父母積極教養(yǎng)對(duì)未來自我連續(xù)性的影響：有調(diào)節(jié)的中介模型

高 旭 張 鋒

（河南大學(xué)心理與行為研究所,開封 475004）

1 引言

從童年時(shí)期開始,“你以后想成為什么樣的人”這個(gè)問題就引導(dǎo)著孩子們思考未來的自我。 個(gè)體對(duì)未來自我的看法以及對(duì)未來生活的想象,會(huì)被納入到自我認(rèn)同當(dāng)中, 并影響著現(xiàn)在的心理和行為（D’Argembeau et al., 2012）。個(gè)體的未來自我與現(xiàn)在自我之間的這種心理聯(lián)系被稱為未來自我連續(xù)性（future self-continuity, FSC）,它是指?jìng)€(gè)體把未來的自己和現(xiàn)在的自己視為同一個(gè)人的程度（Hershfield, et al., 2009； Sokol ＆ Serper, 2019）。 研究發(fā)現(xiàn),FSC 可以預(yù)測(cè)個(gè)體的不道德行為、社會(huì)不良行為以及親社會(huì)行為等（劉云芝 等, 2018）, 高FSC的大學(xué)生自控力更強(qiáng), 更多地考慮現(xiàn)在的行為對(duì)未來自己的影響, 拖延傾向顯著降低 （Blouin-Hudon＆ Pychyl, 2015）, 學(xué)業(yè)投入會(huì)更多 （Adelman et al., 2017）。

現(xiàn)有研究已經(jīng)探討了未來自我連續(xù)性的多種影響因素。如,細(xì)化表達(dá)時(shí)間的刻度可以改變個(gè)體感知到的時(shí)間長(zhǎng)短,進(jìn)而提高FSC（Lewis ＆ Oyserman,2015）； 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高的人的FSC 也更高（Antonoplis ＆ Chen, 2020）； 年齡可以有效預(yù)測(cè)FSC,老年人將現(xiàn)在自我與未來自我看得更相似,聯(lián)系也更緊密（Rutt ＆ Lockenhoff, 2016）。而且,不同民族和地區(qū)的文化環(huán)境對(duì)未來自我及其相關(guān)品質(zhì)具有塑造作用,在相互依存的集體主義社會(huì)中,尋求認(rèn)同的傾向促使人們更多分享未來的事件 （Eby ＆Dobbins, 1997）； 中東人傾向于認(rèn)為未來潛在的事件需要得到家庭成員的認(rèn)可, 而斯堪的納維亞人在考慮未來時(shí)遵循更個(gè)人主義的思維方式（Kagitcibasi, 2005）。 不過, 根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner, 1986）,“外層系統(tǒng)”需要通過“微觀系統(tǒng)”才能對(duì)個(gè)體起作用, 家庭作為與個(gè)體聯(lián)系緊密的重要“微觀系統(tǒng)”,對(duì)個(gè)體未來的自我發(fā)展具有更直接的影響。因此,本研究擬探討家庭對(duì)未來自我連續(xù)性的影響及其機(jī)制。

在家庭中,父母教養(yǎng)方式是父母教養(yǎng)觀念、教養(yǎng)行為及其對(duì)子女情感表現(xiàn)的一種組合方式, 它相對(duì)穩(wěn)定,不隨情境的改變而變化,反映了親子交往的實(shí)質(zhì)（Darling ＆ Steinberg, 1993）。 Cooley（1902）的鏡像自我理論認(rèn)為,個(gè)體通過“鏡映過程”逐步形成“鏡像自我”,對(duì)自我的界定是通過應(yīng)對(duì)別人的態(tài)度與反應(yīng)形成的。 Mead（1934）又進(jìn)一步提出了父母作為“重要他人”對(duì)子女自我概念發(fā)展的影響作用,溫暖和支持的教養(yǎng)方式能反映父母和孩子之間的積極關(guān)系,這使子女更容易接受和內(nèi)化父母的觀點(diǎn),有助于子女自我概念的發(fā)展 （Mcclun ＆ Merrell, 1998；Jugert et al., 2016）； 父母的情感溫暖不僅對(duì)青少年人格偏離的形成是一個(gè)很重要的保護(hù)因子, 還能夠預(yù)測(cè)青少年積極的人格特質(zhì)（曲曉艷等, 2005）。研究發(fā)現(xiàn), 父母積極的教養(yǎng)方式更有利于兒女接納父母的建議,促進(jìn)其建構(gòu)未來目標(biāo)（Seginer et al.,2016）。 因此,本研究提出假設(shè)1：父母積極教養(yǎng)能顯著正向預(yù)測(cè)未來自我連續(xù)性。

