Goossens, 1993)。在這種情況下, 相比于兒童中期的兒童, 青春期早期的個(gè)體由于意識(shí)到自身的自主需求, 很有可能會(huì)更加理解和尊重獨(dú)處偏好兒童的選擇, 從而在一定程度上接納這類兒童。如此一來, 獨(dú)處偏好經(jīng)過同伴接納影響心理適應(yīng)的中介作用很有可能受年齡因素的調(diào)節(jié)。相比于兒童中期, 在青春期早期, 獨(dú)處偏好經(jīng)由同伴接納影響心理適應(yīng)的效應(yīng)可能會(huì)大大降低, 甚至消失。也就是說, 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之間可能存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(如圖1所示)。

圖1 研究的基本假設(shè)

情境發(fā)展觀為獨(dú)處偏好適應(yīng)功能的文化特異性提供了很好的解釋, 但已有研究多是將同伴接納作為適應(yīng)的指標(biāo)之一, 很少考察其在個(gè)體行為與心理適應(yīng)結(jié)果之間的中介作用。不僅如此, 已有關(guān)于社會(huì)退縮的研究多關(guān)注兒童早期和兒童中期的個(gè)體, 很少有研究考察兒童中期與青春期早期個(gè)體退縮行為適應(yīng)功能的差異?；诖? 本研究擬選取兒童中期和青春期早期的被試, 考察獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)的關(guān)系及其背后的作用機(jī)制?？紤]到獨(dú)處偏好的本質(zhì)以及中國文化的特點(diǎn), 我們預(yù)測, 在中國兒童青少年中, 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)不良相聯(lián)系?；谇榫嘲l(fā)展觀, 我們認(rèn)為這種聯(lián)系在一定程度上以同伴接納為中介。最后, 基于青春期早期個(gè)體對獨(dú)處時(shí)間的逐漸重視, 我們預(yù)測上述中介作用會(huì)受年齡階段的調(diào)節(jié)。對于青春期早期的個(gè)體而言, 獨(dú)處偏好經(jīng)由同伴接納影響心理適應(yīng)的效應(yīng)會(huì)大大降低, 甚至消失。

2 方法

2.1 被試

采用簡單隨機(jī)整群抽樣法, 選取上海市兩所小學(xué)和兩所中學(xué)的3～4年級(jí)和7～8年級(jí)學(xué)生為研究對象。首先委托教師發(fā)放介紹本研究的《家長知情同意書》, 由父母簽名后再由教師收回轉(zhuǎn)交給研究人員。98%的父母同意孩子參加本項(xiàng)研究。在此基礎(chǔ)上, 發(fā)放問卷 1046份, 回收有效問卷 1026份, 回收有效率為98%?？ǚ綑z驗(yàn)表明, 性別分布不存在年級(jí)差異, χ= 2.56, p > 0.05。其中, 小學(xué)3～4年級(jí)被試564人, 平均年齡為9.35歲, SD = 8.51個(gè)月;初中7～8年級(jí)被試462人, 平均年齡13.35歲, SD =8.10個(gè)月。

2.2 工具

2.2.1 獨(dú)處偏好量表

采用 Coplan等人(2013)編制的自評(píng)獨(dú)處偏好量表(Preference for Solitude Scale)測量兒童的獨(dú)處偏好程度。該量表由7個(gè)項(xiàng)目組成(如“我喜歡自己一個(gè)人待著”), 采用5級(jí)記分。計(jì)算7個(gè)項(xiàng)目的平均分, 所得分?jǐn)?shù)越高表明獨(dú)處偏好的程度越強(qiáng)。量表的翻譯由賓夕法尼亞大學(xué)陳欣銀教授完成, 并經(jīng)過翻譯-回譯過程, 最后經(jīng)過發(fā)展心理學(xué)專業(yè)多名教授評(píng)估, 認(rèn)為語言表述沒有不妥之處。探索性因素分析結(jié)果表明, 特征根大于 1的因子只有一個(gè),可解釋總體方差的 49.47%。各個(gè)項(xiàng)目的因子載荷在 0.56至 0.81之間。在本研究中, 該量表在 3～4年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.75, 在7～8年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

