同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童的心理适应
作者: 赵景欣 刘霞 / 6384次阅读 时间: 2013年7月04日
来源: 心理学报2013, Vol. 45, No.7, 797−810 标签: 留守儿童 逆境信念 亲子亲合 同伴 心理适应
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 同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童心理适应:亲子亲合逆境信念的作用*

赵景欣1 刘 霞2 张文新1

(1 山东师范大学心理学院, 济南 250014) (2 北京师范大学发展心理研究所, 北京 100875)摘 要 以424 名农村儿童为被试, 基于留守儿童和非留守儿童之间的比较, 在同伴关系的背景下探讨了亲子亲合与个体逆境信念对儿童攻击、学业违纪与孤独感的作用。结果表明:(1)同伴拒绝能显著增加儿童的攻击、学业违纪与孤独感, 同伴接纳则显著降低儿童的学业违纪与孤独感, 亲子亲合、积极的逆境信念能够显著降低儿童的孤独感; (2)亲子亲合对同伴拒绝与儿童攻击、学业违纪之间关系的调节效应在双亲外出儿童与非留守儿童群体中存在差异:高亲合条件下, 同伴拒绝与非留守儿童的攻击、学业违纪之间存在显著关联, 但是在双亲外出儿童中, 这些关联不再显著; (3)亲子亲合能够调节同伴接纳与儿童孤独感之间的关系:在低亲合条件下, 同伴接纳能够显著降低儿童的孤独感, 但是二者在高亲合条件下不再存在关联。结果提示,农村留守儿童与父母间的紧密情感联结对于促进其心理适应具有保护作用, 同伴接纳对儿童的亲情缺失具有补偿作用。

关键词 农村留守儿童; 同伴; 亲子亲合; 逆境信念; 心理适应

分类号 B844

1 问题提出

近年来, 农村留守儿童问题引发了全社会的普遍关注, 农村留守儿童已经成为中国社会不容忽视的弱势儿童群体。所谓农村留守儿童, 是指父母双方或一方在外打工而被留在户籍所在地农村, 并因此不能和父母双方共同生活的18 周岁以下的未成年人(赵景欣, 刘霞, 申继亮, 2008; 全国妇联,2008)。根据父母外出情况, 农村留守儿童可以分为两种类型:双亲外出儿童和单亲外出儿童。在群体特征上, 农村留守儿童面临的共同问题就是:父母长期不在身边而导致的父母亲情的相对缺失。许多研究表明, 与非留守儿童相比, 农村留守儿童存在诸多的心理适应问题, 其中外化问题(如学业违纪、攻击等)和内化问题(如孤独等)尤为突出(池瑾, 胡心怡, 申继亮, 2008; 范兴华, 方晓义, 2010; 范方,桑标, 2005; 罗静, 王薇, 高文斌, 2009; Wen & Lin,2012; 周宗奎, 孙晓军, 刘亚, 周东明, 2005)。但是,近期也有研究表明(刘霞, 胡心怡, 申继亮, 2008;赵景欣, 张文新, 2008), 虽然亲情相对缺失的不利处境使留守儿童出现外化问题或内化问题的危险性增加, 但是农村留守儿童的心理适应具有较大的个体差异性:有些儿童表现出了较多的问题行为,有些儿童却并没有表现出适应性问题, 甚至在某些领域表现出了良好的发展。

根据儿童发展的心理弹性(resilience) 模型(Luthar, Cicchetti, & Becker, 2000):不利环境并不必然导致儿童的发展不良, 儿童仍有机会保持正常的发展, 并且其发展水平甚至会超出正常儿童的发展水平; 其关键在于个体是否拥有应对危险(risk)或不利处境的保护因素(protective factors)。人类发展的生态学理论也指出(Bronfenbrenner, 1979), 生态环境的变化(例如, 父母外出打工)在儿童发展中具有特殊的重要性。在这些过渡的时刻, 个体由于面临挑战, 必须学会适应, 发展就会因此而发生。在这一过程中, 个体的适应结果会受到家庭、同伴与个体特征等不同系统之间交互作用的影响(张文新, 2002)。由此可以推论, 在亲情相对缺失的不利处境中, 农村留守儿童仍然具有积极适应的可能性,这取决于儿童及其所在的环境系统能否形成应对父母长期不在身边以及其他危险因素的保护机制。鉴于此, 探讨能够促进农村留守儿童心理适应的保护因素及其作用机制, 就成为该领域需要解决的重要问题。然而, 目前国内关于农村留守儿童的大量研究主要关注了影响儿童心理适应的危险因素, 对于保护因素的作用相对忽视(罗静等, 2009), 更少有研究在危险因素的背景下来探讨保护因素的作用机制(谭深, 2011)。

同伴是儿童发展的重要背景。在与同伴交往的过程中, 儿童会获得一系列的社会技能、社会行为、态度以及体验等, 进而影响着儿童的适应结果(Rubin, Bukowski, & Parker, 2006)。随着年龄的增长, 儿童对父母的依赖逐渐降低, 同伴关系在儿童的生活中的作用则日益增强。大量研究表明(Ladd& Burgess, 2001; Kraatz-Keily, Bates, Dodge, &Pettit, 2000; 万晶晶, 周宗奎, 2005; Wentzel, 2003),同伴拒绝能够增加儿童的外化问题和内化问题, 同伴接纳则能够降低儿童的外化问题和内化问题, 这种预测作用在许多追踪研究中得到了证实(Coplan,Prakash, O’Neil, & Armer, 2004; Dodge et al., 2003;周宗奎, 赵冬梅, 孙晓军, 定险峰, 2006)。由此可见,同伴拒绝实际上构成了一种环境的压力源或危险因素, 增大了儿童出现问题行为的可能性; 同伴接纳则成为一种保护因素, 减缓乃至阻碍儿童趋向不良的适应结果(Prinstein & Greca, 2004)。对于农村留守儿童来说, 父母的外出打工导致了父母与他们的长期分离, 这实际上使得他们在没有做好准备或没有“缓冲”的情况下, 就从父母身边提前“独立”出来。在这一背景下, 同伴就可能成为其满足社会交往需要、获得支持和安全感、乃至实现积极发展的重要源泉(Wen & Lin, 2012)。正是由于农村留守儿童群体的这一特殊性, 同伴拒绝更容易成为其发展的危险因素, 同伴接纳则可能对其发展具有保护作用。目前国内仅有的一项研究表明(孙晓军, 周宗奎,汪颖, 范翠英, 2010), 农村留守儿童的同伴接纳水平越高, 其感受到的孤独感越少; 同伴接纳对农村留守儿童孤独的预测力低于非留守儿童。然而, 当前尚未见到同伴拒绝与农村留守儿童适应结果之间关系的系统研究, 更缺少同伴系统与其他环境系统或个体因素交互作用来影响农村留守儿童适应结果的研究文献。因此, 有必要对同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童适应结果之间的作用模式, 乃至同伴系统与其他系统在儿童心理适应上的作用机制进行深入探讨。

