親子關(guān)系對(duì)青少年感恩的影響：責(zé)任心的中介作用

汪 晗杜建政

（1河南大學(xué)基建處，開封 475004；2廣州大學(xué)教育學(xué)院，廣州 510006）

1 問題提出

感恩，根據(jù)《現(xiàn)代漢語詞典》的解讀，即感謝他人的幫助，是對(duì)他人幫助的一種回報(bào)之情。作為中華民族一種優(yōu)良的傳統(tǒng)美德，感恩歷來被人們所贊頌，同時(shí)，感恩也受到世界各地人民的推崇。近幾年來，感恩也逐漸被心理學(xué)者們所青睞 （Bono＆Froh，2009；何安明，劉華山，惠秋平，2013；何慧，王影，李偉強(qiáng)，袁博，2018；平安俊，彭凱平，2018；胥興春，李貞珍，2016；喻承甫，張衛(wèi)，李董平，肖婕婷，2010）。感恩是個(gè)體意識(shí)到施恩者給予的恩惠或幫助，在此基礎(chǔ)上產(chǎn)生的感激，并愿意回報(bào)的一種情感特質(zhì)。近年來，國內(nèi)研究者立足于本土文化，對(duì)感恩也展開了相關(guān)研究。但這些研究主要集中在大學(xué)生上（丁鳳琴，宋有明，2017；楊欣欣，劉勤學(xué)，周宗奎，2017）或特殊群體（Timmo，Ekas，＆ Johnson，2017；朱丹，王國鋒，周宗奎，楊棵青，2017），目前，國內(nèi)研究青少年感恩尚處于起步階段，相關(guān)實(shí)證研究還比較少。而青少年時(shí)期是個(gè)體感恩發(fā)展和形成的關(guān)鍵期，且感恩也有助于青少年身心健康的發(fā)展 （Bono＆Froh，2009；徐長江，陳實(shí)，邢婷，2018）。探討如何對(duì)青少年進(jìn)行感恩干預(yù)，這對(duì)提高青少年的社會(huì)適應(yīng)能力，對(duì)青少年健康成長具有重要意義。

生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，人類的發(fā)展受個(gè)體、同伴、家庭和學(xué)校等多水平背景因素的共同影響（Huston＆ Bentley，2010）。親子關(guān)系作為家庭環(huán)境的核心內(nèi)容，是孩子與父母在相互作用和互動(dòng)的過程中，以共同生活和血緣關(guān)系為紐帶，在此基礎(chǔ)上逐步建立的一種獨(dú)特關(guān)系，是社會(huì)關(guān)系與自然關(guān)系的統(tǒng)合。當(dāng)親子關(guān)系相處融洽時(shí)，孩子與父母雙方之間形成相互理解，彼此信任的關(guān)系，同時(shí)，也會(huì)使孩子不僅能感受到來自父母的關(guān)懷，而且能體會(huì)父母的辛苦勞作，因此，更能激發(fā)孩子產(chǎn)生感謝父母、感謝他人和社會(huì)等的感恩之情；當(dāng)親子關(guān)系疏離、沖突時(shí)，孩子和父母缺少相互間的理解和信任，就會(huì)產(chǎn)生矛盾，甚至對(duì)立抗衡，可能會(huì)導(dǎo)致孩子產(chǎn)生消極的社會(huì)適應(yīng)等問題。研究發(fā)現(xiàn)，良好的親子關(guān)系會(huì)激發(fā)青少年積極的心理傾向——感恩的產(chǎn)生，不良的親子關(guān)系阻礙青少年感恩的產(chǎn)生（王建平，喻承甫，曾毅茵，葉婷，張衛(wèi) 2011）。由此可知，親子關(guān)系對(duì)青少年感恩產(chǎn)生重要影響。此外，親子支持對(duì)感恩有積極的預(yù)測作用。由此提出假設(shè)：親子支持與青少年感恩正相關(guān)，親子沖突與青少年感恩負(fù)相關(guān)。然而，對(duì)親子關(guān)系如何具體影響感恩的作用機(jī)制有待于進(jìn)一步探討，因此，本研究試圖揭示親子關(guān)系與青少年感恩之間關(guān)聯(lián)的中介變量。