那么, 父母積極教養(yǎng)是如何影響未來自我連續(xù)性的呢？Zimet（1988）將個(gè)體感知到的社會(huì)支持分為家庭支持、朋友支持和其他支持,其中家庭支持屬于與個(gè)體聯(lián)系最緊密的微觀系統(tǒng), 代表子女感知到的來自家庭的支持,包括父母的理解、鼓勵(lì)和關(guān)心等情感性支持和工具性支持。已有研究發(fā)現(xiàn),父母積極教養(yǎng)可以通過領(lǐng)悟家庭支持對(duì)個(gè)體產(chǎn)生間接影響,父母的情感溫暖和理解會(huì)使青少年感受到更多的家庭支持, 有利于降低青少年的孤獨(dú)感和提升青少年的主觀幸福感（張志濤等, 2012）。 同時(shí),領(lǐng)悟家庭支持容易影響個(gè)體發(fā)展中的自我價(jià)值感和內(nèi)控傾向,為個(gè)體“賦權(quán)”和“充能”（易進(jìn), 1999）,而個(gè)體感知到的力量能夠提升未來自我連續(xù)性 （Pietroni ＆Hughes, 2016）。 依此看來,領(lǐng)悟家庭支持給個(gè)體帶來“力量感”,這會(huì)對(duì)未來自我連續(xù)性產(chǎn)生影響。 據(jù)此,本研究提出假設(shè)2：領(lǐng)悟家庭支持在父母積極教養(yǎng)對(duì)未來自我連續(xù)性的影響中起到顯著的中介作用。

根據(jù)家庭壓力模型 （Conger et al., 1994；Masarik ＆ Conger, 2017）,家庭貧困的子女的自我發(fā)展受阻, 是由于家庭中的父母通常需要面對(duì)更為沉重的經(jīng)濟(jì)壓力,其心理和精神壓力較大,所以在教育孩子的過程中,育兒積極性較低、缺少情感溫暖的教養(yǎng)方式,從而進(jìn)一步阻礙孩子的身心發(fā)展,導(dǎo)致孩子問題行為的增多。新近研究發(fā)現(xiàn),家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（socioeconomic status,SES）對(duì)FSC 有顯著的預(yù)測(cè)作用（Antonoplis ＆ Chen, 2020）。 SES 是指家庭所擁有的有價(jià)值資源在其所處社會(huì)中的層級(jí)排名,它體現(xiàn)了個(gè)體占有資源的差異, 影響著未來自我的發(fā)展。 而且,家庭SES 作為外系統(tǒng),不僅會(huì)影響作為內(nèi)系統(tǒng)的父母教養(yǎng)方式的功能發(fā)揮, 而且還作用于個(gè)體的領(lǐng)悟社會(huì)支持（Tsai, 2006）。 因此,家庭SES 可能直接影響著FSC,也可能在父母積極教養(yǎng)→領(lǐng)悟家庭支持→FSC 的路徑上影響父母積極教養(yǎng)和領(lǐng)悟家庭支持,最終影響FSC。 據(jù)此,本研究提出假設(shè)3a（家庭SES 在父母積極教養(yǎng)與未來自我連續(xù)性關(guān)系中存在調(diào)節(jié)作用）、假設(shè)3b（家庭SES 在父母積極教養(yǎng)與領(lǐng)悟家庭支持關(guān)系中存在調(diào)節(jié)作用）和假設(shè)3c（家庭SES 在領(lǐng)悟家庭支持與未來自我連續(xù)性關(guān)系中存在調(diào)節(jié)作用）。