亲子亲合(parental cohesion), 是指父母与子女之间亲密的情感联结, 它即可以表现在积极的互动行为之中, 又可以表现为养育者与儿童心理上对彼此的亲密感受(Zhang & Fuligni, 2006)。作为亲子关系质量的一个重要指标, 亲子亲合常常被视为儿童正常发展的基础, 是能够对儿童的发展起到最为稳定保护作用的指标(Bean, Barber, & Crane, 2006)。在过去的半个世纪中, 大量的研究证据表明, 亲子亲合能够显著降低儿童的外化问题和内化问题(Lamborn & Felbab, 2003; Parke & Buriel, 2006)。并且, 亲子亲合还能够显著抵抗危险对儿童青少年问题行为的消极影响(Formoso, Gonzales, & Aiken,2000; Johnson, LaVoie, & Mahoney, 2000; Kuntsche& Silbereisen, 2004)。正如Steinberg (2007)所总结的, “家庭中其他因素对儿童适应性发展的重要性没有一个高过亲子关系的质量”。然而, 父母的外出打工使农村留守儿童家庭中的亲子交往具有一定的独特性, 表现为时间上的长期间断性、空间上的远距离性、交往的长期非面对面性和互动频率较低的特点(李庆丰, 2002)。正是基于这些特征, 有研究者指出(李庆丰, 2002), 父母实际上成为了农村留守儿童发展的“旁观者”。但是, 父母的外出打工并没有使父母与留守儿童之间的情感联结消失。一般情况下, 在外打工的父母会通过电话、书信以及节假日或农忙时回家等方式来保持自己与孩子之间的情感联结。因此, 尽管农村留守儿童的亲子互动具有一定的特殊性, 但是亲子之间情感联结的存在意味着父母可能并没有成为儿童发展的“旁观者”。近期的研究表明, 家庭中的亲合水平能够负向预测农村留守儿童的犯罪行为(赵兰, 唐娟, 李科生,2011); 亲子关系的质量越高, 农村留守儿童的幸福感水平越高(陈亮, 张丽锦, 沈杰, 2009)。虽然这些研究为亲子亲合对农村留守儿童适应的促进作用提供了初步依据, 但是亲子亲合是否能够抵抗某些危险因素(如同伴拒绝)对农村留守儿童适应的消极影响仍缺乏探讨。并且, 亲子亲合如何与其他保护因素(如同伴接纳)交互作用来影响农村留守儿童的适应结果, 也需要进一步的考察。

个体发展的保护因素不仅包括家庭、同伴等环境因素, 还包括一系列的个体因素(Luthar et al.,2000; 曾守锤, 李其维, 2003)。其中, 个体的逆境信念被认为对于其积极适应具有重要促进作用(Shek,2005)。逆境信念是指个体关于逆境本质的认识, 包括逆境产生的原因、结果以及合理的应对行为等(Shek, 2005)。中国人关于逆境的文化信念可以被分为两个类别:一是关于逆境的积极信念, 强调逆境的积极价值以及人类战胜逆境的潜力, 例如“有志者事竟成”、“吃得苦中苦, 方为人上人”等; 二是关于逆境的消极信念, 强调人类在逆境面前的渺小以及逆境带来的消极影响等, 例如“人穷志短”、“好丑命生成”等。个体持有的逆境信念能够为处于逆境的人认识自己的经历、发展相应的应对行为等奠定基础, 有助于逆境中个体的积极适应。研究表明(Shek, 2004, 2005; Shek et al., 2003), 积极的逆境信念能够促进贫困儿童的学校适应、降低其问题行为(包括反社会行为和药物滥用), 并且这种保护作用具有长期效应。由此见, 积极的逆境信念可能是促进弱势儿童群体积极适应的重要保护因素。然而,在当前的农村留守儿童群体中, 尚未发现有关个体逆境信念作用的研究。

综上, 本研究旨在以同伴关系为背景, 通过关注亲子亲合、个体逆境信念对儿童心理适应的直接预测作用及其对同伴拒绝这一危险因素效应的抵抗作用、对同伴接纳这一保护因素效应的增强作用,探讨促进农村留守儿童心理适应的保护机制。根据该目的, 本研究主要从以下几个方面进行设计:首先, 本研究选择了处于童年晚期至青少年早期的农村留守儿童(包括双亲外出儿童和单亲外出儿童)及其对照组(非留守儿童)为研究对象。通过农村留守儿童与非留守儿童的比较, 可以更为清晰地揭示保护因素对留守儿童可能存在的独特作用。并且, 童年晚期至青少年早期往往是外化问题行为和内化问题容易出现或加剧的时期, 也是孩子与父母的亲合水平逐渐下降的时期(Steinberg, 2007)。其次, 本研究把同伴拒绝视为儿童发展的危险因素, 同伴接纳、父子亲合、母子亲合以及个体的逆境信念作为儿童发展的保护因素; 对农村留守儿童群体中发生频率较高的外化问题(包括攻击和学业违纪)与内化问题(孤独)进行评估, 作为儿童心理适应的指标。最后, 本研究把年级与性别作为协变量予以控制。因为随着年级的升高, 个体与父母的亲合水平降低(Steinberg, 2007; Zhang & Fuligni, 2006), 个体的问题行为会表现出不同的模式(Lerner & Steinberg,2009); 女性比男性更容易出现内化问题(Compas,Davis, Forsythe, & Wagner, 1987), 男性比女性更容易出现外化问题(Farrington, 2009)。

本研究假设:同伴拒绝能够显著增加农村留守儿童的攻击、学业违纪与孤独感, 同伴接纳、父子亲合、母子亲合与积极的逆境信念均能显著降低儿童的攻击、学业违纪与孤独感; 父子亲合、母子亲合与逆境信念均能调节同伴拒绝、同伴接纳与儿童各类适应问题之间的关系:高水平的父子亲合、母子亲合以及个体关于逆境的积极信念能够显著减弱同伴拒绝对各类适应问题的消极影响、增强同伴接纳的积极影响; 上述各变量之间的关系在农村留守儿童与非留守儿童之间存在差异。

2 方法

2.1 被试

采用整班联系, 自愿参加的方式, 从河南省某乡镇的三所小学和该乡镇的中心初中选取小学四年级到初二共14 个班级的424 名农村儿童, 年龄分布在10 岁到17 岁之间, 平均年龄为13.92 岁。根据儿童父母外出打工的情况, 这些儿童被分为了三组,包括双亲外出儿童76 名(男生38 名, 女生38 名), 父亲外出儿童133 名1 (男生82 名, 女生51 名), 非留守儿童215 名(男生119 名, 女生96 名)。筛选被试的标准如下:(1)父母没有离异; (2)父母没有任何一方去世;(3)儿童自身没有残疾; (4)问卷作答有效。

