關(guān)鍵詞 兒童 友誼質(zhì)量 主觀幸福感 孤獨感 隨機截距的交叉滯后模型

1 引言

童年期的友誼是建立在相互喜愛基礎(chǔ)上的一種平等、自愿的關(guān)系。在成長過程中，兒童的重要社會關(guān)系正在經(jīng)歷從家人到同伴的過渡（Bagwell，2020），他們逐漸意識到親密和忠誠的重要性，并開始建立和維持良好的友誼（Rubin et al.， 2015）。友誼既是兒童發(fā)展的重要背景，也是推動兒童心理健康發(fā)展的重要力量（Rubin et al.， 2015）。良好的友誼所提供的情感支持和陪伴對兒童的各項心理功能（Calkins amp; Mackler， 2011），尤其是對心理健康的發(fā)展（Bagwell， 2020）具有長期的積極作用。心理健康雙因素模型（dual-factor model of mentalhealth， DFM）指出，評估心理健康的指標(biāo)應(yīng)同時包含積極（如主觀幸福感）和消極（如孤獨感等）指標(biāo)（王鑫強， 張大均， 2011; Keyes， 2005）。主觀幸福感能夠創(chuàng)造和拓展資源，使個體有效應(yīng)對并修復(fù)心理危機（Demir， 2015），是衡量積極層面心理健康的主要指標(biāo)。在消極指標(biāo)中，兒童階段容易產(chǎn)生孤獨感，且具有較高的穩(wěn)定性（Lempinen etal.， 2018）。作為友誼中重要的近端因素（Weeks amp;Asher， 2012），考察其與友誼的關(guān)系，能夠為預(yù)防與干預(yù)兒童心理問題提供更直接的策略。綜上所述，本研究既考慮到從積極和消極兩個層面全面地考察心理健康的發(fā)展，同時又結(jié)合兒童的心理發(fā)展特點，選取心理健康指標(biāo)中的主觀幸福感和孤獨感，考察其與友誼的關(guān)系，以期全面了解兒童的發(fā)展，為促進兒童積極發(fā)展提供一定啟示。

1.1 友誼質(zhì)量與主觀幸福感的關(guān)系

友誼能為兒童帶來愉快體驗和社會支持，這對主觀幸福感具有重要影響。在童年期，同伴關(guān)系成為兒童發(fā)展積極社會情感的一個新的重要來源（Bagwell， 2020）。朋友的社會強化（如贊揚） （Singhet al.， 1978）、理解與支持都會產(chǎn)生主觀幸福感（Demir，2015）。實證研究發(fā)現(xiàn)，積極的友誼經(jīng)歷能夠提升兒童的幸福感，而消極的友誼經(jīng)歷會減少幸福感（Holder amp; Coleman， 2009）。此外，一項大樣本調(diào)查發(fā)現(xiàn)在六種社會關(guān)系中，友誼是兒童主觀幸福感的重要預(yù)測因素（Goswami， 2012）。元分析研究也表明青少年的友誼質(zhì)量與主觀幸福感具有中等程度的正相關(guān)（r = .28） （牛凱寧等， 2021）。綜上，可以推測友誼質(zhì)量能夠影響主觀幸福感。

反之，主觀幸福感在發(fā)展良好友誼中也發(fā)揮著重要作用（Kansky amp; Diener， 2017）。在幸福的狀態(tài)下，個體將處于生活順利、目標(biāo)得到實現(xiàn)且資源充足的理想環(huán)境，能夠拓展并維持良好的友誼（Fredrickson，2004）。此外，幸福的兒童也會被其他兒童感知為友好的和對關(guān)系負(fù)責(zé)的，這會引發(fā)這些兒童積極的社會反應(yīng)，包括實際的支持和積極強化，從而促進良好友誼的發(fā)展（Strayer， 1980）。研究表明幸福感高的青少年更善于社交和合作，擁有更親密的社會關(guān)系（Diener amp; Seligman， 2002）、更豐富的社交網(wǎng)絡(luò)和高質(zhì)量的友誼（Stephanou amp; Balkamou，2011）。因此，主觀幸福感可能會影響友誼質(zhì)量。綜上，積極的友誼質(zhì)量能夠提升主觀幸福感，反過來，幸福的體驗?zāi)艽龠M積極友誼關(guān)系的發(fā)展，二者可能具有相互作用。