綜上,在生態(tài)系統(tǒng)理論視角下,基于鏡像自我理論及家庭壓力模型, 本研究構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型（見圖1）,探討父母積極教養(yǎng)對(duì)FSC 的影響機(jī)制。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣,共發(fā)放問卷700 份,收回有效問卷641 份。 被試的年齡范圍為17～24 歲,平均年齡為19.35 歲。 男生292 人,女生349 人。 常住地為農(nóng)村的341 人,城市的300 人。 大一371 人,大二59人,大三209 人,大四2 人。

2.2 工具

2.2.1 父母積極教養(yǎng)問卷

采用Arrindell 等（1999）編制、蔣獎(jiǎng)等（2010）修訂的中文版簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問卷（S-EMBU）的情感溫暖維度作為父母積極教養(yǎng)問卷,共7 個(gè)條目,14個(gè)題項(xiàng),采用“1＝從不,4＝總是”4 點(diǎn)計(jì)分。 該問卷包含父親卷和母親卷, 要求被試回想小時(shí)候父母對(duì)待他們的方式,得分越高,表示其父母越頻繁地采取積極的教養(yǎng)方式。 本研究中, 父母積極教養(yǎng)問卷的Crobach’s α 系數(shù)為0.92。

2.2.2 未來自我連續(xù)性問卷

未來自我連續(xù)性問卷（Sokol ＆ Serper, 2020）包括三個(gè)維度,分別是相似性、生動(dòng)性和積極性。 該問卷共10 個(gè)題項(xiàng),采用1～6 級(jí)計(jì)分法,總分越高說明未來自我連續(xù)性水平越高。在正式研究中,該問卷的Crobach’s α 系數(shù)為0.80。

正式研究前, 本研究還采用方便抽樣法選取294 名大學(xué)生（男生119 人,女生175 人,年齡范圍為16～24 歲,平均年齡為19.38 歲）,對(duì)未來自我連續(xù)性問卷進(jìn)行了適用性檢驗(yàn)。 KMO 和Bartlett’s 球形檢驗(yàn)顯示KMO 值為0.86,p＜0.001,表明適合做因子分析, 隨后測(cè)得所有項(xiàng)目的公因子方差均大于0.4,因此沒有對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行刪減?？倖柧砑跋嗨菩?、生動(dòng)性、積極性維度的Crobach’s α 系數(shù)依次為0.86,0.79,0.74 和0.89。

2.2.3 領(lǐng)悟家庭支持量表

根據(jù)研究目的, 參照前人研究 （Edwards ＆Lopez, 2006）,采用Zimet 等（1988）編制的領(lǐng)悟社會(huì)支持量表（PSSS）的領(lǐng)悟家庭支持維度作為領(lǐng)悟家庭支持量表,共4 個(gè)題項(xiàng),采用“1＝非常不同意,7＝完全同意”7 點(diǎn)計(jì)分,得分越高表明個(gè)體感知的家庭支持水平越高。在本研究中,領(lǐng)悟家庭支持量表的Crobach’s α 系數(shù)為0.84。

2.2.4 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位問卷

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位問卷包括父親受教育程度、母親受教育程度、父親職業(yè)、母親職業(yè)和家庭年收入共5 項(xiàng)指標(biāo)（Moreno-Maldonad et al., 2018）。 父親和母親受教育程度按照受教育年限分為5 級(jí), 得到父母受教育程度指標(biāo)； 依照國(guó)際勞工組織制定的國(guó)際職業(yè)編碼將父母職業(yè)分為5 級(jí), 得到父母職業(yè)地位指標(biāo)；家庭年收入從“1000 元及以下”到“12000 元以上”分為12 級(jí),得到家庭年收入指標(biāo)。

參照有關(guān)研究（任春榮, 2010）將5 項(xiàng)指標(biāo)轉(zhuǎn)換成標(biāo)準(zhǔn)分,進(jìn)行主成分分析,得到一個(gè)特征根大于1的主因子,其特征根為2.60,五項(xiàng)指標(biāo)的因子載荷分別為0.72,0.75,0.79,0.77 和0.56, 從而計(jì)算出家庭SES 總分 ［（0.72×Z父親受教育程度+0.75×Z母親受教育程度+0.79×Z父親職業(yè)+0.77×Z母親職業(yè)+0.56×Z家庭年收入）／2.60］。得分越高,表明其家庭SES 越高。

