父母拒絕與青少年疏離感的關(guān)系：一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型

王馨凝 姜雯寧 丁雯 趙衛(wèi)國

摘要：為探討父母拒絕與青少年疏離感的關(guān)系，及情緒智力、社會(huì)支持在父母拒絕和青少年疏離感間的內(nèi)在作用機(jī)制，采用簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問卷、青少年學(xué)生疏離感量表、情緒智力量表和領(lǐng)悟社會(huì)支持量表，對(duì)263名中學(xué)生進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：父母拒絕顯著正向預(yù)測(cè)青少年疏離感;情緒智力在父母拒絕與青少年疏離感的關(guān)系中起部分中介作用;社會(huì)支持在中介模型的直接路徑和前半段路徑上起調(diào)節(jié)作用，當(dāng)社會(huì)支持水平較高時(shí)，父母拒絕對(duì)情緒智力的負(fù)向預(yù)測(cè)作用和對(duì)疏離感的正向預(yù)測(cè)作用增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：父母拒絕;疏離感;情緒智力;社會(huì)支持

中圖分類號(hào)：G44文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1671-2684（2022）05-0009-07

一、引言

疏離感（alienation）是個(gè)體與周圍的人、社會(huì)、自然及自己等種種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之間，由于正常的關(guān)系發(fā)生疏遠(yuǎn)，甚至被支配、控制，從而使個(gè)體產(chǎn)生了社會(huì)孤立感、不可控感、無意義感、壓迫拘束感、自我疏離感等消極的情感[1]。青少年是疏離感發(fā)生的高危時(shí)期，且疏離感強(qiáng)的青少年更有可能出現(xiàn)抑郁、情緒失調(diào)、高風(fēng)險(xiǎn)行為、違法行為等問題[2-5]。因此，研究青少年疏離感，對(duì)預(yù)防和干預(yù)青少年高疏離感，維護(hù)青少年心理健康具有重要的理論和實(shí)踐意義。

父母拒絕（parental rejection）是指父母對(duì)子女缺乏關(guān)愛，并對(duì)子女施以多種身體和心理上的傷害性行為和情感，主要表現(xiàn)為忽視冷漠、冷酷無情、敵對(duì)攻擊、未分化的拒絕四種形式[6]。人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論（the ecology of human development）認(rèn)為，兒童所處的生態(tài)環(huán)境由若干鑲嵌在一起的系統(tǒng)組成，家庭等微觀系統(tǒng)（microsystem）能夠直接影響青少年的發(fā)展[7]。當(dāng)個(gè)體在家庭中體驗(yàn)到較多的來自父母的忽視、冷漠時(shí)，他們會(huì)在與他人交往時(shí)，潛意識(shí)里重復(fù)家庭中的自我評(píng)價(jià)方式或應(yīng)對(duì)方式[7-9]。有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，父母拒絕能顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體的疏離感[10-13]。并且，被父母拒絕的兒童更傾向于報(bào)告自己態(tài)度冷漠、對(duì)世界持負(fù)面態(tài)度等[6，14]。綜上所述，本研究提出假設(shè)H1：父母拒絕正向預(yù)測(cè)青少年疏離感。

情緒智力（emotional intelligence）是一種加工和處理情緒信息的綜合能力，它能幫助個(gè)體更好地感知、使用并調(diào)節(jié)自我和他人的情緒，從而減少消極情感[15-16]。青少年到了中學(xué)階段，情緒智力有明顯的成長(zhǎng)和變化，該時(shí)期是情緒智力發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期[17]。有研究發(fā)現(xiàn)，高情緒智力的個(gè)體往往具有更低的疏離感[18-20]。此外，根據(jù)情緒智力的能力模型（ability model），情緒智力作為一種能力，必然會(huì)受到后天經(jīng)驗(yàn)及重要他人的影響，其中父母的影響不可忽視，這一點(diǎn)也得到以往研究的證實(shí)[21-23]。由此本研究提出假設(shè)H2：青少年情緒智力在父母拒絕和疏離感之間起中介作用。

社會(huì)支持是指來自家庭、親友和社會(huì)其他方面對(duì)個(gè)體的精神和物質(zhì)上的慰藉、關(guān)懷、尊重和幫助[24]。進(jìn)入青春期以后，個(gè)體與父母相處時(shí)間減少，同伴、教師等社會(huì)支持逐漸成為青少年主要的支持來源之一[25]。根據(jù)人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論，青少年直接參與的家庭及學(xué)校等微系統(tǒng)之間相互聯(lián)系、相互影響，共同影響個(gè)體的心理發(fā)展[7]。同時(shí)，當(dāng)人們?cè)谏畹哪硞€(gè)方面感受到疏離時(shí)，多數(shù)人會(huì)尋求在生活其他方面獲得支持和安慰[26]。已有實(shí)證研究表明，社會(huì)支持對(duì)于促進(jìn)青少年情緒智力發(fā)展，減少青少年疏離感起著重要的作用，但目前少有研究探討社會(huì)支持在父母拒絕影響青少年情緒智力和疏離感機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用[27-28]。因此，本研究結(jié)合以往理論研究基礎(chǔ)，提出假設(shè)H3：社會(huì)支持在父母拒絕對(duì)青少年疏離感影響的直接路徑和前半路徑上起調(diào)節(jié)作用。見圖1。