2.2.2 同伴提名

采用同伴提名的方式, 要求被試各提名三位最喜歡一起玩和三位最不喜歡一起玩的同班同學(xué)。每名被試得到的積極提名和消極提名總數(shù)以班級(jí)為單位標(biāo)準(zhǔn)化, 并參照 Coie, Dodge和 Coppotelli(1982)的程序, 將積極提名標(biāo)準(zhǔn)分與消極提名標(biāo)準(zhǔn)分做相減, 所得分?jǐn)?shù)反映了兒童被同伴接納的程度。同伴提名被廣泛應(yīng)用于不同文化背景下兒童同伴接納程度的測量(Chen et al., 2011), 是一種非常有效的測量方法。

2.2.3 兒童孤獨(dú)感量表

采用 Asher等人編制的伊利諾斯孤獨(dú)感量表(Illinois Loneliness Questionnaire)測量兒童的孤獨(dú)感水平。該量表由16個(gè)項(xiàng)目組成(如“我覺得孤獨(dú)”等)。量表采用5級(jí)記分, 反向題轉(zhuǎn)換之后, 計(jì)算16個(gè)項(xiàng)目的平均分, 所得分?jǐn)?shù)越高, 表明孤獨(dú)感越強(qiáng)烈。伊利諾斯孤獨(dú)感量表已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于中國兒童的研究, 具有較高的信效度(Liu, Chen, Li, &French, 2012)。在本研究中, 該量表在3～4年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87, 在7～8年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。

2.2.4 兒童抑郁量表

采用Kovacs編制、Chen, Cen, Li和He (2005)修訂的兒童抑郁量表(Childhood Depression Inventory)測量被試的抑郁水平。該量表共包括14個(gè)項(xiàng)目, 涵蓋睡眠失調(diào)、食欲不振、自殺意念等多種典型的抑郁癥狀。量表采用 3級(jí)記分, 反向題轉(zhuǎn)換之后, 計(jì)算14個(gè)項(xiàng)目的平均分, 所得分?jǐn)?shù)越高, 表明抑郁水平越高。兒童抑郁量表已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于中國兒童研究, 具有較高的信效度(Chen et al., 2005; Liu et al., 2014)。在本研究中, 該量表在3～4年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80, 在7～8年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

2.2.5 兒童自我覺知量表

采用Harter編制、Chen等人(2005)翻譯并修訂的兒童自我覺知量表(Self-Perception Profile for Children)測量被試的自尊水平。該量表共36題, 采用5級(jí)記分, 包含整體自尊、社交自尊、認(rèn)知自尊等6個(gè)維度。本研究只選用整體自尊這一維度。均分越高, 表示自尊水平越高。已有研究表明, 該量表具有良好的信度和效度(Chen et al., 2005)。在本研究中, 該量表在3～4年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.74, 在7～8年級(jí)被試中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.83。

2.3 程序

首先對承擔(dān)測試任務(wù)的發(fā)展與教育心理學(xué)專業(yè)研究生進(jìn)行注意事項(xiàng)和指導(dǎo)語的培訓(xùn)。然后, 以班級(jí)為單位組織施測, 施測后當(dāng)即收回問卷。在指導(dǎo)語中向被試說明本次調(diào)查的目的, 并承諾會(huì)對被試的回答保密。參加測試的兒童在測查后都會(huì)獲得一份精美的小禮物。

3 結(jié)果

3.1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

各研究變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差如表1所示。

表1 各研究變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差(M ± SD)