除家庭因素外，個(gè)體的自身因素也會(huì)對(duì)青少年感恩產(chǎn)生重要影響（Huston ＆ Bentley，2010），比如責(zé)任心。責(zé)任心是指個(gè)人對(duì)自己和他人、對(duì)家庭和集體、對(duì)國家和社會(huì)所負(fù)責(zé)任的認(rèn)知、情感和信念，以及與之相應(yīng)的遵守規(guī)范、承擔(dān)責(zé)任和履行義務(wù)的自覺態(tài)度。是對(duì)事情敢于負(fù)責(zé)、勇于主動(dòng)負(fù)責(zé)的態(tài)度。它是個(gè)體最重要的人格特質(zhì)之一，是蘊(yùn)含情感在內(nèi)的一種心理素質(zhì)（李明，葉浩生，2009）。責(zé)任心不是與生俱來的，是個(gè)體在一定的社會(huì)關(guān)系中，在社會(huì)規(guī)范和價(jià)值觀等要求下，擔(dān)負(fù)起自己應(yīng)該承擔(dān)的責(zé)任，表現(xiàn)出更多的感恩行為，以回饋親人、他人及社會(huì)所給予的恩惠（譚小宏，秦啟文，2005）。已有的研究表明，父母的關(guān)愛，使孩子在成長過程中能體會(huì)到更多的溫暖和愛護(hù)，有利于孩子責(zé)任心的培養(yǎng)，父母對(duì)孩子的理解和關(guān)心更有利于激發(fā)孩子形成較高的責(zé)任心（黃薔薇，李丹，徐曉瀅，2010；張立，毛晉平，張素嫻，2009；趙歡歡等，2016）。相反，如果對(duì)孩子經(jīng)常過度地干涉、拒絕，甚至實(shí)施懲罰等將會(huì)使孩子在形成責(zé)任心的過程中受阻（閻書昌，孟令勇，2005）。因此，責(zé)任心可能是親子關(guān)系與感恩之間的中介變量。首先，親子關(guān)系直接影響個(gè)體責(zé)任心的形成。責(zé)任心不是從來就有的，而是個(gè)體在與社會(huì)的有效互動(dòng)中，對(duì)社會(huì)教化的內(nèi)容進(jìn)行自主構(gòu)建，并促進(jìn)內(nèi)化。研究表明，良好的親子關(guān)系與責(zé)任心呈顯著正相關(guān)，在融洽相處的家庭環(huán)境中，青少年能較好地感知父母的關(guān)心、幫助與支持（Kliewer et al.，2006），并愿意接受父母的教育和指導(dǎo)。 因此，親子支持能積極影響責(zé)任心的形成，而親子沖突則會(huì)對(duì)青少年在認(rèn)知發(fā)展、行為問題等方面產(chǎn)生直接不利影響，影響青少年責(zé)任心的形成。其次，責(zé)任心對(duì)青少年感恩或親社會(huì)行為具有預(yù)測作用。責(zé)任心高的個(gè)體更愿意回報(bào)施恩者，回饋他人的恩惠，表現(xiàn)出感恩等一系列積極的親社會(huì)行為。Chow等人（2010）的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體感知到責(zé)任心水平越高，其感恩水平也越高。綜合這兩方面，提出假設(shè)H2：責(zé)任心是親子關(guān)系影響青少年感恩的中介變量。因此，本研究將基于生態(tài)系統(tǒng)理論從家庭、個(gè)體等水平背景下，較系統(tǒng)地分析青少年感恩的影響因素及其作用機(jī)制，假設(shè)模型如圖1。