1.2 友誼質(zhì)量與孤獨感的關(guān)系

友誼是支持個體適應(yīng)發(fā)展的重要外部資源，對兒童的孤獨感有著重要影響。根據(jù)社會需要理論（social needs theory），個體有與他人交往和被他人關(guān)愛的關(guān)系需要，當(dāng)個體因人際關(guān)系存在某些問題而無法滿足這種需要時，便會產(chǎn)生孤獨感（Heinrichamp; Gullone， 2006）。研究發(fā)現(xiàn)，友誼質(zhì)量可以負(fù)向預(yù)測兒童體驗到的孤獨感（孫曉軍， 周宗奎， 2007;Lodder et al.， 2017）。元分析研究表明，友誼質(zhì)量與孤獨感存在中等程度的負(fù)相關(guān)（r = -.28） （吳莉娟等，2015）。此外，元分析研究也證實了二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系，還發(fā)現(xiàn)友誼質(zhì)量可以顯著預(yù)測隨后的孤獨感（r= -.26），這表明友誼質(zhì)量越積極的兒童，孤獨感體驗會越少（Schwartz-Mette et al.， 2020）?？梢?，友誼質(zhì)量是孤獨感的顯著預(yù)測因素。

另一方面，孤獨感或許會反過來影響兒童的友誼質(zhì)量。孤獨個體在發(fā)展友誼方面缺少相關(guān)技能，經(jīng)歷更多困難，會對存在問題（或缺失）的人際關(guān)系做出內(nèi)部歸因，導(dǎo)致進一步的社會孤立（Marangoniamp; Ickes， 1989; Spithoven et al.， 2017）。實證研究表明孤獨感高的兒童在同伴交往中表現(xiàn)得害羞且容易社會退縮（Jobe-Shields et al.， 2011），他們對發(fā)展友誼缺乏興趣，很少參與談話，常采用面部或肢體暗示等被動的交往方式（Heinrich amp; Gullone， 2006），這限制了兒童發(fā)展友誼的機會。此外，孤獨感高的個體更加關(guān)注社交情境中的負(fù)面刺激（如拒絕和排斥）（Cacioppo et al.， 2015），這使其感知到的友誼更消極（Lodder et al.， 2017）。因此，孤獨感可能會負(fù)向預(yù)測友誼質(zhì)量。綜上，友誼質(zhì)量與孤獨感之間可能存在相互作用。元分析發(fā)現(xiàn)友誼質(zhì)量能顯著預(yù)測隨后的孤獨感（r = -.26），反過來，孤獨感也可以顯著預(yù)測隨后的友誼質(zhì)量（r = -.29） （Schwartz-Metteet al.， 2020）。這表明二者具有雙向關(guān)系。

