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、社會支持在父母拒絕和青少年疏離感間的內(nèi)在作用機制，采用簡式父母教養(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)悟社會支持量表，對263名中學(xué)生進行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：父母拒絕顯著正向預(yù)測青少年疏離感;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)社會支持水平較高時，父母拒絕對情緒智力的負向預(yù)測作用和對疏離感的正向預(yù)測作用增強。

關(guān)鍵詞：父母拒絕;疏離感;情緒智力;社會支持

中圖分類號：G44文獻標識碼：A文章編號：1671-2684（2022）05-0009-07

一、引言

疏離感（alienation）是個體與周圍的人、社會、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，甚至被支配、控制，從而使個體產(chǎn)生了社會孤立感、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)生的高危時期，且疏離感強的青少年更有可能出現(xiàn)抑郁、情緒失調(diào)、高風(fēng)險行為、違法行為等問題[2-5]。因此，研究青少年疏離感，對預(yù)防和干預(yù)青少年高疏離感，維護青少年心理健康具有重要的理論和實踐意義。

父母拒絕（parental rejection）是指父母對子女缺乏關(guān)愛，并對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)個體在家庭中體驗到較多的來自父母的忽視、冷漠時，他們會在與他人交往時，潛意識里重復(fù)家庭中的自我評價方式或應(yīng)對方式[7-9]。有實證研究發(fā)現(xiàn)，父母拒絕能顯著正向預(yù)測個體的疏離感[10-13]。并且，被父母拒絕的兒童更傾向于報告自己態(tài)度冷漠、對世界持負面態(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和變化，該時期是情緒智力發(fā)展的關(guān)鍵時期[17]。有研究發(fā)現(xiàn)，高情緒智力的個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，必然會受到后天經(jīng)驗及重要他人的影響，其中父母的影響不可忽視，這一點也得到以往研究的證實[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。

社會支持是指來自家庭、親友和社會其他方面對個體的精神和物質(zhì)上的慰藉、關(guān)懷、尊重和幫助[24]。進入青春期以后，個體與父母相處時間減少，同伴、教師等社會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，共同影響個體的心理發(fā)展[7]。同時，當(dāng)人們在生活的某個方面感受到疏離時，多數(shù)人會尋求在生活其他方面獲得支持和安慰[26]。已有實證研究表明，社會支持對于促進青少年情緒智力發(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支持在父母拒絕影響青少年情緒智力和疏離感機制中的調(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：社會支持在父母拒絕對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、魯崢嶸和蔣苾菁等[29]修訂的簡式父母教養(yǎng)方式問卷中的父母拒絕分量表測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個項目，共12個項目，如“父/母常常在我不知道原因的情況下對我大發(fā)脾氣”。采用李克特4點計分，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，分數(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、張進輔和黃希庭[1]編制的青少年學(xué)生疏離感量表測量青少年的疏離感水平，該量表包含社會疏離感、人際疏離感和環(huán)境疏離感三個分量表，共52個項目，如“我感到自己孤獨一人”。采用李克特7點計分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，分數(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)控和情緒運用四個分量表，共33個項目，如“我能清楚意識到自己體驗的情緒”。采用李克特5點計分，1表示“很不符合”，5表示“完全符合”，分數(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)悟社會支持量表

采用領(lǐng)悟社會支持量表中的朋友支持和其他支持分量表[32]測量青少年的社會支持。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)僅獲得兩個主成分，即家庭內(nèi)支持和家庭外支持，前者對應(yīng)原量表中的家庭支持項目，后者則對應(yīng)原量表中的朋友支持和其他支持項目，這一結(jié)論也得到其他研究者的證實[28，33]。本研究僅使用朋友支持和其他支持分量表對家庭外支持進行測量，這兩個分量表分別包含4個項目，共8個項目。本研究將其他支持分量表中“領(lǐng)導(dǎo)、親戚、同事”的說法進行了改動，改為“老師、同學(xué)、親戚”，如“在我遇到問題時，有些人（老師、同學(xué)、親戚）會出現(xiàn)在我的身旁”。采用李克特7點計分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，分數(shù)越高說明青少年感受到的社會支持越多。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. 家庭社會經(jīng)濟地位