2 方法

2.1 研究對(duì)象

隨機(jī)抽取河南省鄭州市初級(jí)中學(xué)三個(gè)年級(jí)的學(xué)生，共發(fā)放問卷800份，剔除規(guī)律做答或填答不全的無效問卷30份，回收有效問卷770份，有效回收率達(dá)96.3%。 其中男生 420人 （54.5%）， 女生350人（45.5%），年齡在 11.75-15.67 歲。初一年級(jí) 345 人，初二年級(jí)293人，初三年級(jí)132人。父親、母親受教育程度在大學(xué)本科以上者所占比例分別為40.9%和23.2%。家庭年收入在10萬以下占29.1%，年收入10～20 萬占 50.6%，年收入 20 萬以上 20.3%。

2.2 研究工具

2.2.1 親子關(guān)系問卷

采用學(xué)者 Furman和 Buhrmester（1988）等人編制，田錄梅等（2012）修訂的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)問卷（中文簡版）測量個(gè)體與父母的親子關(guān)系。此量表包含5個(gè)維度，分別是陪伴、情感支持、親密性、工具性幫助、爭吵和沖突，共 15個(gè)項(xiàng)目，采用 5點(diǎn)計(jì)分。因前4個(gè)維度屬于支持維度，故將這4個(gè)維度合并為親子支持。最后一個(gè)維度的題目作為親子沖突。分?jǐn)?shù)越高，表明親子支持或親子沖突的水平也越高。總問卷Cronbach’s α系數(shù)為 0.79， 親子支持的 Cronbach’s α 系數(shù)為0.86，親子沖突 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.83。

2.2.2 青少年特質(zhì)感恩量表

采用何安明編制的青少年特質(zhì)感恩量表。此量表包含社會(huì)恩惠的表達(dá)和回報(bào)、社會(huì)恩惠的感知和體驗(yàn)、他人恩惠的表達(dá)和回報(bào)以及他人恩惠的感知和體驗(yàn)、自然恩惠的表達(dá)和回報(bào)、自然恩惠的感知和體驗(yàn)，共6個(gè)維度，23個(gè)項(xiàng)目，采用5點(diǎn)計(jì)分。該量表的信、效度良好（何安明，劉華山，惠秋平，2012）。本研究中，社會(huì)恩惠的表達(dá)和回報(bào)、社會(huì)恩惠的感知和體驗(yàn)、他人恩惠的表達(dá)和回報(bào)及他人恩惠的感知和體驗(yàn)、自然恩惠的表達(dá)和回報(bào)、自然恩惠的感知和體驗(yàn)的 Cronbach’s α 系數(shù)分別為 0.73、0.75、0.71、0.72、0.74、0.73，整個(gè)量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為0.85。

2.2.3 責(zé)任心量表

本研究采用譚小宏編制的中學(xué)生責(zé)任心問卷（譚小宏，2004）。此問卷包含4個(gè)維度：特殊義務(wù)責(zé)任心、特殊過失責(zé)任心、總體責(zé)任心和一般責(zé)任心，采用5點(diǎn)計(jì)分。本次測量的 Cronbach’s α值為0.87。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用 SPSS19.0和AMOS20.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析等，采用偏校正的Bootstrap對(duì)青少年責(zé)任心在親子關(guān)系和感恩中的中介效應(yīng)進(jìn)行探討。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

因采用自我報(bào)告的方式收集研究數(shù)據(jù)，可能會(huì)造成共同方法偏差效應(yīng)，所以為避免受此方法的影響，進(jìn)行了相應(yīng)的程序控制,如選取的測量工具均為信、效度較高的量表，采用匿名保護(hù)、部分條目使用反向題等。數(shù)據(jù)收集完成后，采用Harman單因素檢驗(yàn)的方法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。研究表明，共有13個(gè)特征值大于1的因子，且第一個(gè)因子解釋的變異量為19.75%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究共同方法偏差影響不大。構(gòu)建競爭模型檢驗(yàn)變量的結(jié)構(gòu)效度，結(jié)果如表1所示。假設(shè)的四因子模型各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)到臨界值標(biāo)準(zhǔn)，而單因子模型和三因子模型各項(xiàng)擬合指標(biāo)均不太理想，因此，研究中所使用的構(gòu)念具有良好區(qū)分性和有效性。

