親子關(guān)系和移情對青少年社會(huì)創(chuàng)造力的預(yù)測：友誼質(zhì)量的中介作用 *

李 昂 張景煥

(山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟(jì)南 250358)

1 問題提出

社會(huì)創(chuàng)造力（social creativity）特指在人際問題解決過程中所體現(xiàn)出的創(chuàng)造力（Mouchiroud &Lubart, 2002），是個(gè)體以新穎、獨(dú)特、適當(dāng)而有效的方式提出和解決社會(huì)問題的品質(zhì)（谷傳華, 張海霞, 周宗奎, 2009）。社會(huì)創(chuàng)造力有狀態(tài)與特質(zhì)之分，前者是指個(gè)體在特定情境中表現(xiàn)出來的創(chuàng)造性狀態(tài)，而后者是指個(gè)體日常生活中一貫的創(chuàng)造性傾向或特質(zhì)（谷傳華, 張笑容, 陳潔, 郝恩河, 王亞麗, 2013）。本研究在特質(zhì)的層面上來理解社會(huì)創(chuàng)造力。

根據(jù)創(chuàng)造力發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)模型（Yeh, 2004），創(chuàng)造力發(fā)展是環(huán)境因素和個(gè)體因素共同作用的結(jié)果。家庭是個(gè)體最先接觸到的環(huán)境，是影響社會(huì)創(chuàng)造力的潛在因素（Mouchiroud & Bernoussi,2008）。同時(shí)，移情作為個(gè)體因素，是理解他人情感并做出適當(dāng)反應(yīng)的能力，是人際交往中的重要影響因素。友誼是影響個(gè)體自尊、幸福感及發(fā)展結(jié)果的重要環(huán)境因素（Hartup & Stevens, 1997）。因此，本研究以親子關(guān)系、移情、友誼質(zhì)量作為預(yù)測變量，研究中學(xué)生在日常生活中新穎、有效地解決社會(huì)問題時(shí)所體現(xiàn)出的穩(wěn)定存在的創(chuàng)造力，并探究其影響因素與作用機(jī)制。

1.1 親子關(guān)系與社會(huì)創(chuàng)造力的關(guān)系

Bowlby（1973）的依戀理論指出，良好的親子關(guān)系是個(gè)體發(fā)展的重要基礎(chǔ)，同時(shí)社會(huì)創(chuàng)造力是青少年發(fā)展良好人際關(guān)系的重要能力之一。關(guān)于親子關(guān)系與社會(huì)創(chuàng)造力的關(guān)系，以往研究大多集中在小學(xué)兒童。研究表明，兒童的社會(huì)創(chuàng)造力與親子關(guān)系顯著正相關(guān)（Zhang, Zhou, Gu, Lei, &Fan, 2018），與父母的情感溫暖、理解、自主支持顯著正相關(guān)，與父親的懲罰、嚴(yán)厲、過度保護(hù)顯著負(fù)相關(guān)（谷傳華, 范翠英, 張冬靜, 楊森, 宋娟娟,2012; 谷傳華, 周宗奎, 2008; 張景煥等, 2013）。以往相關(guān)研究的結(jié)果顯示，親子關(guān)系可以直接影響社會(huì)創(chuàng)造力（宋靜靜, 谷傳華, 張永欣, 張菲菲, 郝恩河, 2013）。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：青少年的親子關(guān)系正向預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力。