本研究中，家庭社會經(jīng)濟地位（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個項目，由青少年進行報告。參照范興華、方曉義和劉楊等[34]的研究，將三道題目的分數(shù)轉(zhuǎn)化為標準分數(shù)后，進行主成分分析，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經(jīng)濟地位越高。本研究中，被試合成后的SES平均數(shù)為0.00，標準差為0.82，總分范圍在-2.32～1.48之間。

（三）施測程序與數(shù)據(jù)處理

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

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗

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

（二）描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

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

（三）情緒智力的中介作用檢驗

將性別、年級、生源地、家庭社會經(jīng)濟地位作為控制變量，使用SPSS 22.0宏程序PROCESS模型4進行中介效應(yīng)檢驗。如表2所示，父母拒絕能顯著正向預(yù)測疏離感（β=0.53，t=8.06，p<0.001）;父母拒絕能顯著負向預(yù)測情緒智力（β=-0.23，t=-3.24，p<0.01）;當(dāng)父母拒絕與情緒智力一同預(yù)測疏離感時，情緒智力對疏離感的負向預(yù)測作用顯著（β=-0.27，t=-4.79，p<0.001），父母拒絕對疏離感的正向預(yù)測作用仍然顯著（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）社會支持的調(diào)節(jié)作用檢驗

使用SPSS 22.0宏程序PROCESS模型8進行有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗。如表3所示，父母拒絕與社會支持的交互項對情緒智力的預(yù)測顯著（β=-0.13，t=-2.53，p<0.05），父母拒絕與社會支持的交互項對疏離感的預(yù)測顯著（β=0.11，t=2.28，p<0.05）。由此可知，社會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，分別將社會支持得分按正負一個標準差的標準分為高、低兩組并繪制簡單效應(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，隨著青少年社會支持的提高，父母拒絕對青少年疏離感的預(yù)測作用增強。具體而言，對于社會支持較高的青少年，父母拒絕對疏離感具有正向預(yù)測作用（β=0.49，t=4.70，p<0.001）;而對于社會支持較低的青少年，父母拒絕雖也能正向預(yù)測疏離感，但預(yù)測作用較小（β=0.26，t=3.67，p<0.001）。由圖3可知，在中介效應(yīng)前半路徑中，低社會支持（β=0.13，t=1.75，p<0.05）和高社會支持（β=0.13，t=1.20，p<0.05）條件下，父母拒絕對青少年情緒智力的預(yù)測作用均不顯著。

四、討論

本研究考察了父母拒絕對青少年疏離感的影響，結(jié)果顯示，父母拒絕能正向預(yù)測青少年疏離感，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—拒絕理論認為，兒童在成長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，兒童更多地報告自己冷漠、情緒不穩(wěn)定、對世界持負面態(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，有限自制力理論認為，自我控制的力量是有限的，個體在短期內(nèi)只能進行有限的自我控制，外在壓力性情境會耗費自我控制資源，使個體自制力下降，由此可能會導(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體更好地理解、處理各類情緒問題，對疏離感等消極情緒進行有效應(yīng)對。該研究結(jié)果為青少年疏離感的影響因素與機制提供了新的視角和實證研究依據(jù)，對深化青少年疏離感研究具有一定的理論意義，同時對幫助青少年發(fā)展情緒智力、更好地融入社會具有一定的現(xiàn)實意義。

其次，社會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，即各個微系統(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]。對具體調(diào)節(jié)模式的分析表明，社會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]。在高社會支持下，父母拒絕對情緒智力和疏離感的預(yù)測作用更強，即社會支持并不能為高父母拒絕的青少年提供充足的保護。對此，有研究者認為，這并不是因為社會支持不足，而是因為壓力源的程度較為嚴重，導(dǎo)致社會支持在短期內(nèi)不容易緩解其對個體的消極影響[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有關(guān)，這些不良互動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，低社會支持的青少年都始終比高社會支持個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)和社會支持在青少年發(fā)展過程中扮演什么角色時，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，本研究是一項橫斷研究，對各變量間因果關(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告完成的，可能受社會贊許效應(yīng)等影響較大，未來可以使用父母、同伴報告等多種方法收集數(shù)據(jù)。第三，本研究只考慮了社會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