表1 研究變量的驗(yàn)證性因素分析

3.2 親子關(guān)系、責(zé)任心和感恩的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

表2列出了親子支持、親子沖突、責(zé)任心、感恩的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差以及變量兩兩之間的相關(guān)系數(shù)。相關(guān)分析結(jié)果表明，各變量之間均具有顯著的相關(guān)。具體表現(xiàn)為，親子支持、責(zé)任心與感恩均呈顯著的正相關(guān)（p＜0.001），而親子沖突與責(zé)任心、感恩均呈顯著的負(fù)相關(guān)（p＜0.001），責(zé)任心與感恩呈顯著的正相關(guān)（p＜0.001）。 因此，本研究假設(shè) H1 得到支持（見表2）。

表2 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

3.3 責(zé)任心在親子關(guān)系和感恩之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

按照溫忠麟提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程（溫忠麟，葉寶娟，2014），運(yùn)用Bootstrap分析方法進(jìn)行置信區(qū)間的估計(jì)檢驗(yàn)，驗(yàn)證中介效應(yīng)的顯著性。研究共重復(fù)抽樣3000次。檢驗(yàn)步驟如下：

第一步，檢驗(yàn)總效應(yīng) c的顯著性，如c顯著就依次進(jìn)行中介效應(yīng)分析。在本研究中，親子支持對(duì)感恩的總效應(yīng)系數(shù)為0.30（c），總效應(yīng)系數(shù)c顯著（t＝2.04，p＜0.01）；親子沖突對(duì)感恩的總效應(yīng)系數(shù)為-0.30（c），總效應(yīng)系數(shù) c 顯著（t＝2.97，p＜0.01），總效 應(yīng) 模型 擬 合 合 理 ，（χ2／df＝4.30，GFI＝0.95，RFI＝0.92，TLI＝0.93，CFI＝0.94，RMSEA＝0.05）。

第二步，依次檢驗(yàn)系數(shù)a與系數(shù)b的顯著性。首先構(gòu)建責(zé)任心作為親子支持、親子沖突與感恩之間中介的結(jié)構(gòu)方程模型，模型擬合結(jié)果見表3，各項(xiàng)指標(biāo)良好。其次，預(yù)測系數(shù)a與b的顯著性。結(jié)果表明：親子支持對(duì)責(zé)任心的效應(yīng)大小為0.42（a），親子沖突對(duì)責(zé)任心的效應(yīng)大小為-0.35（a），系數(shù) a 顯著（t＝2.04，p＜0.05）；責(zé)任心對(duì)感恩的效應(yīng)大 小為 0.30（b），系數(shù) b 顯著（t＝6.67，p＜0.001）。 第三步，檢驗(yàn)直接效應(yīng)和中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果表明：親子支持、親子沖突、責(zé)任心對(duì)感恩均具有顯著的預(yù)測作用（β1＝0.22，β2＝-0.21，β3＝0.32，p＜0.001），且親子支持和親子沖突對(duì)責(zé)任心具有顯著預(yù)測作用 （β1＝0.42，β2＝-0.35，p＜0.001）；進(jìn)一步分析表明，在控制責(zé)任心的影響作用后，親子支持、親子沖突對(duì)初中生感恩的預(yù)測作用雖顯著，但預(yù)測系數(shù)均減弱 （控制后：β1＝0.17，β2＝-0.19，β3＝0.30，p＜0.001）。 因此，責(zé)任心在親子支持、親子沖突與初中生感恩之間起著部分中介作用。中介效應(yīng)模型如圖2。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)一覽表