以性別(0 = 男, 1 = 女)和年齡階段(0 = 兒童中期, 1 = 青春期早期)為自變量, 獨(dú)處偏好、同伴接納、孤獨(dú)、抑郁、自尊為因變量做多元方差分析(MANOVA)。結(jié)果表明：性別的主效應(yīng)顯著, Wilks’λ = 0.98, F(5, 1018) = 5.24, p < 0.001, η= 0.03; 年齡階段的主效應(yīng)顯著, Wilks’λ = 0.93, F(5, 1018) =16.50, p < 0.001, η= 0.08; 性別和年齡階段的交互作用不顯著, Wilks’λ = 0.99, F(5, 1018) = 1.32, p >0.05, η= 0.01。

進(jìn)一步單因變量方差分析結(jié)果表明, 同伴接納的性別差異顯著, F(1, 1022) = 19.44, p < 0.001, η=0.02, 女生的同伴接納得分顯著高于男生; 孤獨(dú)的性別差異顯著, F(1, 1022) = 11.36, p < 0.01, η=0.01, 男生的孤獨(dú)感得分顯著高于女生; 抑郁的性別差異顯著, F(1, 1022) = 6.47, p < 0.05, η= 0.01,男生的抑郁水平顯著高于女生。獨(dú)處偏好的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) = 39.80, p < 0.001, η= 0.04,青春期早期獨(dú)處偏好得分顯著高于兒童中期; 孤獨(dú)的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) = 18.39, p < 0.01,η= 0.02, 青春期早期的孤獨(dú)水平顯著高于兒童中期; 抑郁的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) = 48.98,p < 0.001, η= 0.05, 青春期早期的抑郁水平顯著高于兒童中期; 自尊的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) =34.31, p < 0.001, η= 0.03, 青春期早期的自尊水平顯著低于兒童中期。兩個(gè)年齡階段各研究變量之間的相關(guān)如表2所示。在兩個(gè)年齡階段, 獨(dú)處偏好均與孤獨(dú)、抑郁顯著正相關(guān), 而與自尊顯著負(fù)相關(guān),說明其可能是兒童心理適應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)因子。同伴接納則均與孤獨(dú)、抑郁顯著負(fù)相關(guān), 而與自尊顯著正相關(guān), 說明其可能是兒童心理適應(yīng)的保護(hù)因子。

表2 各研究變量之間的相關(guān)

3.2 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

初步分析結(jié)果表明, 獨(dú)處偏好與同伴接納及心理適應(yīng)各指標(biāo)的關(guān)系不存在顯著的性別差異, 因此在后面的分析中將男女被試的數(shù)據(jù)合并使用。參照溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的檢驗(yàn)方法, 考察獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)各指標(biāo)的關(guān)系, 同伴接納在上述關(guān)系中的中介效應(yīng)以及年齡階段對該中介作用前半路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)。除年齡階段外, 將所有變量做標(biāo)準(zhǔn)化處理, 所有運(yùn)算均通過SPSS宏程序PROCESS 2.1 (Hayes, 2013)完成。

首先, 檢驗(yàn)獨(dú)處偏好對心理適應(yīng)各變量的直接效應(yīng)是否受年齡階段的調(diào)節(jié)。檢驗(yàn)的回歸方程為Y =c+ c獨(dú)處偏好 + c年齡階段 + c獨(dú)處偏好*年齡階段 + e(方程一)。結(jié)果表明, 獨(dú)處偏好對孤獨(dú)的效應(yīng)顯著, β = 0.33, t = 7.68, 95%置信區(qū)間為[0.24,0.42], p < 0.001, 獨(dú)處偏好與年齡階段的交互作用項(xiàng)對孤獨(dú)的效應(yīng)不顯著, β = ?0.03, t = ?0.60, 95%置信區(qū)間為[?0.15, 0.08], p > 0.05; 獨(dú)處偏好對抑郁的效應(yīng)顯著, β = 0.26, t = 6.03, 95%置信區(qū)間為[0.18, 0.35], p < 0.001, 獨(dú)處偏好與年齡階段的交互作用項(xiàng)對抑郁的效應(yīng)不顯著, β = ?0.003, t =?0.04, 95%置信區(qū)間為[?0.12, 0.12], p > 0.05; 獨(dú)處偏好對自尊的效應(yīng)顯著, β = ?0.20, t = ?4.47, 95%置信區(qū)間為[?0.29, ?0.11], p < 0.001, 獨(dú)處偏好與年齡階段的交互作用項(xiàng)對自尊的效應(yīng)不顯著, β = 0.04, t =0.70, 95%置信區(qū)間為[?0.08, 0.16], p > 0.05。獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)各指標(biāo)的直接效應(yīng)不受年齡階段調(diào)節(jié)。