2.3 研究程序

以班級(jí)為單位, 采用相同的指導(dǎo)語對(duì)河南省三所高校大學(xué)生進(jìn)行團(tuán)體施測(cè), 并強(qiáng)調(diào)本調(diào)查對(duì)個(gè)人信息保密。 使用SPSS 21.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入和統(tǒng)計(jì)分析,采用PROCESS 3.0 插件進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于數(shù)據(jù)來源相同、測(cè)量環(huán)境等原因,本研究可能存在共同方法偏差問題。 首先,本研究采用潛在誤差變量控制法來檢驗(yàn)是否存在共同方法偏差。 結(jié)果顯示,加入共同方法因子后,模型的擬合指數(shù)改善并不高,CFI、TLI 均只提高0.01,RMSEA、SRMR 只降低0.01, 這說明加入共同方法因子的模型的擬合數(shù)據(jù)未獲得顯著的改善。其次,采用Harman 單因素檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。 結(jié)果表明,其特征值大于1 的公因子有18個(gè), 第一個(gè)公因子解釋了方差18.81%的變異, 小于40%。 因此,本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

各主要變量的平均數(shù)、 標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣見表1。 可以看出,父母積極教養(yǎng)、領(lǐng)悟家庭支持與FSC彼此之間顯著正相關(guān)；家庭SES 分別與父母積極教養(yǎng)和領(lǐng)悟家庭支持顯著正相關(guān)；家庭SES 與FSC 以及家庭SES 與FSC 之間都不存在顯著相關(guān)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及相關(guān)系數(shù)矩陣（N＝641）

3.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

首先, 檢驗(yàn)領(lǐng)悟家庭支持在父母積極教養(yǎng)和FSC 間的中介效應(yīng)。 對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,以性別、年齡為控制變量,父母積極教養(yǎng)為自變量,FSC 為因變量,領(lǐng)悟家庭支持為中介變量,采用PROCESS 宏程序模型4 進(jìn)行中介模型檢驗(yàn)。

以Bootstrap 重復(fù)抽樣5000 次校正獲得95%置信區(qū)間,若置信區(qū)間不包含0,則中介效應(yīng)顯著。表2顯示父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持正向預(yù)測(cè)顯著,父母積極教養(yǎng)、 領(lǐng)悟家庭支持對(duì)FSC 正向預(yù)測(cè)顯著,說明領(lǐng)悟家庭支持在父母積極教養(yǎng)和FSC 間存在顯著的部分中介效應(yīng),效應(yīng)值為0.14。

表2 中介模型檢驗(yàn)

將家庭SES 作為調(diào)節(jié)變量納入原中介模型,采用PROCESS 宏程序模型59 進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)（見表3）,結(jié)果顯示：父母積極教養(yǎng)以及父母積極教養(yǎng)和家庭SES 的交互項(xiàng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持正向預(yù)測(cè)顯著,家庭SES 對(duì)父母積極教養(yǎng)無顯著作用。 同時(shí),父母積極教養(yǎng)、領(lǐng)悟家庭支持對(duì)FSC 正向預(yù)測(cè)顯著,但父母積極教養(yǎng)和家庭SES 的交互項(xiàng)以及領(lǐng)悟家庭支持和家庭SES 的交互項(xiàng)對(duì)FSC 都沒有顯著作用。 簡(jiǎn)單斜率分析顯示,家庭SES 地位處于低（平均數(shù)-標(biāo)準(zhǔn)差）和高（平均數(shù)+標(biāo)準(zhǔn)差）水平時(shí),父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持的效應(yīng)分別為0.60 和0.71,ps＜0.001（見圖2）。 這說明,隨著家庭SES 的增加,父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持的正向預(yù)測(cè)更強(qiáng)。

表3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

圖2 家庭SES 對(duì)父母積極教養(yǎng)與領(lǐng)悟家庭支持的調(diào)節(jié)