1.2 移情與社會(huì)創(chuàng)造力的關(guān)系

移情是指源于他人的情緒狀態(tài)或狀況的情感反應(yīng)，指與他人的情緒狀態(tài)一致，并且至少在自身和他人之間存在最小程度的區(qū)分（Eisenberg,Shea, Carlo, & Knight, 1991）。大量研究表明，移情與親社會(huì)行為顯著正相關(guān)（Barr & Higgins-D’Alessandro, 2007; Mesurado & Richaud, 2017），兒童的積極移情和社交能力存在跨時(shí)間的正相關(guān)（Sallquist, Eisenberg, Spinrad, Eggum, & Gaertner,2009）。更有研究明確提出移情影響創(chuàng)造力（Dostál, Plháková, & Zá?kodná, 2017; Takeuchi et al.,2014）。有研究者指出，移情可以幫助創(chuàng)作者預(yù)測社會(huì)環(huán)境對其創(chuàng)意產(chǎn)品的反應(yīng)并相應(yīng)調(diào)整原創(chuàng)產(chǎn)品的數(shù)量（Form & Kaernbach, 2018），從而將移情時(shí)創(chuàng)造力的影響引向社會(huì)創(chuàng)造力領(lǐng)域。據(jù)此本研究提出假設(shè)2：青少年的移情能力正向預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力。

1.3 友誼質(zhì)量的中介作用

生態(tài)系統(tǒng)理論指出，影響個(gè)體發(fā)展的微系統(tǒng)主要是家庭和同伴。同伴關(guān)系與社會(huì)創(chuàng)造力的相關(guān)研究表明，與不受歡迎的兒童相比，受歡迎的兒童在與他人交往中的社會(huì)創(chuàng)造性水平更高（谷傳華, 周宗奎, 種明慧, 2009）。友誼是同伴關(guān)系的重要研究內(nèi)容，友誼質(zhì)量可以促進(jìn)青少年的心理資本（陳秀珠, 賴偉平, 麻海芳, 陳俊, 單彥彤,2017），預(yù)測更強(qiáng)的社交能力（Glick & Rose,2011）。由此推斷，擁有高質(zhì)量友誼的個(gè)體，可以從友誼中獲得更多的支持，進(jìn)而采用適當(dāng)且獨(dú)特的方式來解決人際問題。

移情和友誼質(zhì)量在青少年期關(guān)系密切，高移情能力可以使青少年擁有更高的友誼質(zhì)量（Meuwese,Cillessen, & Güro?lu, 2017）。實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，移情正向預(yù)測友誼質(zhì)量（Chow, Ruhl, & Buhrmester,2013; Smith & Rose, 2011），移情能力高的個(gè)體會(huì)對朋友做出更多的親社會(huì)行為（Mesurado &Richaud, 2017），更好地理解朋友的情緒，減少溝通中的誤解，從而提升社會(huì)創(chuàng)造力。因此，本研究提出假設(shè)3：友誼質(zhì)量在移情和社會(huì)創(chuàng)造力之間起中介作用。

家庭是個(gè)體成長的首要場所，是影響個(gè)體社會(huì)化及發(fā)展的重要微環(huán)境（吳旻, 劉爭光, 梁麗嬋,2016）。研究表明，較少感受到父母的感情和行為肯定的青少年體驗(yàn)到的同伴關(guān)系質(zhì)量也較低（Kretschmer et al., 2016），父母支持可通過影響友誼質(zhì)量間接影響情緒適應(yīng)（田錄梅, 張文新, 陳光輝, 2014）。因此，本研究提出假設(shè)4：友誼質(zhì)量在親子關(guān)系和社會(huì)創(chuàng)造力之間起中介作用。

此外，親子關(guān)系對個(gè)體發(fā)展的影響與性別相關(guān)。以往研究表明，同性別間的親子互動(dòng)對個(gè)體發(fā)展的作用更強(qiáng)，母女親密關(guān)系預(yù)測女生更好的社交能力，父子之間的沖突預(yù)測男生更差的社交能力（Xu, Liu, Li, Liu, & Huntsinger, 2018）。關(guān)于友誼的研究表明，對于女生，朋友支持在父母安全依戀與抑郁之間均起中介作用；對于男生，朋友支持僅在父親依戀與抑郁之間起中介作用（Liu,2006）。因此，本研究將進(jìn)一步檢驗(yàn)友誼質(zhì)量中介作用的性別差異。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群隨機(jī)抽樣法，從濟(jì)南市某中學(xué)選取七、八年級學(xué)生，刪除無效問卷后，有效被試588名。其中男生292名，平均年齡13.48±0.72歲；女生296名，平均年齡13.37±0.63歲；所有被試平均年齡13.43±0.68歲。