接下來, 建立有調(diào)節(jié)的中介模型, 檢驗(yàn)獨(dú)處偏好經(jīng)過同伴接納對心理適應(yīng)各指標(biāo)的中介效應(yīng)是否受年齡階段的調(diào)節(jié)。檢驗(yàn)方程分別為：同伴接納= a+ a獨(dú)處偏好 + a年齡階段 + a獨(dú)處偏好×年齡階段 + e(方程二)和 Y = c’ + c’獨(dú)處偏好 + b同伴接納 + e(方程三)。方程二的檢驗(yàn)結(jié)果表明,獨(dú)處偏好對同伴接納的效應(yīng)顯著, β = ?0.21, t =?4.55, 95%置信區(qū)間為[?0.30, ?0.12], p < 0.001, 獨(dú)處偏好與年齡階段的交互作用項(xiàng)對同伴接納的效應(yīng)顯著, β = 0.27, t = 4.21, 95%置信區(qū)間為[0.14,0.39], p < 0.001。方程三的檢驗(yàn)結(jié)果表明, 獨(dú)處偏好對孤獨(dú)的效應(yīng)顯著, β = 0.31, t = 11.03, 95%置信區(qū)間為[0.25, 0.36], p < 0.001, 同伴接納對孤獨(dú)的效應(yīng)顯著, β = ?0.31, t = ?11.08, 95%置信區(qū)間為[?0.36, ?0.25], p < 0.001; 獨(dú)處偏好對抑郁的效應(yīng)顯著, β = 0.28, t = 9.53, 95%置信區(qū)間為[0.22, 0.33],p < 0.001, 同伴接納對抑郁的效應(yīng)顯著, β = ?0.22, t= ?7.68, 95%置信區(qū)間為[?0.28, ?0.17], p < 0.001;獨(dú)處偏好對自尊的效應(yīng)顯著, β = ?0.19, t = ?6.41,95%置信區(qū)間為[?0.25, ?0.13], p < 0.001, 同伴接納對自尊的效應(yīng)顯著, β = 0.20, t = 6.51, 95%置信區(qū)間為[0.14, 0.25], p < 0.001。綜合以上結(jié)果, 本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介模型得到支持(溫忠麟, 葉寶娟,2014)。獨(dú)處偏好經(jīng)過同伴接納對心理適應(yīng)各指標(biāo)的中介作用前半路徑受年齡階段的調(diào)節(jié)。為了進(jìn)一步理解調(diào)節(jié)作用的本質(zhì), 我們采用 Aiken和 West(1991)的作法, 分別考察兒童中期和青春期早期獨(dú)處偏好對同伴接納的預(yù)測效應(yīng)。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果如圖2所示。其中, 縱坐標(biāo)為同伴接納的標(biāo)準(zhǔn)分,橫坐標(biāo)為獨(dú)處偏好的標(biāo)準(zhǔn)分。從圖2可以看出, 在兒童中期, 獨(dú)處偏好可以顯著負(fù)向預(yù)測同伴接納, 而在青春期早期, 獨(dú)處偏好對同伴接納的效應(yīng)不顯著。