2.2 测量内容

2.2.1 同伴接纳/同伴拒绝

采用同伴提名法评定儿童在班级内的同伴接纳和同伴拒绝情况。以班级为单位, 发给每名被试一份班级的学生名单, 要求被试在认真浏览过全班同学的名字后, 写出班里最喜欢的三位同学(积极提名)和三位最不喜欢的同学(消极提名)。对每个被试的被提名频次进行班级内标准化, 以便于不同班级儿童提名分数的比较。以积极提名频次的Z 分数作为同伴接纳的指标, 以消极提名频次的Z 分数作为同伴拒绝的指标。在本研究中, 同伴拒绝与同伴接纳呈显著负相关(r=−0.31, p<0.001)。自20 世纪80 年代以来, 这一方法已经被应用于国内外的诸多研究之中, 被认为是测量儿童同伴关系的经典方法(陈欣银, 李正云, 李伯黍, 1994)。

2.2.2 父子亲合/母子亲合

运用家庭适应和亲合评价问卷(FACESⅡ)的亲合分问卷(Olson, Sprenkle, & Russell, 1979), 采取自我报告的方式, 测量了儿童感知到的父亲、母亲与他的情感联系或支持状况。问卷包括测查内容完全相同的父亲/母亲两个分问卷。采用5 点记分(1“几乎从不”到5“几乎总是”), 运用10 个项目进行了测查, 包括“我和母亲(父亲)彼此感觉非常亲近”、“我和母亲(父亲)在困难时互相支持”等。在以往关于亲子关系的研究中, 该问卷得到了广泛运用(Zhang & Fuligni, 2006), 且具有较好的信度和效度。在本研究中, 父子亲合和母子亲合两个分问卷的内部一致性系数分别为0.64 和0.67。

2.2.3 逆境信念

采用Shek (2005)编制的中国人逆境信念量表进行测量。该量表关注于中国文化背景下个体对于逆境所持有的信念, 由9 个项目组成, 例如, “吃得苦中苦, 方为人上人” (积极信念), “人穷志短” (消极信念)等。每个项目采用6 点记分, 从1“非常不同意”到6“非常同意”。使用项目平均分作为个体逆境信念的指标, 分数越高, 代表被试越同意中国文化背景下积极向上的逆境信念。为了便于年级较低的被试理解, 遵循Shek (2005)的研究程序, 在较为难懂的句子后面附加了意义相同的通俗性解释。该量表已经在中国儿童青少年群体中被多次使用, 具有良好的信度和效度(Shek, 2004, 2005)。在本研究中,该量表的内部一致性系数为0.70。

2.2.4 攻击

采用同伴评定的方法, 以Masten 等(1985)编制的“班级戏剧”问卷(中文版)中的外部攻击因子为指标(万晶晶, 周宗奎, 2005)。施测时发给每个被试一份全班同学的名单, 要求被试根据每个角色的要求在名单中选出一个或几个适合扮演该角色的同学,例如, “容易与别人争吵的人” “总是挑起争斗的人”等。对被试在该因子8 个项目上的平均被提名频次进行班级内标准化, 以便于不同班级儿童评定分数的比较。“班级戏剧”问卷被认为是测量儿童社会行为方面的信效度较高的工具(万晶晶, 周宗奎,2005), 被广泛应用于国内外的研究之中。在本研究中, 外部攻击的内部一致性系数为0.93。

2.2.5 学业违纪

采用同伴评定的方法, 基于方晓义等人编制的问题行为问卷中的违纪因子(方晓义, 张锦涛, 徐洁, 杨阿丽, 2004), 运用修订后的5 个项目对儿童的学业违纪进行了测量。要求被试在全班同学的名单中选择出适合的同学, 例如, “逃学的人”、“考试作弊的人”、“不完成作业的人”等。对被试在所有项目上的平均被提名频次进行班级内标准化, 以便于不同班级儿童评定分数的比较。对该测量的验证性因素分析表明, 各指标因素负荷在0.61~0.85 之间, 模型拟合指数良好, 其中χ2/df=4.96, RMSEA=0.07, NFI=0.98, TLI=0.96, CFI=0.98, IFI=0.98,AGFI=0.94, 说明这5 个项目较好地测量了学业违纪这一结构。在本研究中, 项目间的内部一致性系数为0.87。

2.2.6 孤独感

采用Asher 等(1984)编制的孤独量表来测量青少年的孤独感。该量表包括24 个项目, 其中有16个项目评定孤独感、社会适应与不适应感以及对自己在同伴中的地位的主观评价, 8 个项目为补充条目, 询问一些课余爱好和活动偏好。每个项目采用5 点量尺, 从1“一直如此”到5“绝非如此”。使用项目平均分作为个体孤独感的指标, 分数越高, 表明青少年的孤独感越强。该量表已经被应用于多个研究之中(田录梅, 陈光辉, 王姝琼, 刘海娇, 张文新,2012; 赵景欣等, 2008), 具有较好的信度和效度。在本研究中, 该量表的内部一致性系数为0.80。

2.3 研究程序

在本研究中, 儿童的同伴接纳/同伴拒绝、攻击、学业违纪采用同伴提名的方法进行测量, 儿童的父子亲合/母子亲合、逆境信念、孤独感的测量采用自我报告法。这些测量均以班级为单位进行集体施测, 每班由两名具有施测经验的发展心理学研究生作为主试。施测之前, 对所有主试进行指导语、问卷内容以及施测注意事项的专门培训。测试共分为三次, 第一次施测同伴提名问卷, 第二次施测孤独感量表, 第三次施测父子亲合/母子亲合、逆境信念量表。三次施测在3 周内完成, 每次施测大约需要30min 左右, 当场收回问卷。所有问卷的施测均取得了学校和学生监护人的同意。整个施测过程中, 教师不在场。采用SPSS 13.0 统计软件包进行数据分析处理。