1.3 發(fā)展情境理論

發(fā)展情境理論（development contextualism）是以發(fā)展系統(tǒng)視角解釋個體發(fā)展過程及發(fā)展特征的重要理論，它強調(diào)個體的發(fā)展是個體與其所處發(fā)展情境（包括物理環(huán)境和社會關(guān)系等）不斷相互作用的結(jié)果，并且這種作用關(guān)系會隨著時間不斷變化，由此形成一種循環(huán)作用模式（Lerner， 2006）。友誼是兒童重要的發(fā)展情境，它可能會與主觀幸福感和孤獨感相互作用，從而長期影響兒童的發(fā)展。一方面，就友誼質(zhì)量與主觀幸福感的關(guān)系而言，良好的友誼有助于提升幸福感，而幸福感又能反過來促進社會關(guān)系的發(fā)展，二者呈現(xiàn)良性循環(huán)。從發(fā)展情境視角對二者之間可能的循環(huán)作用關(guān)系進行考察，能夠深入揭示兒童的發(fā)展規(guī)律。遺憾的是，盡管綜述研究提出了二者之間雙向關(guān)系的可能性（Demir，2015），但尚無實證研究驗證這種雙向關(guān)系及其作用模式。此外，以往研究大多關(guān)注于青少年群體。然而，童年期是建立和維持穩(wěn)固友誼的初始時期，同時，發(fā)展情境理論指出個體在生命早期表現(xiàn)出很高的可塑性（Bateson et al.， 2004）。因此，關(guān)注童年期友誼與心理健康間的雙向關(guān)系，有利于促進心理健康積極發(fā)展。另一方面，就友誼質(zhì)量與孤獨感的關(guān)系而言，不良的友誼關(guān)系會使兒童感到孤獨，而這種孤獨感又可能負(fù)面影響友誼，二者呈現(xiàn)惡性循環(huán)。以往選取兩個時間點的縱向研究已證實了二者具有雙向關(guān)系（周宗奎等， 2006），但由于追蹤時間短，且未考慮到不同時間段上的交互作用可能會對個體發(fā)展產(chǎn)生不同的結(jié)果，因此，該研究難以揭示二者隨時間變化的發(fā)展性特征（郭海英等，2017; 張文新， 陳文輝， 2009）。實際上，在發(fā)展的過程中，個體與情境的相互作用關(guān)系會隨時間不斷變化，且會由于不同起始時間產(chǎn)生不同的發(fā)展結(jié)果（Lerner， 2006）。正如發(fā)展情境理論所強調(diào)的，在相互作用的基礎(chǔ)上加入時間維度，采用多時間點考察循環(huán)作用模式能對兒童發(fā)展有更深入與科學(xué)的認(rèn)識，也能反映出二者作用的連續(xù)性與穩(wěn)定性（Lerner，2006），從而為長期預(yù)防心理問題與發(fā)展友誼提供新的啟示。綜上，基于發(fā)展情境理論，采用縱向設(shè)計檢驗友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感之間的雙向關(guān)系及其作用模式，有助于了解兒童的發(fā)展過程與特征，為長期促進兒童積極發(fā)展提供理論與實踐啟示。

1.4 問題提出

友誼與幸福感和內(nèi)化問題的關(guān)系是同伴研究領(lǐng)域的核心問題，這對了解和促進兒童各方面發(fā)展具有重要意義（Rubin et al.， 2015）。如前所述，以往研究在友誼與心理健康的關(guān)系上做了許多探討，但仍有一些不足。首先，在考察兒童心理健康時往往只考察主觀幸福感或只考察孤獨感，且尤其側(cè)重于考察消極層面的心理問題與友誼的關(guān)系，因此，為促進積極心理的發(fā)展并預(yù)防心理問題，本研究不僅關(guān)注主觀幸福感還關(guān)注孤獨感，從積極和消極兩個方面了解心理健康與友誼的關(guān)系。此外，在研究設(shè)計方面，以往研究大多采用橫斷設(shè)計（Demir， 2015;Lodder et al.， 2017），僅有的縱向研究（周宗奎等，2006）也由于追蹤時間較短，均難以揭示友誼與心理健康的關(guān)系隨時間推移的發(fā)展變化。因此，基于發(fā)展情境理論，本研究采用三個時間點的縱向設(shè)計，考察友誼與心理健康的雙向關(guān)系與可能的循環(huán)作用模式。最后，在數(shù)據(jù)建模方面，以往研究采用的均為傳統(tǒng)交叉滯后模型（cross-lagged panel model，CLPM） （周宗奎等， 2006; Luijten et al.， 2021），但其難以區(qū)分變量間的相互作用是由個體間的差異還是個體自身的發(fā)展變化導(dǎo)致的（Orth et al.， 2021）。因此，本研究采用隨機截距的交叉滯后模型（randomintercepts cross-lagged panel model， RI-CLPM），它能控制個體間穩(wěn)定的特質(zhì)因素（如性別和年齡等）的影響，在隨時間變化的個體內(nèi)水平上更精確地考察變量間的雙向關(guān)系（Hamaker et al.， 2015）。綜上，為拓展以往研究，本研究采用為期三年的縱向設(shè)計，通過RI-CLPM 檢驗兒童友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感之間的雙向關(guān)系。基于理論和現(xiàn)有研究，假設(shè)友誼質(zhì)量分別與主觀幸福感和孤獨感之間具有雙向關(guān)系，并形成一種循環(huán)作用模式。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究數(shù)據(jù)來自一項大型追蹤項目，被試群體為中部地區(qū)某城市的中高年級小學(xué)生，每年秋季施測一次。T1 收集時點為2018年，此時被試分別為3、4年級，共回收有效問卷212 份，其中男生126人，女生86 人，3年級108人（男生62 人），4 年級104人（男生64 人），被試年齡在8～10 歲之間，平均年齡為8.77（±.73）歲。由于請假、轉(zhuǎn)學(xué)等原因?qū)е虏糠直辉嚵魇?，其中T2 缺失11 人，T3 缺失16 人，最終有196 個（92.45%）被試完整參與了3次測試。損耗分析結(jié)果顯示，缺失被試與完整參加3 次測試的被試，在性別（χ ²（1） = .57， p gt; .05）、學(xué)段（χ²（1） = 2.69， pgt;.05）以及在T1 的友誼質(zhì)量（t （210） = 1.43， p gt; .05）、孤獨感（t （210） = -.56， p gt;.05）與主觀幸福感（t （210） = .01， p gt; .05）上均不存在顯著差異。