圖2 年齡階段對獨(dú)處偏好預(yù)測同伴接納的調(diào)節(jié)作用

獨(dú)處偏好對心理適應(yīng)各指標(biāo)的條件中介效應(yīng)為M = (a+ a年齡階段) × b。其中, 獨(dú)處偏好對孤獨(dú)的直接效應(yīng)(direct effect)為 0.31, 兒童中期的中介效應(yīng)為0.06, 95%置信區(qū)間為[0.03, 0.10], 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的 16%; 青春期早期的中介效應(yīng)為?0.02, 95%置信區(qū)間為[?0.04, 0.003], 由于置信區(qū)間包括0, 所以中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例可以忽略;獨(dú)處偏好對抑郁的直接效應(yīng)為0.28, 兒童中期的中介效應(yīng)為0.05, 95%置信區(qū)間為[0.02, 0.08], 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的 15%; 青春期早期的中介效應(yīng)為?0.01, 95%置信區(qū)間為[?0.03, 0.003], 由于置信區(qū)間包括0, 所以中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例可以忽略;獨(dú)處偏好對自尊的直接效應(yīng)為?0.19, 兒童中期的中介效應(yīng)為?0.04, 95%置信區(qū)間為[?0.07, ?0.02], 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的17%; 青春期早期的中介效應(yīng)為0.01, 95%置信區(qū)間為[?0.001, 0.03], 由于置信區(qū)間包括0, 所以中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例可以忽略。

4 討論

社會(huì)退縮是一個(gè)廣義的結(jié)構(gòu), 其下包含多種不同的亞類型(Coplan et al., 2004)。其中有一類社會(huì)退縮兒童, 他們參與社會(huì)互動(dòng)的意愿很低, 反而更愿意獨(dú)處或獨(dú)自玩耍。研究者們通常用社交淡漠或不愛社交等術(shù)語指代這類兒童。但正如 Goossens(2014)所指出的, 上述兩個(gè)術(shù)語均包含消極的涵義,容易給這類兒童貼上消極的標(biāo)簽。基于此, 采用獨(dú)處偏好這一相對中性化的術(shù)語來指代這類兒童, 可以避免消極標(biāo)簽可能會(huì)帶來的不利影響。

獨(dú)處偏好與兒童適應(yīng)的關(guān)系是研究者關(guān)心的重要問題。從已有的研究結(jié)果來看, 獨(dú)處偏好的適應(yīng)功能似乎存在文化特異性。西方的研究結(jié)果表明,在兒童早期和中期, 獨(dú)處偏好與孤獨(dú)、焦慮等內(nèi)化問題行為并沒有直接的聯(lián)系(Bowker & Raja, 2011;Coplan & Weeks, 2010; Coplan et al., 2013)。而針對中國兒童的研究發(fā)現(xiàn), 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)不良有著密切的聯(lián)系(Chen et al., 2011; Liu et al., 2014; 苑春永等, 2014)。這些針對中國兒童的研究(采用同伴提名)和西方兒童的研究(采用自我報(bào)告)在方法上存在一定程度的差異, 因而降低了研究結(jié)果的可比性。本研究采用西方研究者廣泛采用的自我報(bào)告法,考察不同年齡階段兒童獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)的關(guān)系。研究結(jié)果證實(shí)了之前基于同伴提名法所得的結(jié)論, 并進(jìn)一步揭示了獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)關(guān)系背后可能的作用機(jī)制。

4.1 獨(dú)處偏好、同伴接納和心理適應(yīng)的年齡和性別差異

獨(dú)處偏好的發(fā)展本應(yīng)是社會(huì)退縮研究領(lǐng)域的重要問題, 然而我們對此了解的并不多。究其原因主要有以下兩個(gè)方面：首先, 采用同伴提名法的研究, 由于要控制班級(jí)人數(shù)對數(shù)據(jù)的影響, 大多會(huì)以班級(jí)為單位做標(biāo)準(zhǔn)化處理, 這使得研究者無法考察不同年級(jí)之間獨(dú)處偏好水平的差異。其次, 采用自我報(bào)告法的研究, 大多只關(guān)注一個(gè)年齡階段, 很少比較年齡階段間的差異。本研究的結(jié)果表明, 獨(dú)處偏好的程度存在年齡差異, 相對于兒童中期, 青春期早期的兒童獨(dú)處偏好的程度更高。這在很大程度上與個(gè)體青春期心理發(fā)展特點(diǎn)有關(guān)。青春期早期的一個(gè)典型特征是獨(dú)立和自主需求逐漸顯現(xiàn)(Collins& Steinberg, 2006)。在這一階段, 個(gè)體更加注重私人的空間和獨(dú)處的時(shí)間, 并利用獨(dú)處的時(shí)間進(jìn)行自我反思(陳曉, 周暉, 2012), 其對獨(dú)處的偏好程度較之兒童中期自然要提高一些。