二、研究方法

（一）被試

采用方便取樣法，選取山東省濟(jì)南市某十二年一貫制學(xué)校初一到高三的學(xué)生共272名，刪除極端數(shù)據(jù)后，獲得有效樣本量263，平均年齡為14.89歲（SD=1.57）。其中，男生83人（31.56%），女生180人（68.44%）;初一至高三年級(jí)學(xué)生分別為45人（17.11%）、46人（17.49%）、44人（16.73%）、65人（24.71%）、47人（17.87%）、16人（6.08%）;獨(dú)生子女145人（55.13%）。

（二）研究工具

1. 父母拒絕分量表

采用由蔣獎(jiǎng)、魯崢嶸和蔣苾菁等[29]修訂的簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問卷中的父母拒絕分量表測(cè)量青少年的父母拒絕水平，父親拒絕和母親拒絕分別包含6個(gè)項(xiàng)目，共12個(gè)項(xiàng)目，如“父/母常常在我不知道原因的情況下對(duì)我大發(fā)脾氣”。采用李克特4點(diǎn)計(jì)分，1表示“從不”，4表示“總是”。以父親拒絕和母親拒絕的平均數(shù)作為最終的父母拒絕得分，分?jǐn)?shù)越高說明青少年感知到的父母拒絕越多。本研究中，該量表擬合情況良好：x2/df=2.02，CFI= 0.98，IFI=0.98，RMSEA=0.06，表明具有良好的結(jié)構(gòu)效度;父母拒絕量表的Cronbach's α系數(shù)為0.89，其中父親拒絕的Cronbach's α系數(shù)為0.82，母親拒絕的Cronbach's α系數(shù)為0.81，信效度良好。

2.青少年學(xué)生疏離感量表

采用由楊東、張進(jìn)輔和黃希庭[1]編制的青少年學(xué)生疏離感量表測(cè)量青少年的疏離感水平，該量表包含社會(huì)疏離感、人際疏離感和環(huán)境疏離感三個(gè)分量表，共52個(gè)項(xiàng)目，如“我感到自己孤獨(dú)一人”。采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，分?jǐn)?shù)越高說明青少年的疏離感水平越高。本研究中，該量表擬合情況良好：x2/df=2.09，CFI=0.90，IFI=0.90，RMSEA=0.06，表明具有良好的結(jié)構(gòu)效度;三個(gè)分量表的Cronbach's α系數(shù)分別為0.92、0.82、0.85，總體Cronbach's α系數(shù)為0.95，信效度良好。

3. 情緒智力量表

采用由Schutte、Malouff和Hall等[30]編制，王才康[31]翻譯的中文版情緒智力量表測(cè)量青少年的情緒智力，該量表包含情緒感知、自我情緒調(diào)控、他人情緒調(diào)控和情緒運(yùn)用四個(gè)分量表，共33個(gè)項(xiàng)目，如“我能清楚意識(shí)到自己體驗(yàn)的情緒”。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，1表示“很不符合”，5表示“完全符合”，分?jǐn)?shù)越高說明青少年的情緒智力水平越高。本研究中，該量表擬合情況良好：χ2/df=1.87，CFI=0.89，IFI=0.89，RMSEA=0.06，表明具有良好的結(jié)構(gòu)效度;四個(gè)分量表的Cronbach's α系數(shù)分別為0.76、0.65、0.74、0.66，總體Cronbach's α系數(shù)為0.90，信效度良好。