3 结果与分析

3.1 同伴拒绝/接纳、亲子亲合、逆境信念与农村留守儿童心理适应的特点及相关

不同留守类别(双亲外出、父亲外出与非留守7 期 赵景欣 等: 同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童的心理适应:亲子亲合与逆境信念的作用 801儿童)与性别的儿童在各变量上的平均数与标准差见表1。以留守类别与性别为自变量, 分别以同伴拒绝、同伴接纳、父子亲合、母子亲合、逆境信念与各类心理适应问题为因变量进行3×2 的方差分析。结果显示, 留守类别与性别在父子亲合上的交互作用显著, F(2,418)=3.95, p<0.05, η2=0.02, 进一步的简单效应分析表明, 对于父亲外出的儿童, 女孩与父亲的亲合水平显著高于男孩(p<0.05), 对于双亲外出儿童和非留守儿童, 男孩、女孩与父亲的亲合水平不存在显著差异(p>0.05); 同伴拒绝的性别主效应显著, F(1,418)=14.66, p<0.001, η2=0.03,男孩的同伴拒绝水平显著高于女孩; 母子亲合的性别主效应显著, F(1,418)=8.80, p<0.01, η2=0.02, 女孩与母亲的亲合水平显著高于男孩; 攻击的性别主效应显著, F(1,418)=15.87, p<0.001, η2=0.04, 男孩的攻击水平显著高于女孩; 学业违纪的性别主效应显著, F(1,418)=35.39, p<0.001, η2=0.08, 男孩的学业违纪水平显著高于女孩; 孤独感的性别主效应显著, F(1,418)=3.88, p<0.05, η2=0.01, 女孩的孤独感水平显著高于男孩; 逆境信念与同伴接纳的性别主效应均不显著(ps>0.05); 所有变量的留守类别主效应均不显著(ps>0.05); 除父子亲合之外, 其他变量的性别与留守类别的交互作用均不显著(ps>0.05)。进一步对各变量之间及其与协变量(年级)之间进行相关分析, 结果表明(见表2), 同伴拒绝与儿童的攻击、学业违纪与孤独感之间存在显著正相关;同伴接纳与儿童的学业违纪、孤独感之间存在显著负相关, 与儿童的攻击之间相关不显著; 父子亲合、母子亲合、逆境信念均与儿童的孤独感之间存在显著负相关, 并且逆境信念与儿童的学业违纪之间也存在显著负相关; 母子亲合、逆境信念均与同伴拒绝之间存在显著负相关, 逆境信念与同伴接纳之间存在显著正相关。此外, 年级与父子亲合、母子亲合与逆境信念之间均存在显著正相关, 与儿童的孤独感之间存在显著负相关。其他变量之间的相关均不显著。

表1 不同留守类别与性别儿童在各变量上的平均数(标准差)

留守类别 同伴拒绝同伴接纳 父子亲合母子亲合逆境信念攻击 学业违纪 孤独女(n=38) −0.33(0.49) 0.07(0.92) 3.47(0.48) 3.63(0.54) 4.74(0.77) −0.31(0.35) −0.35(0.22) 2.15(0.68)男(n=38) 0.25(1.21) −0.26(0.90) 3.35(0.44) 3.42(0.50) 4.56(0.76) 0.11(1.12) 0.28(1.28) 2.33(0.59)双亲外出合计(n=76) −0.04(0.96) −0.09(0.92) 3.41(0.46) 3.52(0.53) 4.65(0.76) −0.10(0.85) −0.03(0.97) 2.24(0.64)女(n=51) −0.22(0.73) 0.20(1.37) 3.46(0.57) 3.49(0.56) 4.64(0.72) −0.27(0.44) −0.43(0.24) 2.07(0.61)男(n=82) 0.09(1.05) 0.06(0.88) 3.27(0.46) 3.30(0.46) 4.76(0.70) 0.16(1.04) 0.17(1.06) 2.22(0.67)父亲外出合计(n=133) −0.03(0.95) 0.11(1.09) 3.34(0.51) 3.37(0.51) 4.71(0.71) 0.00(0.88) −0.06(0.89) 2.16(0.65)女(n=96) −0.18(0.75) 0.16(1.15) 3.26(0.65) 3.53(0.56) 4.60(0.74) −0.15(0.68) −0.30(0.47) 2.14(0.60)男(n=119) 0.09(1.07) −0.05(0.84) 3.39(0.55) 3.41(0.54) 4.68(0.76) 0.15(1.13) 0.21(1.20) 2.21(0.60)非留守儿童 合计(n=215) −0.03(0.95) 0.04(0.99) 3.33(0.60) 3.46(0.55) 4.64(0.75) 0.01(0.96) −0.02(0.98) 2.18(0.60)女(n=185) −0.22(0.70) 0.15(1.17) 3.36(0.60) 3.54(0.56) 4.64(0.74) −0.22(0.57) −0.34(0.38) 2.12(0.61)总体 男(n=239) 0.11(1.08) −0.05(0.86) 3.34(0.51) 3.38(0.51) 4.69(0.74) 0.15(1.09) 0.21(1.16) 2.23(0.62)合计(n=424) −0.03(0.95) 0.04(1.01) 3.35(0.55) 3.45(0.54) 4.67(0.74) −0.01(0.92) −0.03(0.95) 2.18(0.62)表2 同伴接纳/拒绝、亲子亲合、逆境信念与各心理适应问题之间的相关变量 同伴拒绝 同伴接纳 父子亲合 母子亲合 逆境信念 攻击 学业违纪 孤独同伴拒绝 1同伴接纳 −0.31*** 1父子亲合 −0.06 0.003 1母子亲合 −0.16** 0.03 0.60*** 1逆境信念 −0.13** 0.14** 0.28*** 0.26*** 1攻击 0.70*** −0.09 −0.08 −0.14** −0.07 1学业违纪 0.68*** −0.19*** −0.04 −0.09 −0.10* 0.63*** 1孤独 0.16** −0.20*** −0.28*** −0.34*** −0.49*** 0.07 0.09 1年级 0.02 −0.003 0.17** 0.19*** 0.40*** −0.03 0.02 −0.25***注: * p <0.05, ** p <0.01, *** p<0.001。鉴于儿童的性别、年级与各变量之间的关联,遵循本研究的设计思路, 下面的分析将把二者作为控制变量处理。