2.2 研究工具

2.2.1 友誼質(zhì)量

采用友誼質(zhì)量問卷（Friendship QualityQuestionnaire， FQQ）的簡版，常用于測量兒童與最好朋友的友誼質(zhì)量（趙冬梅， 周宗奎， 2006）。該問卷共18 個題目，包括陪伴與娛樂、肯定與關(guān)心、沖突解決、親密袒露與交流、幫助與指導(dǎo)和沖突與背叛六個維度。采用5 點計分，將沖突與背叛反向計分后加和，分?jǐn)?shù)越高友誼質(zhì)量越高。驗證性因素分析顯示，該問卷的結(jié)構(gòu)效度良好（T1：χ²/df = 1.71， CFI = .90， TLI = .89， RMSEA = .06; T2：χ²/df = 1.54， CFI = .94， TLI =.93， RMSEA = .05; T3：χ²/df= 1.97， CFI = .90， TLI = .89， RMSEA = .07）。本研究中，該問卷在3 個時間點的Cronbach' s α 系數(shù)分別為.85、.89、.88。

2.2.2 主觀幸福感

采用Campbell（1976）編制的幸福感指數(shù)量表（Index of Well-being， IWB），常用于測量國內(nèi)兒童的幸福感水平（朱曉偉等， 2018）。該量表包括總體情感指數(shù)（8 題）和生活滿意度（1 題）兩個部分。采用7 點計分，兩個部分的得分加權(quán)（權(quán)重1：1.1）相加，得分越高，幸福感體驗越強烈。驗證性因素分析顯示，該量表的結(jié)構(gòu)效度良好（T1：χ²/df = 1.81， CFI = .98， TLI = .97， RMSEA = .06; T2：χ ²/df = 2.16， CFI = .98， TLI = .98， RMSEA = .08; T3：χ ²/df= 2.29， CFI = .98， TLI = .97， RMSEA = .08）。本研究中，該量表在3 個時間點的Cronbach' s α 系數(shù)分別為.92、.96、.95。

2.2.3 孤獨感

采用Asher 等（1984） 編制的兒童孤獨量表（Children' s Loneliness Scale， CLS），該量表被廣泛用于測量國內(nèi)3～6年級學(xué)生的孤獨感（周宗奎等，2006）。量表包括16 個有關(guān)孤獨的題目（10 條表示孤獨，6條表示非孤獨）和8 個關(guān)于個人愛好的無關(guān)題項。采用5 點計分，將反向題反向計分后加和，分?jǐn)?shù)越高，孤獨感越強烈。驗證性因素分析顯示，量表的結(jié)構(gòu)效度良好（T1：χ ²/df = 2.21， CFI =.93， TLI = .92， RMSEA = .08; T2：χ ²/df = 2.09， CFI =.96， TLI = .95，RMSEA = .07; T3：χ ²/df =1.95， CFI =.96， TLI = .95， RMSEA = .07）。本研究中，該問卷在3個時間點的Cronbach' s α 系數(shù)分別為.94、.96、.94。