2.2 研究工具

2.2.1 社會(huì)創(chuàng)造力

采用谷傳華和周宗奎（2008）編制的小學(xué)兒童社會(huì)創(chuàng)造性傾向問卷測量社會(huì)創(chuàng)造力，以往研究表明，該問卷在應(yīng)用于初中生時(shí)同樣具有良好的信效度（宋靜靜等, 2013）。問卷包括威信或同伴影響力、問題解決特質(zhì)或沖突解決能力、出眾性、堅(jiān)毅進(jìn)取性、交往能力或社會(huì)智力、主動(dòng)盡責(zé)性六個(gè)維度，共24個(gè)項(xiàng)目，采用3點(diǎn)計(jì)分。二階驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果顯示該問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度，χ2/df=2.85，CFI=0.95，TLI=0.95，RMSEA=0.04，同時(shí)該問卷在本研究中的信度良好，Cronbach’s α系數(shù)為0.95，分半信度系數(shù)為0.89。

2.2.2 親子關(guān)系

采用Buchanan，Maccoby和 Dornbusch（1991）編制并由張錦濤等（2011）修訂的親子親密度量表，分別對父子關(guān)系和母子關(guān)系進(jìn)行測量，每份量表有9個(gè)項(xiàng)目，采用5點(diǎn)計(jì)分，1為“完全不符合”，5為“非常符合”。采用各項(xiàng)目的總分作為父子關(guān)系或母子關(guān)系的得分，總分越高，代表關(guān)系越親密。該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.90（父子關(guān)系）和0.91（母子關(guān)系）。驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果顯示兩份量表均具有良好的結(jié)構(gòu)效度，父子關(guān)系量表：χ2/df=2.78，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.04；母子關(guān)系量表：χ2/df=5.86，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.06。

2.2.3 移情

采用Davis（1983）編制、張鳳鳳、董毅、汪凱、詹志禹和謝倫芳（2010）修訂的人際反應(yīng)指針量表（Interpersonal Reactivity Index-C, IRI-C）對移情能力進(jìn)行測量。該量表包括觀點(diǎn)采擇（PT）、想象力（FS）、共情性關(guān)心（EC）和個(gè)人痛苦（PD）四個(gè)維度，共22個(gè)項(xiàng)目，采用5點(diǎn)評分，1為“完全不符合”，5為“完全符合”。對該量表進(jìn)行二階驗(yàn)證性因子分析，刪除因子載荷小于0.3的5個(gè)項(xiàng)目后，最終模型擬合良好，χ2/df=3.29，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.06，該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為 0.85。

2.2.4 友誼質(zhì)量

采用周宗奎、孫曉軍、趙冬梅和Yeh（2005）修訂的友誼質(zhì)量問卷簡表對青少年與最好朋友的友誼質(zhì)量進(jìn)行測量。該問卷包括肯定與關(guān)心、幫助與指導(dǎo)、陪伴與娛樂、親密袒露與交流、沖突解決策略、沖突與背叛六個(gè)維度，共18個(gè)項(xiàng)目，采用5點(diǎn)計(jì)分，1為“完全不符合”，5為“完全符合”。對該量表進(jìn)行二階驗(yàn)證性因子分析，刪除因子載荷小于0.3的一個(gè)維度后，最終模型擬合良好，χ2/df=4.13，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06，該問卷在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

2.3 施測程序和數(shù)據(jù)分析

本研究的主試均為心理學(xué)專業(yè)學(xué)生，在正式施測前經(jīng)過嚴(yán)格的培訓(xùn)。以班級為施測單位，總時(shí)長為20分鐘。為避免研究方法對數(shù)據(jù)及結(jié)果的影響，采用匿名作答的方式對施測程序進(jìn)行控制。