4.領(lǐng)悟社會(huì)支持量表

采用領(lǐng)悟社會(huì)支持量表中的朋友支持和其他支持分量表[32]測(cè)量青少年的社會(huì)支持。原量表由Zimet等編制，分為家庭支持、朋友支持和其他支持三個(gè)分量表;姜乾金等經(jīng)過因素分析后，結(jié)果發(fā)現(xiàn)僅獲得兩個(gè)主成分，即家庭內(nèi)支持和家庭外支持，前者對(duì)應(yīng)原量表中的家庭支持項(xiàng)目，后者則對(duì)應(yīng)原量表中的朋友支持和其他支持項(xiàng)目，這一結(jié)論也得到其他研究者的證實(shí)[28，33]。本研究?jī)H使用朋友支持和其他支持分量表對(duì)家庭外支持進(jìn)行測(cè)量，這兩個(gè)分量表分別包含4個(gè)項(xiàng)目，共8個(gè)項(xiàng)目。本研究將其他支持分量表中“領(lǐng)導(dǎo)、親戚、同事”的說法進(jìn)行了改動(dòng)，改為“老師、同學(xué)、親戚”，如“在我遇到問題時(shí)，有些人（老師、同學(xué)、親戚）會(huì)出現(xiàn)在我的身旁”。采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，分?jǐn)?shù)越高說明青少年感受到的社會(huì)支持越多。本研究中，該量表擬合情況良好：χ2/df=2.43，CFI=0.99，IFI=0.99，RMSEA=0.07，表明具有良好的結(jié)構(gòu)效度;兩個(gè)分量表的Cronbach's α系數(shù)分別為0.93、0.90，總體Cronbach's α系數(shù)為0.95。

5. 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位

本研究中，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（SES）由父親受教育水平、母親受教育水平和家庭年收入組成，共3個(gè)項(xiàng)目，由青少年進(jìn)行報(bào)告。參照范興華、方曉義和劉楊等[34]的研究，將三道題目的分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)后，進(jìn)行主成分分析，并根據(jù)下列公式合成SES變量：SES=（β1×Z父親受教育水平+β2×Z母親受教育水平+β3×Z家庭年收入）/εf。其中，β1、β2、β3為因子載荷，f為第一個(gè)因子的特征根。在合成后的SES變量上得分越高，說明青少年的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。本研究中，被試合成后的SES平均數(shù)為0.00，標(biāo)準(zhǔn)差為0.82，總分范圍在-2.32～1.48之間。

（三）施測(cè)程序與數(shù)據(jù)處理

問卷由教師在班級(jí)群內(nèi)發(fā)放，學(xué)生自愿填寫。問卷回收后，采用SPSS 22.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入、整理，采用Amos 26.0對(duì)問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，采用SPSS 22.0及其PROCESS宏程序進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)及有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究所有變量的數(shù)據(jù)均來自被試的自我報(bào)告，可能存在共同方法偏差，因此需要進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。使用Harman單因子檢驗(yàn)法對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果顯示，特征值大于1的因子共有27個(gè)，第一個(gè)因子解釋的變異量為31.28%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，故可認(rèn)為不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

（二）描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示，父母拒絕、疏離感、情緒智力和社會(huì)支持這四個(gè)變量間均存在顯著相關(guān)，各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)矩陣見表1。

（三）情緒智力的中介作用檢驗(yàn)

將性別、年級(jí)、生源地、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為控制變量，使用SPSS 22.0宏程序PROCESS模型4進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。如表2所示，父母拒絕能顯著正向預(yù)測(cè)疏離感（β=0.53，t=8.06，p<0.001）;父母拒絕能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)情緒智力（β=-0.23，t=-3.24，p<0.01）;當(dāng)父母拒絕與情緒智力一同預(yù)測(cè)疏離感時(shí)，情緒智力對(duì)疏離感的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著（β=-0.27，t=-4.79，p<0.001），父母拒絕對(duì)疏離感的正向預(yù)測(cè)作用仍然顯著（β=0.47，t=7.28，p<0.001）。結(jié)果表明，情緒智力在父母拒絕與疏離感之間起部分中介作用，95%的Bootstrap置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)值為0.06，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的11%。

（四）社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

使用SPSS 22.0宏程序PROCESS模型8進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)。如表3所示，父母拒絕與社會(huì)支持的交互項(xiàng)對(duì)情緒智力的預(yù)測(cè)顯著（β=-0.13，t=-2.53，p<0.05），父母拒絕與社會(huì)支持的交互項(xiàng)對(duì)疏離感的預(yù)測(cè)顯著（β=0.11，t=2.28，p<0.05）。由此可知，社會(huì)支持在中介模型的前半路徑和直接效應(yīng)上的調(diào)節(jié)作用顯著。

隨后，分別將社會(huì)支持得分按正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的標(biāo)準(zhǔn)分為高、低兩組并繪制簡(jiǎn)單效應(yīng)分析圖（見圖2、圖3）。由圖2可知，在中介效應(yīng)直接路徑中，隨著青少年社會(huì)支持的提高，父母拒絕對(duì)青少年疏離感的預(yù)測(cè)作用增強(qiáng)。具體而言，對(duì)于社會(huì)支持較高的青少年，父母拒絕對(duì)疏離感具有正向預(yù)測(cè)作用（β=0.49，t=4.70，p<0.001）;而對(duì)于社會(huì)支持較低的青少年，父母拒絕雖也能正向預(yù)測(cè)疏離感，但預(yù)測(cè)作用較?。é?0.26，t=3.67，p<0.001）。由圖3可知，在中介效應(yīng)前半路徑中，低社會(huì)支持（β=0.13，t=1.75，p<0.05）和高社會(huì)支持（β=0.13，t=1.20，p<0.05）條件下，父母拒絕對(duì)青少年情緒智力的預(yù)測(cè)作用均不顯著。