將CFI 的變化小于.01和RMSEA的變化小于.015 作為測量不變性的指標(biāo)（Cheung amp; Rensvold，2002），對各量表在3個時間點的縱向等值性進行檢驗，結(jié)果顯示三個量表均具有強等值性（見表1）。

2.3 研究程序

在征得學(xué)校與學(xué)生的知情同意后，所有被試在其所在班級內(nèi)統(tǒng)一完成問卷，每班配備2～3 名受過專業(yè)培訓(xùn)的主試，負(fù)責(zé)發(fā)放問卷、介紹指導(dǎo)語并在施測完成后收回所有問卷。

2.4 數(shù)據(jù)分析

首先，在SPSS 25.0 中對三個時間點的友誼質(zhì)量、主觀幸福感和孤獨感進行描述統(tǒng)計和相關(guān)分析。隨后，為了提升參數(shù)估計的穩(wěn)定性和模型擬合度，對題項進行項目打包（Little et al.， 2002）。通過Mplus 8.3 分別構(gòu)建友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感的RI-CLPM，并采用全息極大似然估計（full information maximumlikelihood， FIML）處理缺失值（Graham， 2009）。

2.5 共同方法偏差

采用Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗（周浩，龍立榮， 2004）。結(jié)果顯示，在3次施測的問卷中，分別有9個、7個、7個因子的特征值大于1，且第一個因子解釋的變異量分別為29.91%、38.60%、34.63%，均小于40% 的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明3 次測查均不存在顯著的共同方法偏差。

3 研究結(jié)果

3.1 友誼質(zhì)量、孤獨感與主觀幸福感的相關(guān)

相關(guān)分析結(jié)果顯示（見表2），3次測查中友誼質(zhì)量與主觀幸福感之間均呈顯著正相關(guān)（ps lt; .001），與孤獨感之間均呈顯著負(fù)相關(guān)（ps lt; .001）。

3.2 友誼質(zhì)量與主觀幸福感的相互作用關(guān)系

基于相關(guān)分析結(jié)果，構(gòu)建友誼質(zhì)量與主觀幸福感的隨機截距交叉滯后模型。由于本研究對變量間的雙向關(guān)系更為關(guān)注，且約束自回歸路徑相等的模型擬合并沒有顯著差于未加約束的模型（ΔCFI lt;.001， ΔRMSEA lt; .001），因此參照簡潔模型的思想（Mackinnon amp; Sherry， 2012），本研究采用約束自回歸相等后的RI-CLPM 結(jié)果。最終的模型結(jié)果如圖1 所示，模型的擬合良好（χ ²/df = 1.78， CFI = .93，TLI = .92， RMSEA = .06， SRMR = .07）。

結(jié)果顯示：（1）相關(guān)關(guān)系：在個體間水平上，友誼質(zhì)量與主觀幸福感的隨機截距之間呈顯著正相關(guān)（r = .55， p lt; .01），說明二者之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。（2）自回歸：前測（Tn）的友誼質(zhì)量與主觀幸福感對后測（Tn+1）的友誼質(zhì)量與主觀幸福感均具有顯著預(yù)測作用（ps lt; .05）。（3）交叉滯后路徑：在個體內(nèi)水平上，T1 的主觀幸福感可以正向預(yù)測T2 的友誼質(zhì)量（β = .34， 95%CI [.059，.620]），其他交叉滯后路徑均不顯著（ps gt; .05）。

3.3 友誼質(zhì)量與孤獨感的相互作用關(guān)系

同樣因為約束自回歸后的模型擬合并沒有顯著變差，所以采用約束自回歸相等的RI-CLPM 分析友誼質(zhì)量與孤獨感的相互作用。結(jié)果如圖2 所示，模型擬合良好（χ 2/df = 1.93， CFI = .92， TLI = .91，RMSEA = .07， SRMR = .07）。