從同伴接納和心理適應(yīng)各指標(biāo)的性別、年級(jí)差異結(jié)果來看, 男孩的同伴關(guān)系不良、孤獨(dú)和抑郁水平均高于女孩。這一結(jié)果與以往的研究相一致(Chen et al., 2005)?？傮w而言, 女孩在社會(huì)和心理適應(yīng)領(lǐng)域會(huì)表現(xiàn)出更少的問題, 這可能與某些與性別相聯(lián)系的特定因素(如自我控制能力)有關(guān)。而從心理適應(yīng)各指標(biāo)的年級(jí)差異來看, 青春期早期的孤獨(dú)、抑郁水平顯著高于兒童中期, 而自尊水平則顯著低于兒童中期。這一方面可能與青春期早期各種沖突矛盾的出現(xiàn)有關(guān), 另一方面則可能與青春期早期面臨的更高水平學(xué)業(yè)壓力有關(guān)。

4.2 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

從相關(guān)分析的結(jié)果來看, 獨(dú)處偏好與孤獨(dú)、抑郁呈顯著正相關(guān), 而與自尊呈顯著負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果與同伴提名法所得的研究結(jié)果相一致, 再次驗(yàn)證了在中國文化背景下獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)不良相聯(lián)系的事實(shí)(Liu et al., 2014; Chen et al., 2011)。東西方文化間的差異可能是導(dǎo)致獨(dú)處偏好適應(yīng)功能存在文化特異性的原因。西方社會(huì)強(qiáng)調(diào)個(gè)人主義, 重視自我的表達(dá)和獨(dú)立(Triandis, 1995), 在發(fā)展的過程中, 西方兒童的社會(huì)化目標(biāo)是成為一個(gè)獨(dú)立、自主的個(gè)體(Greenfield, Suzuki, & Rothstein-Fisch,2006)。在這種情境下, 獨(dú)處往往被認(rèn)為是個(gè)人的選擇。而獨(dú)處偏好的兒童也并不會(huì)從同伴和成人那里得到很大的壓力。與西方文化不同, 中國是一個(gè)比較典型的集體主義取向的國家, 高度強(qiáng)調(diào)相互依賴和群體依附(Greenfield et al., 2006; Triandis, 1995)。在社會(huì)化的過程中, 成人往往會(huì)鼓勵(lì)和支持兒童形成某種社會(huì)歸屬感, 關(guān)心他人, 并為集體做出自己的貢獻(xiàn)(Chen & French, 2008)。在這種情境下, 有意識(shí)地回避社會(huì)交往或與他人保持距離可能會(huì)被視作自私或問題行為的表現(xiàn), 從而引發(fā)同伴和成人的消極對待, 并進(jìn)而導(dǎo)致心理適應(yīng)不良。

本研究的結(jié)果還表明, 對于兒童中期的個(gè)體,同伴接納在獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之間起部分中介作用。也就是說, 對于這一年齡階段的個(gè)體來說,獨(dú)處偏好在一定程度上難以被同伴所接受, 從而誘發(fā)心理適應(yīng)的不良。然而, 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果表明, 上述效應(yīng)只存在于兒童中期群體中。對于青春期早期的兒童, 同伴接納在獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)的關(guān)系中并不起中介作用。從簡單效應(yīng)的分析結(jié)果來看, 對于兒童中期的個(gè)體, 獨(dú)處偏好可以顯著負(fù)向預(yù)測同伴接納, 而到了青春期早期, 獨(dú)處偏好則無法預(yù)測同伴接納。