綜上,家庭SES 在中介模型的前半段發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用,當(dāng)家庭SES 處于低度和高度水平時(shí),領(lǐng)悟家庭支持在父母積極教養(yǎng)和未來自我連續(xù)性間的中介效應(yīng)分別為0.09,0.20。 可見,隨著家庭SES 的提高,領(lǐng)悟家庭支持的中介作用越來越強(qiáng)。

4 討論

4.1 父母積極教養(yǎng)與未來自我連續(xù)性的關(guān)系

相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),父母積極教養(yǎng)與FSC 及其各維度之間均呈顯著的正相關(guān)；在中介模型中,父母積極教養(yǎng)對(duì)FSC 的直接效應(yīng)顯著,支持了研究假設(shè)1, 即父母積極教養(yǎng)能顯著正向預(yù)測(cè)未來自我連續(xù)性。

生態(tài)系統(tǒng)理論（Bronfenbrenner, 1986）認(rèn)為,個(gè)體心理在某種程度上是環(huán)境的產(chǎn)物。 作為微系統(tǒng)的家庭環(huán)境因素, 對(duì)系統(tǒng)核心的個(gè)體心理特征發(fā)生發(fā)展有著密切且直接的影響作用。 父母采用積極的教養(yǎng)方式意味著父母能夠理解子女的情感, 與子女建立良好的互動(dòng)關(guān)系, 同時(shí)給予子女積極的評(píng)價(jià)和反應(yīng), 使得子女從父母的積極教養(yǎng)中逐漸形成積極的自我評(píng)價(jià), 這同時(shí)也與鏡像自我理論的觀點(diǎn)契合（Mead, 1934）。

根據(jù)Seginer（2005）提出的積極教養(yǎng)和未來取向關(guān)系的五階段模型, 積極的父母教養(yǎng)方式不僅直接影響青少年的自我評(píng)價(jià), 而且通過對(duì)自我評(píng)價(jià)階段的影響間接作用于未來取向的動(dòng)機(jī)、認(rèn)知、行動(dòng)階段 （沈瑩, 2012）, 而對(duì)未來自我的積極思考正是FSC 最顯著的特征（Hershfield et al., 2009）。 由此可見, 高水平的父母積極教養(yǎng)能促進(jìn)子女更積極地看待未來自我,提升個(gè)體的FSC。

4.2 領(lǐng)悟家庭支持的中介作用

研究結(jié)果表明, 領(lǐng)悟家庭支持中介了父母積極教養(yǎng)對(duì)未來自我連續(xù)性的影響, 支持了假設(shè)2。 首先,父母積極教養(yǎng)正向預(yù)測(cè)個(gè)體領(lǐng)悟家庭支持。研究表明, 大學(xué)生對(duì)社會(huì)支持的感知具有跨時(shí)間的穩(wěn)定性, 情境或環(huán)境因素對(duì)領(lǐng)悟社會(huì)支持有預(yù)測(cè)作用（Gracia ＆ Herrero, 2004； 葉俊杰, 2005）。在本研究中, 父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持的路徑系數(shù)達(dá)到0.66,預(yù)測(cè)作用較強(qiáng),支持了前人的研究觀點(diǎn)。 這說明子女雖然進(jìn)入大學(xué)后, 與父母在一起相處機(jī)會(huì)變少, 但父母教養(yǎng)方式作為較為穩(wěn)定的家庭環(huán)境因素, 依然能持久地對(duì)個(gè)體領(lǐng)悟家庭支持產(chǎn)生較強(qiáng)影響。其次,領(lǐng)悟家庭支持顯著正向預(yù)測(cè)未來自我連續(xù)性。研究發(fā)現(xiàn),領(lǐng)悟社會(huì)支持可以預(yù)測(cè)個(gè)體對(duì)未來的希望感（Kashani et al., 1994）,希望感能使個(gè)體對(duì)未來的預(yù)期更加積極、生動(dòng),而對(duì)未來自我的積極性和生動(dòng)性是FSC 的重要維度 （Hershfield et al.,2009）。 因此, 高水平的領(lǐng)悟家庭支持促進(jìn)了個(gè)體FSC 的提高。