采用SPSS23.0、Mplus7.0及Amos24.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究根據(jù)周浩和龍立榮（2004）的建議，采用Harman單因素檢驗(yàn)對可能存在的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。采用SPSS23.0將所有問卷的所有項(xiàng)目作為探索性因素分析的所有條目，第一公因子解釋率為22.93%，遠(yuǎn)小于40%，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

使用Pearson積差相關(guān)分析計(jì)算各變量之間的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果表明，父子關(guān)系、母子關(guān)系、移情、友誼質(zhì)量和社會(huì)創(chuàng)造力之間均顯著正相關(guān)。相關(guān)分析的結(jié)果表明，親子關(guān)系和移情與友誼質(zhì)量和社會(huì)創(chuàng)造力之間的關(guān)系滿足中介作用檢驗(yàn)的條件（參見表1）。

3.3 中介作用檢驗(yàn)

首先，考察親子關(guān)系與移情對社會(huì)創(chuàng)造力的直接效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型擬合指數(shù)良好：χ2/df=5.63，CFI=0.92，TLI=0.90，RMSEA=0.09，SRMR=0.07。路徑分析結(jié)果表明，母子關(guān)系顯著正向預(yù)測作用社會(huì)創(chuàng)造力（β=0.15,p＜0.05），父子關(guān)系顯著正向預(yù)測作用社會(huì)創(chuàng)造力（β=0.21,p＜0.01），移情顯著正向預(yù)測作用社會(huì)創(chuàng)造力（β=0.35,p＜0.01）。

采用潛變量結(jié)構(gòu)方程模型對友誼質(zhì)量在親子關(guān)系與社會(huì)創(chuàng)造力、移情與社會(huì)創(chuàng)造力之間的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)（參見圖1）。結(jié)果顯示：χ2/df=3.70，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06，說明該模型可以接受。具體而言，母子關(guān)系對社會(huì)創(chuàng)造力的預(yù)測作用不顯著（β=0.10,p＞0.05），移情、父子關(guān)系和友誼質(zhì)量對社會(huì)創(chuàng)造力的正向預(yù)測作用均顯著（β=0.26,p＜0.01; β=0.21,p＜0.01; β=0.22,p＜0.01）；父子關(guān)系對友誼質(zhì)量的預(yù)測作用不顯著（β=-0.03,p＞0.05），母子關(guān)系和移情對友誼質(zhì)量的正向預(yù)測作用均顯著（β=0.24,p＜0.01; β=0.46,p＜0.01）。

采用Bootstrap法抽樣2000次對模型的中介路徑進(jìn)行分析，結(jié)果顯示：友誼質(zhì)量在父子關(guān)系和社會(huì)創(chuàng)造力之間的中介作用不穩(wěn)定（置信區(qū)間包括0），而友誼質(zhì)量在母子關(guān)系和社會(huì)創(chuàng)造力之間、移情和社會(huì)創(chuàng)造力之間的中介作用穩(wěn)定（置信區(qū)間不包括0）；母子關(guān)系通過友誼質(zhì)量的完全中介作用正向預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，間接效應(yīng)為0.05；移情可以直接預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，直接效應(yīng)值為0.26，也可以通過友誼質(zhì)量的部分中介作用正向預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，中介效應(yīng)值為0.10（參見表2）。這一結(jié)果說明，父子關(guān)系和母子關(guān)系對于社會(huì)創(chuàng)造力的影響機(jī)制存在差異。

圖1 親子關(guān)系、移情、友誼質(zhì)量和社會(huì)創(chuàng)造力的關(guān)系模型

表2 基于Bootstrap法的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用跨組比較的方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的性別差異，建立未限制模型（M1）、限定測量權(quán)重模型（M2）、限定測量和結(jié)構(gòu)權(quán)重模型（M3），結(jié)果顯示，三個(gè)模型均擬合良好，M2與M3模型差異不顯著，△χ2=7.70，△df=7，p＞0.05，表明友誼質(zhì)量的中介作用不具有性別差異。