最后，做非參數(shù)百分位 Bootstrap分析檢驗(yàn)責(zé)任心中介效應(yīng)的顯著性。研究共重復(fù)抽樣3000個(gè)Bootstrap樣本，然后根據(jù)樣本擬合模型，計(jì)算出中介效應(yīng)的平均路徑值和路徑系數(shù)的95%置信區(qū)間，若置信區(qū)間不包含0，則證實(shí)責(zé)任心的中介效應(yīng)成立。由表4可知，所有路徑的95%置信區(qū)間都不包含0，因此驗(yàn)證了責(zé)任心在親子支持、親子沖突與感恩之間的中介效應(yīng)。本研究中親子支持至感恩的總效應(yīng)值0.30，其中親子支持對(duì)感恩的直接效應(yīng)為 0.17，占總效應(yīng)的 56.67%；間接效應(yīng)為 0.13，占總效應(yīng)的43.33%。親子沖突至感恩的總效應(yīng)值-0.30，其中親子沖突對(duì)感恩的直接效應(yīng)為-0.19，占總效應(yīng)的63.33%；間接效應(yīng)為-0.11，占總效應(yīng)的36.67%。

表4 對(duì)中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap分析

4 討論

4.1 親子關(guān)系影響青少年感恩產(chǎn)生的內(nèi)在機(jī)制

本研究表明，親子關(guān)系、責(zé)任心與感恩三個(gè)測量指標(biāo)均呈顯著相關(guān)，其中親子支持可以顯著正向預(yù)測青少年的感恩，即親子支持得分越高，青少年的感恩水平也越高。親子支持、責(zé)任心與感恩正相關(guān)，親子沖突與感恩負(fù)相關(guān)，這與研究假設(shè)一致。該結(jié)果可從兩個(gè)角度來解釋：其一，青少年感恩的發(fā)展與其感知能力的發(fā)展有關(guān)。與以往的研究相驗(yàn)證，在青少年感恩的影響因素研究中，親子關(guān)系、同伴支持、自尊等諸多因素都與感恩呈顯著正相關(guān)（王建平，喻承甫，曾毅茵，葉婷，張衛(wèi)，2011）。這說明良好的親子關(guān)系，和睦融洽的家庭氛圍有利于激發(fā)孩子積極心理傾向的產(chǎn)生、提高其社會(huì)適應(yīng)能力等，更容易感知他人給予的幫助和恩惠，因而表現(xiàn)出更多的感恩。其二，生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，作為微觀系統(tǒng)核心的家庭，個(gè)體感恩產(chǎn)生的發(fā)展會(huì)受到家庭因素的影響，而親子關(guān)系是家庭影響青少年感恩的重要變量（Hoy，Suldo， ＆ Mendez，2013）。 其中，親子支持有利于激發(fā)青少年產(chǎn)生積極的心理傾向——感恩。感恩是源于他人的支持和幫助所激發(fā)的，因此，具有較高的親子支持的青少年具有更高的感恩水平。而親子沖突會(huì)導(dǎo)致父母與子女之間缺乏情感的交流和互動(dòng)，不利于感恩的產(chǎn)生 （王建平等，2011）。未來的研究可以從師生關(guān)系、同伴關(guān)系等方面進(jìn)一步探討青少年感恩的影響因素模型，進(jìn)而對(duì)青少年感恩進(jìn)行因果推論，從而為促進(jìn)青少年感恩的積極發(fā)展提供理論支持。

4.2 責(zé)任心在親子關(guān)系和感恩間的中介效應(yīng)