大量研究表明, 個(gè)體的認(rèn)知因素在父母教養(yǎng)方式與諸多行為結(jié)果間發(fā)揮中介效應(yīng) （Georgiou et al., 2017； 張林, 鄧小平, 2008）,父母積極教養(yǎng)是影響子女FSC 的外因,需經(jīng)由主體的認(rèn)知、理解過程才能進(jìn)一步將外部刺激轉(zhuǎn)化為個(gè)體心理發(fā)展的因素,如果缺乏這一中介過程,它就會(huì)減少甚至失去對(duì)個(gè)體的影響作用。因此,領(lǐng)悟家庭支持作為個(gè)體對(duì)家庭支持的期望、 評(píng)價(jià)以及可能獲得的家庭支持的信念（Barrera, 1986）,在父母積極教養(yǎng)對(duì)FSC 的影響中發(fā)揮了中介作用。

4.3 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)

調(diào)節(jié)作用分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 父母積極教養(yǎng)與家庭SES 的交互項(xiàng)對(duì)領(lǐng)悟社會(huì)支持預(yù)測(cè)顯著, 說明家庭SES 在父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟社會(huì)支持的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用,驗(yàn)證了假設(shè)3b。 簡(jiǎn)單斜率分析顯示,相較于低SES,高SES 家庭的父母積極教養(yǎng)對(duì)子女領(lǐng)悟家庭支持的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng), 即高水平的家庭SES 強(qiáng)化了中介效應(yīng)的影響。

“保護(hù)因子-保護(hù)因子模型” 的促進(jìn)假說認(rèn)為,一種保護(hù)因子可能增強(qiáng)另一種保護(hù)因子對(duì)結(jié)果變量的預(yù)測(cè)作用（鮑振宙等, 2013）。 在本研究中,父母積極教養(yǎng)和家庭SES 均為領(lǐng)悟家庭支持的保護(hù)因子, 這兩種保護(hù)因子在預(yù)測(cè)發(fā)展結(jié)果時(shí)產(chǎn)生了交互作用,家庭SES 有效地促進(jìn)了父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持的預(yù)測(cè)作用。 其原因可能是, 第一, 家庭SES 作為一種保護(hù)因素, 與子女的多種認(rèn)知能力間存在正向相關(guān) （Feinstein ＆ Bynner, 2004）。 家庭SES 越高,子女就有著越高的認(rèn)知能力,能越好地感知和領(lǐng)悟信息, 這樣就越容易在父母積極教養(yǎng)的作用下, 感受到越高的家庭支持, 而相比之下, 家庭SES 越低則難得到良好的生活資料和教育資源以促進(jìn)健康積極的認(rèn)知發(fā)展（Larson et al., 2015）。 第二,低家庭SES 不僅會(huì)產(chǎn)生父母對(duì)子女缺少積極的教養(yǎng)方式,父母雙方婚姻關(guān)系也更脆弱,更容易感情不和, 這可能長(zhǎng)時(shí)間地影響子女的情感和認(rèn)知。 第三,低SES 家庭親子互動(dòng)頻率更低,父母不能及時(shí)感知子女的心理與行為變化并作出反應(yīng), 影響子女對(duì)家庭支持的感知（Hanson et al., 1997）。 由低家庭SES 帶來的長(zhǎng)期的物質(zhì)資源不充裕、父母關(guān)系緊張、 親子互動(dòng)少這樣的微系統(tǒng)環(huán)境不能被父母對(duì)子女的積極教養(yǎng)完全彌補(bǔ), 這削弱了父母積極教養(yǎng)對(duì)領(lǐng)悟家庭支持的正向影響。

5 結(jié)論

父母積極教養(yǎng)不僅可以直接預(yù)測(cè)未來自我連續(xù)性, 而且還可以通過領(lǐng)悟家庭支持間接影響未來自我連續(xù)性； 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可以顯著地調(diào)節(jié)父母積極教養(yǎng)與子女領(lǐng)悟家庭支持之間的關(guān)系。