結(jié)果顯示：（1）相關(guān)關(guān)系：在個體間水平上，友誼質(zhì)量與孤獨感的隨機截距呈負(fù)相關(guān)（r = -.74，p lt; .01），說明二者之間具有穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。（2）自回歸：前測（Tn）的友誼質(zhì)量與孤獨感對后測（Tn+1）的友誼質(zhì)量與孤獨感均具有顯著預(yù)測作用（ps lt; .01）。（3）交叉滯后路徑：在個體內(nèi)水平上，T1 的友誼質(zhì)量負(fù)向預(yù)測T2 的孤獨感，β =-.24， 95%CI = [-.422， -.053]，同時T1 的孤獨感可以負(fù)向預(yù)測T2 的友誼質(zhì)量，β = -.26， 95%CI = [-.498-.015]，T2 的孤獨感也可以負(fù)向預(yù)測T3 的友誼質(zhì)量，β = -.22， 95%CI = [-.426， -.004]，但T2 友誼質(zhì)量對T3 孤獨感無顯著預(yù)測作用，β = -.18， 95%CI = [-.392，.027]。該結(jié)果支持了友誼質(zhì)量與孤獨感雙向關(guān)系的假設(shè)，二者的關(guān)系模式為循環(huán)作用模式。

3.4 補充分析

分別構(gòu)建友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感的傳統(tǒng)交叉滯后模型，兩個模型均擬合良好（友誼質(zhì)量與主觀幸福感：χ 2/df = 1.83， CFI = .93， TLI =.92， RMSEA = .06， SRMR = .08； 友誼質(zhì)量與孤獨感：χ 2/df = 1.93， CFI = .92， TLI = .91， RMSEA = .07，SRMR = .07），結(jié)果見圖3和圖4。由于該模型混雜了個體間與個體內(nèi)效應(yīng)，因此無法確定結(jié)果反映的是個體間穩(wěn)定的差異，還是個體內(nèi)部的實際發(fā)展情況（Hamaker et al.， 2015）。而隨機截距的交叉滯后模型通過抽取隨機截距控制個體間差異，能夠更精確、細(xì)致地捕捉個體內(nèi)部的實際發(fā)展變化（Burnset al.， 2020; Hamaker et al.， 2015）。因此，RI-CLPM比CLPM 在準(zhǔn)確估計變量間動態(tài)發(fā)展關(guān)系上具有更大的優(yōu)勢。

4 討論

本研究通過為期三年的縱向研究，采用RICLPM考察了兒童的友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感的雙向關(guān)系。結(jié)果表明，友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感的關(guān)系存在差異。具體來說，友誼質(zhì)量與主觀幸福感之間，僅存在T1 主觀幸福感預(yù)測T2 友誼質(zhì)量的單向關(guān)系，而與孤獨感之間存在雙向關(guān)系，且表現(xiàn)為循環(huán)作用模式。這種差異或許是由變量特性造成的，相比于主觀幸福感，友誼質(zhì)量和孤獨感都更直接地捕捉了人際關(guān)系相關(guān)信息。孤獨感被認(rèn)為是一種由人際關(guān)系不滿引起的消極心理狀態(tài)（Lodder et al.， 2017），因此，在本研究中，相比于幸福感，孤獨感與友誼質(zhì)量在同時期與縱向上都存在著更強的相關(guān)關(guān)系。綜上，本研究通過揭示友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感不同的作用關(guān)系，更深入地了解兒童成長過程中友誼與不同層面心理健康之間的具體聯(lián)系和過程性變化，為友誼與心理健康的發(fā)展提供理論和實踐方面的啟示。