根據(jù)情境發(fā)展觀, 社會(huì)互動(dòng)在個(gè)體行為及其適應(yīng)功能的發(fā)展過程中扮演著重要角色(Chen &French, 2008; Chen, 2011)。在社會(huì)互動(dòng)的過程中,同伴往往會(huì)依據(jù)自己的信念和價(jià)值觀對個(gè)體的行為做出評(píng)判。在此基礎(chǔ)上, 他們會(huì)對表現(xiàn)出相應(yīng)行為的兒童做出特定的回應(yīng)(如接納或拒絕)或表達(dá)相應(yīng)的態(tài)度(如支持或反對)。而這種來自于他人的社會(huì)評(píng)價(jià)和回應(yīng)又會(huì)反過來調(diào)節(jié)兒童的行為表現(xiàn), 并最終影響兒童發(fā)展的過程和結(jié)果(Chen, 2012)。本研究中有關(guān)兒童中期的研究結(jié)果支持了上述假說。傾向于獨(dú)處或?qū)w活動(dòng)不感興趣的兒童很有可能被同伴視作自私或問題行為的表現(xiàn)(Chen et al.,2011), 從而難以被同伴所接納, 并進(jìn)而影響這類兒童的心理適應(yīng)結(jié)果。

需指出的是, 個(gè)體對特定行為的判斷和評(píng)價(jià)并不是一成不變的, 而是處于不斷的變化當(dāng)中(Goossens, 2014)。從發(fā)展的過程來看, 人們對獨(dú)處行為的看法和態(tài)度有著巨大的轉(zhuǎn)變。兒童期表現(xiàn)出來的獨(dú)處行為往往難以被成人和同伴所接受(Rubin et al., 2009; Coplan, Zheng, Weeks, & Chen, 2012),但成人期的獨(dú)處行為則被認(rèn)為有積極的適應(yīng)功能(陳曉, 周暉, 2012; Long & Averill, 2003)。上述態(tài)度的轉(zhuǎn)變很有可能是從青春期早期開始的。在青春期早期, 伴隨著生理和認(rèn)知的成熟, 個(gè)體獨(dú)立和自主的需求開始顯現(xiàn), 其有效利用獨(dú)處時(shí)間的能力也逐漸發(fā)展起來。他們開始主動(dòng)地尋求獨(dú)處的時(shí)間, 并利用獨(dú)處的時(shí)間思考和完成個(gè)體化及自我同一性形成的發(fā)展任務(wù)(Goossens & Marcoen, 1999; Goossens,2006)。隨著青春期早期個(gè)體逐漸意識(shí)到獨(dú)處的價(jià)值, 其對于獨(dú)處的看法也發(fā)生了明顯的改變。研究發(fā)現(xiàn), 與兒童期相比, 青春期早期個(gè)體主動(dòng)爭取獨(dú)處的意愿更加強(qiáng)烈, 而且獨(dú)處逐漸開始伴隨著積極的情緒體驗(yàn)(Larson, 1997; Goossens, 2014)。青春期早期個(gè)體對獨(dú)處態(tài)度的轉(zhuǎn)變也必然影響其對他人行為的判斷。他們逐漸能夠設(shè)身處地理解同伴對獨(dú)處的需求, 并尊重他人對于獨(dú)處的選擇。這也就解釋了為什么在本研究中, 獨(dú)處偏好與青春期早期的同伴接納已不再像兒童中期那樣存在顯著的負(fù)向聯(lián)系。如此一來, 在青春期早期, 獨(dú)處偏好也便不再經(jīng)由同伴接納這一中介因素影響個(gè)體的心理適應(yīng)。