3.2 同伴拒绝与留守儿童的心理适应:亲子亲合与逆境信念的调节作用

以同伴拒绝为预测变量, 分别以儿童的攻击、学业违纪与孤独感为结果变量, 在控制性别(虚拟编码)、年级效应的基础上, 采用多层线性回归的方法, 逐一考察了父子亲合、母子亲合和逆境信念对同伴拒绝与各类适应问题之间关系的调节作用。同时, 为了探讨各变量对儿童问题行为的主效应以及调节变量的效应是否在不同类别的农村留守儿童中有所差异(即进一步被留守类别所调节), 也把留守类别(虚拟编码)作为调节变量加入回归方程。为了避免多重共线性, 根据Aiken 和West (1991)的建议, 对所有的预测变量进行了中心化处理。各变量进入回归方程的顺序如下:第一步, 协变量:性别与年级; 第二步, 同伴拒绝、留守类别以及一个假定的调节变量; 第三步, 两项交互项(同伴拒绝×留守类别, 调节变量×留守类别, 同伴拒绝×调节变量); 第四步, 三项交互项(同伴拒绝×调节变量×留守类别)。对所有回归模型中显著的交互项, 采用Aiken 和West (1991) 提出的简单斜率分析法(simple slope analysis)来描述各调节效应的本质。如果三项交互项显著, 则不再分析二项交互项。此外,根据Formoso 等(2000)的建议, 如果二项交互作用项以及三项交互作用项的预测作用不显著, 则相关的交互项不再被纳入最终的回归模型。对于儿童的孤独感, 所有回归模型中的交互项均不显著, 因此在分别包含父子亲合、母子亲合与逆境信念的最终三个回归模型中没有包含任何交互项。结果显示, 同伴拒绝得分越高, 儿童感到越孤独(β=0.13, p<0.01), 父子亲合水平越高, 儿童的孤独感越低(β=−0.23, p<0.001); 母子亲合水平越高,儿童的孤独感越低(β=−0.29, p<0.001); 儿童的逆境信念得分越高, 儿童的孤独感越低(β=−0.45, p<0.001); 留守类别对儿童孤独的预测作用不显著。在控制年级和性别效应后, 三个模型对儿童孤独感变异的解释率分别为0.07, 0.09 与0.18。各变量及其交互作用项对儿童攻击和学业违纪的预测作用见表3。如表3 所示, 同伴拒绝能够显著正向地预测儿童的攻击与学业违纪, 但是其他研究变量对儿童攻击与学业违纪的直接预测作用均不显著。从父子亲合的调节作用模型来看, 同伴拒绝、父子亲合与双亲外出的三项交互项能够显著预测儿童的攻击和学业违纪, 说明父子亲合对同伴拒绝与攻击、学业违纪的调节作用在双亲外出儿童和非留守儿童群体中存在差异。进一步的简单斜率分析表明, 对于双亲外出儿童, 在低父子亲合的情况下, 同伴拒绝能够显著正向地预测儿童的攻击(simple slope=0.72, t=5.67, p<0.001) 和学业违纪(simple slope=0.92, t=13.67, p<0.001), 在高父子亲合的情况下, 同伴拒绝与儿童攻击(simple slope=0.003, t=0.001, p>0.05)、学业违纪(simple slope=−0.49, t=−1.31, p>0.05)之间不再存在关联; 对于非留守儿童, 无论在低父子亲合还是高父子亲合的情况下, 同伴拒绝均能够显著正向预测儿童的攻击(simple slope=0.67, t=10.92, p<0.001; simple slope=0.56, t=9.12, p<0.001)和学业违纪(simple slope=0.58,t=9.39, p<0.001; simple slope=0.51, t=8.31, p<0.001),但是从简单斜率得分来看, 在高父子亲合的情况下,同伴拒绝对儿童攻击和学业违纪的预测作用低于低父子亲合的情况。在控制协变量后, 该回归模型对儿童攻击与学业违纪的解释率分别为0.46 与0.45。

从母子亲合的调节作用模型来看, 同伴拒绝、母子亲合与双亲外出儿童的三项交互项能够显著预测儿童的攻击和学业违纪(见表3)。进一步的简单斜率分析表明, 对于双亲外出儿童, 在低母子亲合时, 同伴拒绝能够显著正向地预测儿童的攻击(simple slope=0.81, t=4.59, p<0.001) 和学业违纪(simple slope=0.97, t=5.52, p<0.001), 在高母子亲合时, 同伴拒绝与儿童攻击(simple slope=0.06, t=0.21,p>0.05)、学业违纪(simple slope=−0.14, t=−0.52,p>0.05)之间不再存在关联; 对于非留守儿童, 无论在低母子亲合还是高母子亲合的情况下, 同伴拒绝均能够显著正向预测儿童的攻击(simple slope=0.71,t=11.74, p<0.001; simple slope=0.52, t=8.56, p<0.001)和学业违纪(simple slope=0.62, t=10.17, p<0.001;simple slope=0.64, t=10.52, p<0.001), 但是从简单斜率得分来看, 在高母子亲合的条件下, 同伴拒绝对儿童攻击的预测作用低于低母子亲合的情况, 对学业违纪的预测作用与低母子亲合的情况基本相似。在控制协变量后, 该回归模型对儿童攻击与学业违纪的解释率分别为0.46 与0.45。从逆境信念的调节作用模型来看, 同伴拒绝与逆境信念的二项交互项能够显著预测儿童的学业违纪, 但是其他的二项交互项与三项交互项均不能显著预测儿童的攻击。进一步的简单斜率分析表明,逆境信念得分较高儿童(simple slope=0.74, t=13.61,p<0.001)的同伴拒绝对学业违纪的预测力高于逆境信念得分较低的儿童(simple slope=0.60, t=15.27,p<0.001)。同时, 在该模型中, 同伴拒绝与父亲外出的二项交互项能够显著预测儿童的学业违纪, 进一步简单斜率分析表明, 父亲外出儿童的同伴拒绝对学业违纪的预测力(simple slope=0.53, t=7.65, p<0.001)低于非留守儿童(simple slope=0.68, t=13.90,p<0.001)。但是, 由于同伴拒绝与父亲外出的二项交互项在其他回归模型中均不显著预测儿童的学业违纪, 说明这一交互作用项的效应并不稳定。在控制协变量后, 回归模型对儿童攻击的解释率为0.45, 对学业违纪的解释率为0.42。

表3 留守类别、同伴拒绝、各调节变量及其交互项对儿童攻击、学业违纪的预测作用

结果变量 攻击β(B) 学业违纪β(B)调节变量 父子亲合 母子亲合 逆境信念 父子亲合 母子亲合 逆境信念性别 0.20***(0.37) 0.20***(0.37) 0.20***(0.37) 0.29***(0.55) 0.29***(0.55) 0.29***(0.55)年级 −0.05(−0.03) −0.05(−0.03) −0.05(−0.03) −0.01(−0.01) −0.01(−0.01) −0.01(−0.01)同伴拒绝 0.69***(0.67) 0.69***(0.67) 0.69***(0.67) 0.65***(0.65) 0.66***(0.66) 0.65***(0.65)调节变量 −0.03(−0.04) −0.01(−0.02) 0.04(0.06) 0.006(0.01) 0.05(0.09) −0.02(−0.02)父亲外出 −0.02(−0.04) −0.02(−0.04) −0.02(−0.05) −0.03(−0.07) −0.03(−0.06) −0.03(−0.06)双亲外出 −0.04(−0.10) −0.04(−0.10) −0.04(−0.10) 0.002(0.006) 0.001(0.003) 0.002(0.006)同伴拒绝×父亲外出 −0.03(−0.05) −0.03(−0.06) — −0.07(−0.15) −0.07(−0.15) −0.09*(−0.20)同伴拒绝×双亲外出 −0.01(−0.02) −0.005(−0.01) — 0.06(0.14) 0.05(0.14) 0.03(0.09)调节变量×父亲外出 −0.01(−0.02) −0.01(−0.04) — 0.03(0.10) 0.03(0.1) −0.04(−0.12)调节变量×双亲外出 −0.01(−0.05) −0.001(0.01) — −0.01(−0.05) 0.01(0.06) −0.004(−0.01)同伴拒绝×调节变量 −0.01(−0.02) −0.06(−0.09) — 0.08*(0.14) 0.12**(0.19) 0.08*(0.11)同伴拒绝×调节变量×父亲外出 0.04(0.17) −0.01(0.05) — 0.01(0.05) 0.04(0.15) —同伴拒绝×调节变量×双亲外出 −0.12*(−0.55) −0.11*(−0.52) — −0.26***(−1.22) −0.22***(−1.06) —△R2(控制协变量后的△R2) 0.50 (0.46) 0.50(0.46) 0.49(0.45) 0.53(0.45) 0.53(0.45) 0.50(0.42)注:* p <0.05, ** p <0.01, *** p<0.001; 对性别进行虚拟编码:0 =女, 1 =男; 对留守类别进行虚拟编码, 形成两个变量:a. 双亲外出:0 = 非留守儿童, 1 = 双亲外出儿童; b. 父亲外出:0 = 非留守儿童, 1 = 父亲外出。下同。