4 討論

4.1 親子關(guān)系與移情對社會(huì)創(chuàng)造力的直接作用

本研究結(jié)果支持創(chuàng)造力發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)模型（Yeh, 2004），即環(huán)境因素和個(gè)體因素影響創(chuàng)造力的發(fā)展。首先，父子關(guān)系、母子關(guān)系對社會(huì)創(chuàng)造力都有直接正向預(yù)測作用，即親子關(guān)系越親密，社會(huì)創(chuàng)造力水平越高，這與以往的研究結(jié)果一致（Zhang et al., 2018）。親子關(guān)系在個(gè)體成長中的作用至關(guān)重要，和父母的日?；?dòng)是兒童社交技能發(fā)展的基礎(chǔ)（Cohn, Patterson, & Christopoulos,1991）。與父母的良好互動(dòng)會(huì)讓青少年在生活中感受到更多的支持，從而勇于嘗試多樣的社交方式，表現(xiàn)自己的與眾不同并學(xué)會(huì)采用更加新穎的方式解決人際問題（張景煥, 劉欣, 任菲菲, 孫祥薇,于頎, 2016）。此外，移情對社會(huì)創(chuàng)造力有直接正向預(yù)測作用，驗(yàn)證了以往的研究結(jié)論（Dostál et al.,2017）。高移情水平的青少年能夠理解他人的社交處境，從而采用有效的社交技能，創(chuàng)造性地解決人際交往中出現(xiàn)的問題。

4.2 親子關(guān)系與移情對社會(huì)創(chuàng)造力的間接作用及作用機(jī)制差異

本研究發(fā)現(xiàn)，親子關(guān)系與移情通過友誼質(zhì)量影響社會(huì)創(chuàng)造力的間接作用機(jī)制存在差異：父子關(guān)系直接預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，母子關(guān)系通過友誼質(zhì)量的中介作用預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，移情既直接作用于社會(huì)創(chuàng)造力，也通過友誼質(zhì)量的中介作用預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，這種作用機(jī)制不存在性別差異。相較于父子關(guān)系與母子關(guān)系，移情對社會(huì)創(chuàng)造力的直接效應(yīng)（0.26）大于父子關(guān)系對社會(huì)創(chuàng)造力的直接效應(yīng)（0.21），移情對社會(huì)創(chuàng)造力預(yù)測的間接效應(yīng)（0.10）大于母子關(guān)系對社會(huì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)（0.05）。這說明對于青少年而言，個(gè)體因素對于自身社會(huì)創(chuàng)造力發(fā)展的影響，無論直接或間接作用均超過家庭環(huán)境因素。一方面，移情有助于青少年更多理解他人，從而做出更多的親社會(huì)行為（Mesurado & Richaud, 2017），以普遍能接受的方式解決人際問題。另一方面，移情有助于青少年獲得更多的同伴支持，建立友誼關(guān)系，擁有相對高質(zhì)量的友誼，進(jìn)而使用創(chuàng)造性的方式與他人互動(dòng)，解決人際交往問題，提升社會(huì)創(chuàng)造力。