四、討論

本研究考察了父母拒絕對(duì)青少年疏離感的影響，結(jié)果顯示，父母拒絕能正向預(yù)測(cè)青少年疏離感，與以往研究結(jié)果一致[10-12]。在此基礎(chǔ)上，本研究還構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，探討了父母拒絕“如何”影響青少年疏離感（情緒智力的中介作用），以及“何種情況下”影響青少年疏離感（社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用）。本研究的結(jié)果有利于更好地理解青少年疏離感的影響機(jī)制，為預(yù)防和干預(yù)青少年高疏離感提供依據(jù)。

首先，研究發(fā)現(xiàn)，情緒智力在父母拒絕與青少年疏離感之間起中介作用，這與研究假設(shè)H1、H2相一致。父母接受—拒絕理論認(rèn)為，兒童在成長(zhǎng)的過程中期望得到父母的積極關(guān)注和支持，而當(dāng)這種期望得不到滿足時(shí)，兒童更多地報(bào)告自己冷漠、情緒不穩(wěn)定、對(duì)世界持負(fù)面態(tài)度等，易產(chǎn)生消極的情緒，且不利于自身情緒智力的發(fā)展[6，23]。此外，有限自制力理論認(rèn)為，自我控制的力量是有限的，個(gè)體在短期內(nèi)只能進(jìn)行有限的自我控制，外在壓力性情境會(huì)耗費(fèi)自我控制資源，使個(gè)體自制力下降，由此可能會(huì)導(dǎo)致情緒控制失敗等[35-36]。在此過程中，情緒智力能夠幫助個(gè)體更好地理解、處理各類情緒問題，對(duì)疏離感等消極情緒進(jìn)行有效應(yīng)對(duì)。該研究結(jié)果為青少年疏離感的影響因素與機(jī)制提供了新的視角和實(shí)證研究依據(jù)，對(duì)深化青少年疏離感研究具有一定的理論意義，同時(shí)對(duì)幫助青少年發(fā)展情緒智力、更好地融入社會(huì)具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

其次，社會(huì)支持在中介模型的前半路徑和直接路徑中起調(diào)節(jié)作用，與研究假設(shè)H3一致。這一結(jié)果支持了人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論中的觀點(diǎn)，即各個(gè)微系統(tǒng)之間能夠相互聯(lián)系、相互作用，共同影響青少年的發(fā)展[7]。對(duì)具體調(diào)節(jié)模式的分析表明，社會(huì)支持在中介模型中的調(diào)節(jié)作用符合反壓力緩沖模型（the reverse stress-buffering model）[37]。在高社會(huì)支持下，父母拒絕對(duì)情緒智力和疏離感的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，即社會(huì)支持并不能為高父母拒絕的青少年提供充足的保護(hù)。對(duì)此，有研究者認(rèn)為，這并不是因?yàn)樯鐣?huì)支持不足，而是因?yàn)閴毫υ吹某潭容^為嚴(yán)重，導(dǎo)致社會(huì)支持在短期內(nèi)不容易緩解其對(duì)個(gè)體的消極影響[38]。此外也有研究表明，友誼支持常與共同反芻等不良的朋友互動(dòng)有關(guān)，這些不良互動(dòng)可能是加劇父母拒絕消極影響的因素之一[39]。本研究還發(fā)現(xiàn)，無論在哪條路徑中，低社會(huì)支持的青少年都始終比高社會(huì)支持個(gè)體擁有更多的疏離感和更低的情緒智力。因此，在探究父母教養(yǎng)和社會(huì)支持在青少年發(fā)展過程中扮演什么角色時(shí)，應(yīng)當(dāng)關(guān)注其所處各種環(huán)境間的相互作用，不宜夸大或忽視任何一種因素的作用。

最后探討一下研究不足和展望。第一，本研究是一項(xiàng)橫斷研究，對(duì)各變量間因果關(guān)系的解釋有限，未來可以通過追蹤研究的方法開展更有深度的探討。第二，研究數(shù)據(jù)的收集均是通過青少年自我報(bào)告完成的，可能受社會(huì)贊許效應(yīng)等影響較大，未來可以使用父母、同伴報(bào)告等多種方法收集數(shù)據(jù)。第三，本研究只考慮了社會(huì)支持這種外在支持性資源的調(diào)節(jié)作用，在未來的研究中可以進(jìn)一步探討內(nèi)在支持性資源（如心理彈性等）在父母拒絕影響青少年疏離感過程中的調(diào)節(jié)作用。

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編輯/張國憲 終校/石 雪