 

3.3 同伴接纳与留守儿童的心理适应:亲子亲合与逆境信念的调节作用

为了进一步揭示父子亲合、母子亲合与逆境信念这些假定的保护因素与同伴接纳这一保护因素在降低儿童孤独感、学业违纪与攻击上的作用模式,基于上述同样的分析程序, 采用多层线性回归的方法, 逐一考察了父子亲合、母子亲合和逆境信念对同伴接纳与各心理适应指标之间关系的调节作用。其中, 在包含逆境信念的三个回归模型中, 二项与三项的交互项均不显著, 因此最终的回归模型中没有包含任何交互项。结果显示, 同伴接纳、逆境信念能够负向地预测儿童的孤独感(β=−0.13, p<0.01;β=−0.44, p<0.001), 同伴接纳能够负向预测儿童的学业违纪(β=−0.15, p<0.01), 逆境信念对儿童学业违纪的预测作用不显著, 留守类别的预测作用也不显著。在控制性别和年级效应后, 各变量对儿童孤独与学业违纪的解释率分别为0.20 与0.03。同伴接纳、逆境信念与留守类别对儿童攻击的预测作用均不显著。

亲子亲合、同伴接纳、留守类别及其交互作用项对儿童各类适应问题的预测作用结果见表4。如表4 所示, 同伴接纳能够降低儿童的孤独感与学业违纪; 父子亲合、母子亲合均能显著负向地预测儿童的孤独感; 母子亲合能够显著负向地预测儿童的攻击, 但是对儿童学业违纪的预测作用不显著; 父子亲合对攻击与学业违纪的预测作用均不显著。从表4 可以看出, 父子亲合与母子亲合均能够显著调节同伴接纳与孤独感之间的关系。进一步的简单斜率分析表明, 父子亲合、母子亲合对同伴接纳与儿童孤独感之间的关系表现出了相同的调节效应模式。具体表现为:在高父子亲合或高母子亲合的条件下, 同伴接纳与孤独感之间的关联不显著(simple slope=−0.05, t=-1.19, p>0.05; simple slope=−0.08, t=−1.75, p>0.05); 在低父子亲合或低母子亲合的情况下, 同伴接纳能够显著负向地预测儿童的孤独感(simple slope=−0.20, t=−5.01, p<0.001; simple

表4 留守类别、同伴接纳、各调节变量及其交互项对儿童心理适应问题的预测作用结果变量 孤独β(B) 学业违纪β(B) 攻击β(B)调节变量 父子亲合 母子亲合 父子亲合 母子亲合 父子亲合 母子亲合性别 0.11*(0.14) 0.11*(0.14) 0.29***(0.55) 0.29***(0.55) 0.20***(0.37) 0.20***(0.37)年级 −0.26***(−0.12) −0.26***(−0.12) −0.01(−0.01) −0.01(−0.01) −0.05(−0.03) −0.05(−0.03)同伴接纳 −0.19***(−0.12) −0.19***(−0.11) −0.16**(−0.15) −0.16**(−0.15) −0.07(−0.07) −0.07(−0.06)调节变量 −0.24***(−0.27) −0.30***(−0.35) −0.03(−0.05) −0.04(−0.08) −0.07(−0.11) −0.11*(−0.18)父亲外出 −0.03(−0.04) −0.05(−0.07) −0.03(−0.06) −0.03(−0.07) −0.02(−0.04) −0.03(−0.06)双亲外出 0.05(0.09) 0.05(0.08) 0.002(−0.01) −0.002(−0.005) −0.04(−0.09) −0.04(−0.09)同伴接纳×调节变量 0.15**(0.14) 0.09*(0.11) — — — —调节变量×父亲外出 — — 0.02(0.07) — −0.02(−0.07) —调节变量×双亲外出 — — −0.15**(−0.71) — −0.12*(−0.58) —△R2(控制协变量后的△R2)0.18(0.11) 0.19(0.12) 0.12(0.04) 0.11(0.03) 0.06(0.02) 0.05(0.02)slope=−0.18, t=-4.26, p<0.001)。在控制协变量后,两个回归模型对儿童孤独的解释率分别0.11 与0.12。

此外, 父子亲合与双亲外出的二项交互项对儿童学业违纪与攻击的预测作用显著, 表明父子亲合对儿童学业违纪与攻击的预测作用在双亲外出与非留守儿童群体中存在差异。进一步简单斜率分析表明, 双亲外出儿童的父子亲合水平越高, 其学业违纪和攻击越低(simple slope=−0.34, t=−3.10, p<0.01; simple slope=−0.39, t=−3.61, p<0.01), 但是非留守儿童的父子亲合水平与其学业违纪、攻击之间不存在显著关联(simple slope=−0.01, t=−0.15, p>0.05; simple slope=0.08, t=0.10, p>0.05)。在控制协变量后, 该模型对儿童学业违纪与攻击的解释率分别为0.04 与0.02。

4 讨论

基于双亲外出儿童、父亲外出儿童与非留守儿童之间的对比, 本研究在同伴关系背景中分别探讨了父子亲合、母子亲合与逆境信念在降低儿童不同心理适应问题上的作用模式。本研究的发现不仅对父母成为了农村留守儿童发展的“旁观者”、留守儿童是“问题儿童”等相关论点进行了修正, 而且为旨在促进农村留守儿童心理适应的教育干预提供了重要启示。

4.1 同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童的心理适应

本研究发现, 同伴拒绝能够增加儿童的攻击、学业违纪, 使儿童体验更多的孤独感。这一结果与已有的诸多研究相一致(Ladd & Burgess, 2001;Kraatz-Keily et al., 2000; 万晶晶, 周宗奎, 2005;Wentzel, 2003), 进一步表明, 同伴拒绝也是农村儿童乃至农村留守儿童心理适应问题产生的危险因素。正如Gooren 等人(2011)所认为的, 儿童被同伴拒绝的经历实际上启动了消极社会交往效应与消极认知效应的链条, 这会阻碍儿童的成功发展, 使其更有可能表现出内化问题、外化问题等心理适应问题。与同伴拒绝不同, 本研究表明, 同伴接纳能够降低儿童的学业违纪与孤独感。这进一步支持了以往研究的结论(Dodge et al., 2003; 周宗奎等,2006), 提示同伴接纳是降低农村儿童的学业违纪与孤独感的保护因素。然而, 本研究同时发现, 与同伴拒绝的预测作用不同, 同伴接纳并不能直接预测儿童的攻击, 这在一定程度上说明:同伴接纳与同伴拒绝是儿童同伴关系的两个不同方面(纪林芹等, 2011), 在儿童心理适应的过程中具有不同的作用。换言之, 对于同伴拒绝给儿童适应所带来的消极影响, 同伴接纳并不能够给予完全的补偿, 尚需要探讨其他保护因素对该消极影响的抵抗或补偿作用。此外, 在本研究中, 同伴拒绝、同伴接纳与儿童心理适应之间的关联基本没有受到留守类别的调节, 说明无论是农村留守儿童还是非留守儿童,同伴拒绝、同伴接纳对其各类心理适应问题的直接预测作用具有相似性。