值得一提的是，母子關(guān)系對社會(huì)創(chuàng)造力的影響符合研究者依據(jù)Bowlby（1973）的依戀理論提出的“間接效應(yīng)模型”，即親子關(guān)系是朋友關(guān)系建立和發(fā)展的基礎(chǔ)，并可以通過朋友關(guān)系間接影響青少年的行為適應(yīng)（田菲菲, 田錄梅, 2014），而父子關(guān)系直接預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力。因此，父子關(guān)系與母子關(guān)系以不同的方式預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力。這可能是由于我國大多數(shù)家庭中還是延續(xù)“嚴(yán)父慈母”的父母角色。在這一模式中，青少年與母親有更多互動(dòng)，建立更多的情感聯(lián)結(jié)，而與父親的互動(dòng)相對較少，感知到的母親教養(yǎng)投入多于父親，使得母子關(guān)系較父子關(guān)系更為親密（劉海嬌,田錄梅, 王姝瓊, 張文新, 2011）。這種親密關(guān)系的遷移以及具體解決問題辦法的傳授，有助于青少年與他人和睦相處，與他人形成親密的情感互動(dòng)，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)造力的發(fā)展（張景煥等, 2016）。實(shí)證研究也證實(shí)，母親在子女成長的過程中能夠提供更多情感上的支持，有助于子女建立更高質(zhì)量的友誼（Blair et al., 2014），并通過友誼質(zhì)量促進(jìn)社會(huì)創(chuàng)造力。關(guān)于父子關(guān)系，一方面，中國傳統(tǒng)家庭中父親較少參與青少年的日常生活，青少年與父親相處中形成的交往模式傾向于垂直關(guān)系下的服從，父親處于權(quán)威地位（侯芬, 伍新春, 鄒盛奇, 劉暢, 黃彬彬, 2018）；另一方面，父親往往以更廣闊的視野和理性分析傳達(dá)社會(huì)規(guī)則。在一定程度上正是因?yàn)楦缸又g互動(dòng)少，子女反而更深刻地理解父親傳達(dá)的社會(huì)規(guī)則，直接運(yùn)用到人際交往中，并采取更新穎的方式解決人際交往問題。

4.3 局限與展望

本研究依據(jù)創(chuàng)造力的生態(tài)理論和依戀理論，從環(huán)境因素和個(gè)體因素兩個(gè)角度出發(fā)，考察了親子關(guān)系和移情對社會(huì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制，驗(yàn)證和豐富了社會(huì)創(chuàng)造力的影響因素模型，發(fā)現(xiàn)了父子關(guān)系和母子關(guān)系對社會(huì)創(chuàng)造力影響的不同作用路徑。本研究存在一定局限性。首先，本研究將移情作為獨(dú)立的個(gè)體特質(zhì)進(jìn)行討論，但以往研究表明，移情與親子關(guān)系是相關(guān)的，移情既可以在高質(zhì)量親子關(guān)系中得到發(fā)展，又能夠促進(jìn)親子關(guān)系質(zhì)量的提升（Boele et al., 2019）。本研究僅從移情與親子關(guān)系相關(guān)的角度來認(rèn)識二者的關(guān)系，可能導(dǎo)致研究結(jié)果存在局限性。其次，本研究采用橫斷設(shè)計(jì)，無法推斷自變量與因變量之間的因果關(guān)系，并且本研究的被試處于青少年期，社會(huì)認(rèn)知和社交能力還在發(fā)展，研究結(jié)果只能說明社會(huì)創(chuàng)造力在此階段的發(fā)展及其預(yù)測因素。今后可以使用追蹤設(shè)計(jì)，以探索青少年社會(huì)創(chuàng)造力的發(fā)展規(guī)律。另外，個(gè)體進(jìn)入社會(huì)之后，所處的環(huán)境和人際交往方式都會(huì)發(fā)生變化，后續(xù)研究可以進(jìn)一步探究成年期個(gè)體的社會(huì)創(chuàng)造力及其影響因素，以期形成對社會(huì)創(chuàng)造力的更加全面的認(rèn)識。

5 結(jié)論

（1）父子關(guān)系與母子關(guān)系對于社會(huì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制存在差異，具體而言，父子關(guān)系直接正向預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，母子關(guān)系通過友誼質(zhì)量間接預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力。（2）移情既直接正向預(yù)測社會(huì)創(chuàng)造力，也通過友誼質(zhì)量的中介作用間接預(yù)測青少年社會(huì)創(chuàng)造力。