4.1 友誼質(zhì)量與主觀幸福感之間的關(guān)系

結(jié)果發(fā)現(xiàn)友誼質(zhì)量與主觀幸福感之間不存在雙向關(guān)系，僅存在T1 主觀幸福感對T2 友誼質(zhì)量的預(yù)測作用，這雖然與本研究假設(shè)不一致，但部分支持了發(fā)展情境理論。即在童年期，友誼質(zhì)量與主觀幸福感的關(guān)系隨起始時間的不同會產(chǎn)生不同的發(fā)展結(jié)果。此外，該結(jié)果也突破性地揭示了在特定階段下，主觀幸福感具有長期的積極作用，能夠促進兒童的社會性發(fā)展，補充了積極心理學(xué)領(lǐng)域的相關(guān)研究，并從另一種角度上證實了維持積極心理狀態(tài)的重要性。結(jié)果表明，早期具有幸福體驗的兒童能快樂地與朋友玩耍，互相提供陪伴與支持，從而具有更積極的友誼。但隨著年齡的增長，友誼愈加復(fù)雜，兒童對友誼的理解也更加深入與成熟（Parker et al.，2015），這可能導(dǎo)致T2 主觀幸福感不能預(yù)測T3友誼質(zhì)量。本研究結(jié)果在一定程度上對發(fā)展情境理論進行了補充，表明在不同時間段上，即使是相同因素也會隨時間對個體的發(fā)展產(chǎn)生不同的作用。

此外，結(jié)果發(fā)現(xiàn)友誼質(zhì)量不能預(yù)測隨后的主觀幸福感，這與以往橫斷研究（Holder amp; Coleman，2009）結(jié)果不一致，但與一項縱向研究的結(jié)果一致（Luijten et al.， 2021）。這可能是因為友誼為兒童帶來的積極影響會受到朋友特點的影響（萬青，2006）。如果朋友常傾向于對事件做出消極反應(yīng)，那么兒童也會受其影響，即使遇到快樂的事，也很難體驗到快樂。此外，幸福感的目標(biāo)理論認(rèn)為只有滿足個體在各個階段不同的內(nèi)在需要，才能有效提升幸福感（Cantor amp; Sanderson， 1999），相比本研究考察的友誼的幾個特征，可能友誼中的保護、忠誠和工具性成分等更能滿足此階段兒童的需要（Rubinet al.， 2015）。綜上，友誼不同特征的不同作用也導(dǎo)致了友誼質(zhì)量對主觀幸福感的預(yù)測不顯著。最后，也有研究發(fā)現(xiàn)友誼的不同特征與主觀幸福感均沒有直接聯(lián)系，僅有友誼的效用特征通過得到幫助的程度間接影響主觀幸福感（Anderson amp; Fowers，2020）。故未來還需更多研究進行探究。

4.2 友誼質(zhì)量與孤獨感之間的關(guān)系

研究發(fā)現(xiàn)，友誼質(zhì)量與孤獨感之間具有雙向預(yù)測關(guān)系，即在T1-T2 時間段內(nèi)，友誼質(zhì)量與孤獨感能夠相互預(yù)測。該結(jié)果驗證了假設(shè)并與以往結(jié)果一致（Schwartz-Mette et al.， 2020）。這表明兒童的友誼質(zhì)量越高，其隨后的孤獨感水平越低，反之亦然。一方面，積極的友誼質(zhì)量因滿足了兒童的社會需要從而降低了孤獨感。另一方面，孤獨感高的兒童因缺乏一定的社交技能而難以發(fā)展積極的友誼（Jobe-Shields et al.， 2011），或因?qū)ω?fù)面社會刺激的高度關(guān)注而導(dǎo)致友誼質(zhì)量更消極（Lodder et al.， 2017）。因此，友誼質(zhì)量與孤獨感之間存在著雙向關(guān)系。

此外，本研究通過三個時間點的縱向設(shè)計，發(fā)現(xiàn)了友誼質(zhì)量與孤獨感的雙向關(guān)系具有一定的穩(wěn)定性，表現(xiàn)為先前的友誼質(zhì)量會影響隨后的孤獨感，而這又進一步影響其隨后的友誼質(zhì)量，二者形成了循環(huán)作用模式。不僅如此，考慮到測量時間間隔為一年，友誼質(zhì)量的提升或孤獨感的下降為兒童帶來的積極作用可以持續(xù)一年，并且由于二者的循環(huán)模式，這種積極效應(yīng)可以持續(xù)地循環(huán)下去，從而促進個體長期的積極發(fā)展。此外，本研究采用隨機截距的交叉滯后模型分析三波追蹤數(shù)據(jù)，能夠排除穩(wěn)定的個體間差異的影響，聚焦于個體自身的發(fā)展變化。該方法與發(fā)展情境理論所強調(diào)的目標(biāo)一致，即關(guān)注個體的內(nèi)在力量，使其成為自身積極發(fā)展的推動者。同時，在研究方法上也為發(fā)展情境理論中提出的循環(huán)影響研究提供了新的方案。最后，研究結(jié)果對實踐具有新的啟示。即未來可以同時對友誼質(zhì)量和孤獨感進行干預(yù)，發(fā)揮兒童自身的核心力量與潛能，打破“弱者更弱”的惡性循環(huán)，增加雙向關(guān)系隨時間推移產(chǎn)生的累積優(yōu)勢，構(gòu)建良性循環(huán)。在社會性和情感發(fā)展的關(guān)鍵時期（童年期） （Rubin et al.，2015），構(gòu)建二者間的良性循環(huán)對兒童今后的社會適應(yīng)與積極發(fā)展有著重要影響。