4.2 亲子亲合的保护作用

与“父母成为了农村留守儿童发展的‘旁观者’”的论断不同(李庆丰, 2002), 本研究发现, 父子亲合、母子亲合在降低农村留守儿童的心理适应问题方面具有重要保护作用, 不仅能够直接降低儿童的孤独感, 而且能够调节同伴拒绝与儿童外化问题之间的关联。但是, 亲子亲合在同伴拒绝、同伴接纳与儿童心理适应之间的关系中表现出了截然不同的作用模式。

本研究发现, 父子亲合、母子亲合水平的增加能够直接降低儿童的孤独感, 这在留守儿童与非留守儿童群体中都是如此。在具有高亲子亲合的家庭中, 父母与儿童之间的高情感联结意味着儿童较好地感受到了父母对自己的爱、支持与关注(Klieweret al., 2006), 在儿童遇到问题或困难时, 父母与儿童之间能够进行有效的沟通。这种亲密的情感联结能够有效地降低儿童的孤独感, 即使父母因外出打工而不在身边时也是如此。同时, 本研究还发现,父子亲合对儿童学业违纪与攻击的预测作用在双亲外出与非留守儿童群体中有所不同, 表现为父子亲合能够降低双亲外出儿童的学业违纪和攻击, 但是与非留守儿童的学业违纪和攻击之间却不存在关联。在良好的亲子关系背景下, 儿童更容易接受父母的影响而认可并内化传统的社会规则与价值观, 这在一定程度上保护了儿童免于卷入到攻击与学业违纪之中(Steinberg, 2007)。从本研究的结果来看, 父母的外出打工似乎增大了良好父子关系的这一影响。

另外, 父子亲合、母子亲合对同伴拒绝与攻击、学业违纪之间的关系还表现出了显著的调节作用,并且这种调节作用在双亲外出儿童和非留守儿童群体中存在差异。在双亲外出儿童群体中, 当父子亲合或母子亲合水平较高时, 被诸多研究所证实的同伴拒绝与儿童攻击、学业违纪之间高度关联变得不再显著, 但是在父子亲合或母子亲合水平较低时,同伴拒绝与两类外化问题之间的高度相关依然存在; 在非留守儿童群体中, 当父子亲合或母子亲合水平较高时, 同伴拒绝与两类外化问题之间的关联则是稍弱于亲合水平较低的情况。根据心理弹性领域的研究者对于保护效应模式的划分(Luthar et al.,2000), 父子亲合或母子亲合在降低双亲外出儿童的攻击与学业违纪上表现出了保护的稳定性(protective-stabilizing), 即在该保护因素保持高水平的情况下, 即使危险日益加重, 个体依然会保持稳定发展; 对于非留守儿童则表现出了保护的反应性(protective-reactive), 即在高危险的条件下, 保护因素虽然能够促进个体的发展, 但是个体从中的受益却少于在低危险的条件。这似乎表明, 虽然父母外出打工不在身边, 但是双亲外出儿童与在外父母之间高水平的情感联结对同伴拒绝这种危险因素的抵抗效果要优于非留守儿童。结合父子亲合在降低双亲外出儿童学业违纪与攻击上的直接保护作用, 考虑到双亲外出儿童与其父母在空间上的远距离性, 我们认为, 双亲外出儿童与父母之间的亲合对其发展可能具有特殊的保护效应, 即所谓的“亲子亲合的远距离效应”。这种远距离效应一方面与中国的“距离产生美”这一俗语有着相似之处:由于父母长期不在身边, 在亲子之间较好的情感联结的支持下, 父母的教诲或教育的效用增强, 从而更有利地促进了儿童的健康发展。另一方面可能与亲子亲合所带来的父母对孩子了解的增多有关。研究表明(Vieno et al., 2009), 父母与儿童之间紧密的情感联结会使儿童更愿意对父母进行自我表露, 父母由此会及时获得儿童在交友、课余时间安排和学习等方面的情况, 进而迅速采取有效措施, 以及时化解因同伴拒绝等危险因素所带来的儿童的心理适应问题。

在考察亲子亲合对同伴拒绝消极影响的调节作用之外, 本研究还探讨了亲子亲合、同伴接纳这些保护因素在儿童心理适应上的作用模式。本研究发现, 父子亲合或母子亲合仅能够调节同伴接纳与儿童孤独感之间的关系, 表现为:在高父子亲合或高母子亲合水平的情况下, 同伴接纳与儿童孤独感之间不再存在关联, 即同伴接纳不再表现出在降低儿童孤独感上的保护作用, 但是在低父子亲合或低母子亲合水平的情况下, 同伴接纳却能够显著负向预测儿童的孤独感, 表现出了保护作用。已有为数不多的关于同伴与家庭系统中保护因素交互作用影响儿童心理适应的实证研究, 基本上得出了两种交互作用模式:一是增强模式, 即一种系统的保护因素可增强另一系统中保护因素的作用。例如, 田录梅等人(2012)的研究表明, 在高父母支持的条件下, 友谊支持对青少年孤独感的预测作用显著高于低父母支持的情况。二是补偿模式, 一种系统的保护因素水平较低时, 另一系统的保护因素可补偿其对适应的消极影响。例如, 在Rubin 等人(2004)的研究中, 较高的友谊质量可以缓冲低母亲支持对女孩内化问题的消极影响。由此可见, 本研究中的同伴接纳与亲子亲合在儿童孤独感上的作用模式实际上支持了以往研究所发现的补偿模式。换言之,同伴接纳能够补偿低父子亲合或低母子亲合对儿童孤独感的不良影响, 但是当父子亲合或母子亲合的水平较高时, 这种作用不再存在。并且, 在本研究中, 同伴接纳对儿童孤独感的补偿作用在农村留守儿童与非留守儿童中表现出了相似性。这表明,无论是农村留守儿童还是非留守儿童, 要想降低其孤独感, 亲子之间的紧密情感联结是必不可少的。然而, 在亲子亲合水平较低的情况下, 良好的同伴关系则是改善其孤独感的必要保护因素。