需指出的是, 對于青春期早期的兒童, 雖然同伴接納在獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之間不存在中介作用, 但獨(dú)處偏好仍然與心理適應(yīng)不良相聯(lián)系。這可能由幾方面原因所導(dǎo)致。首先, 本研究所涉及的同伴接納只是同伴關(guān)系的組成部分之一。從兒童同伴關(guān)系的發(fā)展過程來看, 兒童中期的個(gè)體更關(guān)注他們在群體中受歡迎的程度。而進(jìn)入到青春期之后, 親密的友誼關(guān)系和個(gè)體在群體中的社會(huì)支配地位和威望變得更加重要(Parkhurst & Hopmeyer, 1999)。在青春期早期, 獨(dú)處偏好可能通過同伴關(guān)系的其他方面影響其心理適應(yīng)狀況。其次, 從本研究的結(jié)果來看, 在兒童中期, 獨(dú)處偏好與消極的同伴關(guān)系相聯(lián)系。也就是說, 獨(dú)處偏好兒童在此之前長期體驗(yàn)到同伴的不良對待, 而心理適應(yīng)不良很有可能是之前不良處境的持續(xù)效應(yīng)。當(dāng)然, 在青春期早期, 獨(dú)處偏好究竟是通過怎樣的過程影響個(gè)體的心理適應(yīng), 是否還有其他的心理或社會(huì)認(rèn)知過程參與其中,其他的社會(huì)關(guān)系在其中又扮演著怎樣的角色, 這些問題仍有待未來的研究做進(jìn)一步的探討。

4.3 研究的不足及未來研究的展望

本研究采用自我報(bào)告法考察了獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)的關(guān)系, 同伴關(guān)系在上述關(guān)系中的中介作用以及年齡對上述中介作用的調(diào)節(jié)。研究結(jié)果證實(shí),在中國文化下, 獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)不良相聯(lián)系,并在一定程度上揭示了獨(dú)處偏好影響兒童心理適應(yīng)的可能途徑。

本研究存在的不足之處主要有以下幾個(gè)方面：首先, 本研究采用的是橫斷研究設(shè)計(jì), 這使得我們無法做出因果推斷。未來的研究應(yīng)采取縱向研究設(shè)計(jì), 以更好地揭示獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)關(guān)系背后的發(fā)展過程。其次, 在本研究中, 我們著重考察了同伴關(guān)系在獨(dú)處偏好與心理適應(yīng)之間關(guān)系的作用, 還有很多重要的社會(huì)關(guān)系, 如親子關(guān)系、師生關(guān)系等,并沒有納入其中。未來的研究應(yīng)采用更加生態(tài)化的研究策略, 系統(tǒng)考察獨(dú)處偏好適應(yīng)功能背后可能的過程和機(jī)制。第三, 同伴接納只是同伴關(guān)系的組成部分之一。除此之外, 友誼關(guān)系、同伴圈子同樣在兒童的發(fā)展過程中扮演著重要的角色。獨(dú)處偏好是否還會(huì)通過影響其他水平的同伴互動(dòng), 對兒童的心理適應(yīng)產(chǎn)生影響仍有待未來研究進(jìn)一步揭示。最后,正如之前很多研究所指出的, 中國的社會(huì)轉(zhuǎn)型帶來了巨大的地區(qū)差異。地區(qū)之間在文化傳統(tǒng)和社會(huì)背景上存在很大的差異。本研究的結(jié)果是否可以推廣至其他的地區(qū), 仍然有待進(jìn)一步的驗(yàn)證。盡管有上述不足, 本研究的結(jié)果在一定程度上可以幫助我們了解中國文化背景下獨(dú)處偏好的適應(yīng)功能及其可能的原因和機(jī)制。

5 結(jié)論

本研究主要得到以下結(jié)論：

(1)獨(dú)處偏好的年齡差異顯著, 青春期早期的獨(dú)處偏好程度高于兒童中期;

(2)獨(dú)處偏好與孤獨(dú)、抑郁呈顯著正相關(guān), 與自尊呈顯著負(fù)相關(guān);

(3)獨(dú)處偏好經(jīng)由同伴接納影響心理適應(yīng)的中介作用受年齡的調(diào)節(jié)。同伴接納的中介效應(yīng)只出現(xiàn)在兒童中期, 在青春期早期并不存在上述中介作用。

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