4.3 研究意義

在理論意義上，首先，本研究揭示了友誼質(zhì)量與孤獨感的循環(huán)作用模式，為發(fā)展情境理論提供了實證依據(jù)。具體而言，孤獨感與友誼這一重要發(fā)展情境間的相互影響會在童年期持續(xù)地影響兒童發(fā)展，這揭示了二者隨時間推移的交互影響特征與作用的潛在機制，支持了發(fā)展情境理論。此外，本研究通過揭示友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感不同的作用模式，體現(xiàn)了時間維度對理解個體發(fā)展的重要性，即不同起始時間點或不同時間段內(nèi)可能會產(chǎn)生不同的發(fā)展結(jié)果。其次，本研究基于發(fā)展系統(tǒng)的視角，采用縱向設(shè)計并通過構(gòu)建RI-CLPM，在個體內(nèi)水平上揭示了友誼質(zhì)量與孤獨感之間的循環(huán)作用模式，證實了兒童具有促進其自身發(fā)展的核心力量，為發(fā)展情境理論強調(diào)的循環(huán)影響研究取向提供了方法上的創(chuàng)新。在實踐意義上，本研究對于兒童友誼質(zhì)量與心理健康的提升具有重要啟示。一方面，可以引導(dǎo)友誼質(zhì)量低的兒童正確解決沖突，向同伴提供陪伴和支持，從而降低心理危機發(fā)生的可能性。另一方面，通過直接干預(yù)孤獨感和主觀幸福感從而促進良好友誼的發(fā)展?？傊梢酝瑫r從上述兩方面入手，建立兒童各方面發(fā)展的良性循環(huán)。

4.4 研究局限與展望

本研究還存在一些局限。第一，研究的樣本量較少，盡管經(jīng)檢驗表明對所構(gòu)建模型具有足夠的統(tǒng)計檢驗力），但在一定程度上降低了結(jié)果的代表性，未來研究可增大樣本量對結(jié)果進行驗證。第二，追蹤次數(shù)較少。未來研究可以考慮通過縮短時間間隔，增加追蹤次數(shù)，以更細(xì)致地捕捉友誼質(zhì)量與心理健康關(guān)系的動態(tài)變化。此外，未來研究也可以通過追蹤更長的時間（比如從童年早期追蹤到青少年期）來描繪二者間更全面的發(fā)展變化。第三，考慮到友誼特征的不同，未來研究可納入不同的特征來評估多重友誼的質(zhì)量，并考察其與幸福感之間可能的中介變量，以細(xì)致地了解友誼對積極心理發(fā)展的作用。

5 結(jié)論

良好友誼的建立和維持是兒童的主要發(fā)展任務(wù)，對心理健康有長期且重要的影響，揭示友誼質(zhì)量與主觀幸福感和孤獨感的作用關(guān)系具有重要的理論與實踐意義。本研究采用為期三年的縱向設(shè)計發(fā)現(xiàn)，友誼質(zhì)量與孤獨感之間具有循環(huán)作用關(guān)系，表現(xiàn)為T1 的友誼質(zhì)量負(fù)向預(yù)測T2 的孤獨感，T2 的孤獨感進而負(fù)向預(yù)測T3 的友誼質(zhì)量。而友誼質(zhì)量與主觀幸福感之間僅存在T1 主觀幸福感顯著預(yù)測T2 友誼質(zhì)量的單向關(guān)系。