4.3 个体逆境信念的作用

本研究发现, 逆境信念能够显著负向预测儿童的孤独感, 表现为儿童持有的逆境信念越积极, 其孤独感水平越低。这与已有的少数关于中国人文化逆境信念的实证研究结果相一致(Shek et al., 2003;Shek, 2005)。文化中的逆境信念不仅能够影响个体对不利情境的界定和认知, 而且能够影响个体的应对资源和应对行为(Shek et al., 2003)。对于导致个体孤独感的情境或事件(例如:自己一个人在家),持有积极逆境信念的个体更可能把不利的处境视为是个人发展的机会, 长期来看会使个体受益, 并且因此会发展起有效的应对行为模式(例如:利用自己一个人在家的机会把家务等事情做好等)。然而, 逆境信念并不能直接预测儿童的攻击与学业违纪, 这与已有的关于贫困儿童的研究结果有所不同(Shek et al., 2003; Shek, 2005)。这表明, 对于本研究中的农村儿童样本, 中国文化中的积极逆境信念对于降低儿童的孤独感可能更为有效。

然而, 当儿童处于同伴拒绝这一危险背景之中时, 儿童所持有的积极逆境信念的作用却发生了变化。在本研究中, 逆境信念能够调节同伴拒绝与儿童学业违纪之间的关系, 表现为:无论在积极逆境信念的条件下还是在消极逆境信念的条件下, 同伴拒绝都能够正向预测儿童的学业违纪, 但是在积极逆境信念条件下, 同伴拒绝对学业违纪的预测力更高。换言之, 在同伴拒绝的背景下, 积极的逆境信念反而成为了儿童学业违纪增加的危险因素。正如一些研究者所指出的(Shek, 2005), 当两种信念相冲突时, 个体所持有的信念可能会成为个体压力的来源, 而不再具有保护性。例如, 对于一名持有中国文化所宣扬的积极逆境信念的儿童来说, “有志者事竟成”、“吃得苦中苦, 方为人上人”等就成为他们平时的信条。然而, 在同伴拒绝的背景下, 他的这种信念可能会被同伴讽刺、嘲笑或挖苦, 从而导致了个体所持有信念与同伴所持有信念之间的冲突。这样, 个体的积极逆境信念反而成为了一种压力, 而不具有保护作用。当然, 由于本研究是目前首次在危险因素背景下探讨中国文化中积极逆境信念作用的研究, 因此关于逆境信念与危险因素的交互作用模式还有待于经过进一步验证后才能得出更为准确的结论。

4.4 农村留守儿童的心理适应问题

在本研究中, 双亲外出儿童、父亲外出儿童与非留守儿童在攻击、学业违纪与孤独感上并不存在显著差异, 这似乎提示:父母的外出打工并没有“制造”出许多媒体或学者所批判的中国农村中的“问题儿童”。纵观近20 年来关于农村留守儿童的研究,许多学者在农村留守儿童是否是“问题儿童”这一问题上存在诸多争议。根据本研究所发现的同伴接纳、亲子亲合以及逆境信念在降低儿童心理适应问题上的保护效应以及同伴拒绝对增加儿童心理适应问题的危险性, 我们认为, 简单地做出父母外出打工导致儿童产生问题行为的结论是不恰当的。换言之, 农村留守儿童是否出现心理适应问题及其程度如何, 更可能取决于他们所处的同伴、家庭等近环境(proximal environment)系统的性质。实际上,在没有根据实验研究程序严格选择实验组(农村留守儿童)和对照组的情况下, 人们往往难以判断父母外出与儿童心理适应问题之间的因果关系。4.5 未来研究展望与农村留守儿童的教育干预虽然本研究在同伴关系的背景中揭示了亲子亲合与个体逆境信念在降低儿童心理适应问题上的保护作用, 但是本研究的结论尚需要采用追踪研究设计来进一步探讨保护因素乃至保护机制在农村留守儿童心理适应上的长期效应。并且, 本研究的样本中并没有包含母亲外出的留守儿童。已有研究发现, 母亲外出打工对于留守儿童心理发展的危害性要高于双亲外出儿童和父亲外出儿童(Wen &Lin, 2012)。因此, 未来的研究需要进一步关注该类留守儿童, 进而探讨促进母亲外出儿童积极发展的保护因素或保护机制。此外, 本研究所选取的农村留守儿童均来自中国的一个省市, 因此在把该结论推广到其他省市留守儿童群体中去的时候,需要谨慎。

本研究结果为在当前社会背景下降低农村留守儿童心理适应问题的教育干预提供了重要启示:第一, 注重发挥“亲子亲合的远距离效应”。对于农村留守儿童, 尤其是双亲外出儿童来说, 在外打工的父母对他们的爱、支持、沟通与理解对于其心理适应具有重要意义。因此, 在一些关注农村留守儿童的干预项目中, 需要提醒在外打工的父母通过多种方式(如打电话、写信、常回家看看等)与孩子保持亲密的情感联系。即使父母不在身边, 这种情感联系的存在也会使得儿童在很大程度上避免出现相关的心理适应问题。第二, 提高同伴支持系统的7 期 赵景欣 等: 同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童的心理适应:亲子亲合与逆境信念的作用 807力量。同伴对农村留守儿童的接纳水平不仅能够直接降低其相关问题行为, 而且能够在亲子亲合水平较低的情况下对儿童的情绪适应起补偿作用。因此,充分发挥同伴系统的作用是未来农村留守儿童的教育干预项目中需要包含的内容。第三, 运用中国文化的优势, 使儿童形成积极的逆境信念。积极的逆境信念能够直接提升儿童的情绪适应水平。虽然积极逆境信念对危险因素的抵抗效应有待于进一步的考察, 但是帮助农村留守儿童及其同伴形成相似的积极逆境信念, 至少能够在一定程度上促进农村留守儿童的情绪适应。当然, 上述建议仅是可能在留守儿童的教育干预实践中具有显著效果, 它们在教育干预实践中的实施以及具体的效果尚需要进一步的教育干预研究的证实。

5 结 论

(1)同伴拒绝能够正向预测儿童的攻击、学业违纪与孤独感, 同伴接纳则负向预测儿童的学业违纪与孤独感;

(2)亲子亲合不仅能够直接降低儿童的孤独感,而且能够抵抗同伴拒绝对儿童攻击、学业违纪的不良影响:在双亲外出儿童群体中表现出了保护的稳定性, 在非留守儿童群体中表现出了保护的反应性;

(3)在低亲子亲合条件下, 同伴接纳能够降低儿童的孤独感, 表现出了补偿效应;

(4)关于逆境的积极信念能够降低儿童的孤独感, 但是不能抵抗同伴拒绝对儿童心理适应的消极影响。

 

1 在本研究中, 由于母亲外出的比例较低(原始样本中只有4 名), 因此研究样本中的单亲外出儿童仅包含了父亲外出儿童。

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