研究發(fā)現(xiàn)，親子支持、親子沖突對(duì)青少年感恩既有直接效應(yīng)，也可通過責(zé)任心對(duì)青少年感恩產(chǎn)生間接影響，即親子支持能直接正向預(yù)測青少年感恩，又通過責(zé)任心的中介作用對(duì)感恩產(chǎn)生影響。相反，親子沖突對(duì)青少年感恩有直接負(fù)向預(yù)測作用，同時(shí)也通過責(zé)任心這個(gè)變量的中介作用對(duì)青少年感恩產(chǎn)生影響。這與研究假設(shè)H2相吻合。一方面，父母的支持和幫助直接有利于青少年獲得積極的經(jīng)驗(yàn)和結(jié)果，同時(shí)良好的家庭氛圍和較高的親子支持有利于青少年對(duì)他人給予的支持、幫助的感知，進(jìn)而激發(fā)個(gè)體感恩情緒的產(chǎn)生。另一方面良好的親子關(guān)系可提升自我價(jià)值體驗(yàn)，促進(jìn)個(gè)體獲得較多的責(zé)任心，進(jìn)而激發(fā)積極的心理情緒，產(chǎn)生更多的感恩。然而，親子沖突不利于青少年感恩的形成，同時(shí)也阻礙責(zé)任心的發(fā)展，進(jìn)而通過責(zé)任心影響感恩的產(chǎn)生。其可能的原因是：良好的親子關(guān)系有利于塑造和培養(yǎng)個(gè)體的責(zé)任心，而具有高責(zé)任心的個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更多的感恩。感恩就是承擔(dān)起回饋父母、回饋?zhàn)约簩?duì)他人及社會(huì)的責(zé)任，而親子沖突會(huì)使子女體驗(yàn)不到父母的支持和家庭的溫暖，對(duì)自身不關(guān)心，更不會(huì)關(guān)心他人和社會(huì)，進(jìn)而使青少年產(chǎn)生消極、被動(dòng)等認(rèn)知模式，影響責(zé)任心的激發(fā)，不利于感恩的培養(yǎng)。社會(huì)交換理論認(rèn)為，接受他人的恩惠，對(duì)施恩者的回報(bào)是一種責(zé)任和義務(wù)，個(gè)體具有水平較高的責(zé)任心會(huì)遵守這種規(guī)范，更會(huì)感恩施恩者。

4.3 研究啟示與展望

本研究依據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論，考察了責(zé)任心在親子支持、親子沖突與青少年感恩中的中介效應(yīng)，驗(yàn)證了親子關(guān)系影響感恩的作用機(jī)制，豐富了感恩領(lǐng)域的研究，對(duì)當(dāng)前我國青少年感恩干預(yù)研究與實(shí)踐具有重要的啟示。研究發(fā)現(xiàn)青少年感恩受個(gè)體、家庭等多水平背景因素的影響，這提示應(yīng)開展多方位的青少年感恩干預(yù)研究與實(shí)踐，才能更有效地促進(jìn)青少年感恩意識(shí)的形成和發(fā)展。同時(shí)，研究還發(fā)現(xiàn)個(gè)體因素在環(huán)境因素對(duì)青少年感恩影響中具有中介效應(yīng)，這提示我們要特別關(guān)注青少年責(zé)任心等能力的培養(yǎng)，促進(jìn)青少年產(chǎn)生積極的心理情緒和更多的感恩。感恩，說明一個(gè)人對(duì)自己與他人和社會(huì)的關(guān)系有著正確的認(rèn)識(shí)。在這種正確認(rèn)識(shí)之下產(chǎn)生的一種責(zé)任感，是對(duì)恩惠心存感激的表示，是個(gè)體不忘他人恩情，縈繞在心間的一種情感表達(dá)。但本研究也存在諸多不足之處：（1）數(shù)據(jù)分析沒有對(duì)學(xué)生的性別進(jìn)行控制，可能會(huì)犯較高的Ⅰ型錯(cuò)誤；（2）本研究僅采用橫斷研究，缺乏縱向研究數(shù)據(jù)，不能進(jìn)行因果推論。因此，今后的研究應(yīng)注重采用追蹤設(shè)計(jì)，考察親子關(guān)系、責(zé)任心以及感恩的作用機(jī)制，證實(shí)它們之間的因果關(guān)系。

5 結(jié)論

親子支持、責(zé)任心與青少年感恩呈顯著正相關(guān)，而親子沖突則與青少年感恩呈顯著負(fù)相關(guān)；

責(zé)任心在親子支持和親子沖突對(duì)青少年感恩間均起部分中介作用，這表明責(zé)任心是親子支持和親子沖突影響青少年感恩的重要中介變量。