曾練平, 姚良莎, 陳思潔,佘 愛,2, 蘭文杰, 趙守盈

1.貴州師范大學(xué) 心理學(xué)院，貴陽 550001；2.仁懷市第一中學(xué)，貴州 仁懷 564500

青少年時(shí)期是個(gè)體學(xué)習(xí)、掌握各種知識技能的重要時(shí)期，有研究[1]指出，青少年在校時(shí)間占其覺醒時(shí)間的三分之二，學(xué)校系統(tǒng)是家庭系統(tǒng)之外對青少年身心發(fā)展成熟產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響的又一重要微系統(tǒng)．林崇德[2]認(rèn)為適應(yīng)學(xué)校生活是青少年重要發(fā)展任務(wù)之一，而學(xué)校適應(yīng)是指學(xué)生在學(xué)校環(huán)境中愉快地參與學(xué)?；顒?dòng)的過程，是對學(xué)習(xí)、人際關(guān)系及學(xué)校的情感與態(tài)度等的適應(yīng)[3]．青春期是青少年自我意識發(fā)展的第二個(gè)飛躍期，隨著身心的迅速發(fā)展，主觀認(rèn)知與客觀現(xiàn)實(shí)的差距容易導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)適應(yīng)不良，可能產(chǎn)生一系列的消極后效，阻礙其健康成長，因此探討青少年的學(xué)校適應(yīng)問題尤為重要．

盡管青少年時(shí)期個(gè)體的自主性需求不斷增加，但父母依然是其重要的依戀對象和支持來源[4]．親子親合作為親子關(guān)系質(zhì)量的重要指標(biāo)之一，它是指父母與子女之間親密的情感聯(lián)結(jié)，具體體現(xiàn)在彼此積極的行為互動(dòng)和心理的親密感受之中[5]．親子親合不僅是青少年正常發(fā)展的基礎(chǔ)條件，也是青少年適應(yīng)行為的重要保護(hù)因子[6]．有研究[7]發(fā)現(xiàn)，親子親合與學(xué)校適應(yīng)顯著正相關(guān)，高親子親合能夠促進(jìn)個(gè)體更好地適應(yīng)學(xué)校生活；凌輝等[8]指出親子關(guān)系能在一定程度上預(yù)測學(xué)習(xí)適應(yīng)．據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：親子親合可以正向預(yù)測學(xué)校適應(yīng)．

在回顧過往研究的基礎(chǔ)上，本研究認(rèn)為自尊可能在親子親合與學(xué)校適應(yīng)之間起中介作用．自尊是個(gè)體自我系統(tǒng)的核心成分之一，對個(gè)體的健康適應(yīng)起著重要的作用[9]．根據(jù)“情境-過程-結(jié)果模型”理論，情境因素(親子親合)可以通過影響個(gè)體的心理過程(自尊)進(jìn)而影響其行為適應(yīng)[10]．一方面，親子親合對青少年自尊的發(fā)展起著重要的保護(hù)作用．高親子親合能夠提高個(gè)體自尊水平，親子親合水平較高的家庭，青少年的自尊水平也較高[11]，并且這種影響會(huì)持續(xù)到成年早期[12]．另一方面，自尊是影響個(gè)體適應(yīng)行為的核心因素，是反映個(gè)體適應(yīng)狀態(tài)的重要指標(biāo)[13]．高自尊的個(gè)體善于與他人交往，容易建立和諧的人際關(guān)系，獲得更多的社會(huì)資源，學(xué)校適應(yīng)能力更強(qiáng)[14]．據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：自尊可能在青少年親子親合與學(xué)校適應(yīng)之間發(fā)揮著中介作用．

積極情緒是個(gè)體在環(huán)境中體驗(yàn)到愉悅感的程度[17]．已有研究[18]發(fā)現(xiàn)，積極情緒在對抗壓力時(shí)具有緩沖作用．根據(jù)“保護(hù)因素-保護(hù)因素模型”理論[19]，某種保護(hù)因素會(huì)加強(qiáng)或放大另一種保護(hù)因素對積極結(jié)果的促進(jìn)作用，產(chǎn)生“錦上添花”的效果．積極情緒作為個(gè)體心理健康的保護(hù)因素[20]，在與其他保護(hù)因素(親子親合、自尊)相互作用的情況下，可能與親子親合或自尊產(chǎn)生交互作用．據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：積極情緒可能與親子親合或自尊產(chǎn)生交互作用進(jìn)而調(diào)節(jié)親子親合與學(xué)校適應(yīng)的直接/間接關(guān)系．

綜上所述，本研究以青少年為研究對象，基于“情境-過程-結(jié)果模型”[10]和“保護(hù)因素-保護(hù)因素模型”[11]的理論，構(gòu)建了有調(diào)節(jié)的中介模型(圖1)，探討青少年親子親合對其學(xué)校適應(yīng)的作用機(jī)制．

圖1 有調(diào)節(jié)的中介模型假設(shè)圖

1 研究方法

1.1 研究對象

采用整群取樣、自愿參與和匿名填寫的方式，以貴州省6所中學(xué)初一到高三年級的中學(xué)生為調(diào)查對象，調(diào)查前由經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的研究助理說明調(diào)查目的、內(nèi)容和注意事項(xiàng)，要求調(diào)查對象獨(dú)立完成問卷填寫，問卷當(dāng)場回收．共發(fā)放1 100份問卷，剔除漏答、規(guī)律作答及自相矛盾的問卷后，得到有效問卷1 012份(回收有效率為92.0%)．被試年齡在11～18歲之間(M=14.38，SD=1.69)，其中，男生477人(47.1%)，女生535人(52.9%)，初一學(xué)生88人(8.7%)，初二學(xué)生208人(20.6%)，初三學(xué)生143人(14.1%)，高一學(xué)生149人(14.7%)，高二學(xué)生142人(14.0%)，高三學(xué)生282人(27.9%)．

1.2 研究工具

1.2.1 親子親合量表

采用Olson等[21]編制、張文新等[22]修訂的“家庭適應(yīng)與親合評價(jià)量表”的親合分量表測量青少年與父母的親合水平．問卷包括父子/母子親合2個(gè)分問卷，均系單維結(jié)構(gòu)，各包含10個(gè)題目，例如，“我與父親(母親)困難時(shí)相互支持”．采用5點(diǎn)計(jì)分，將其中的4個(gè)題反向計(jì)分后，分別計(jì)算父子親合與母子親合的得分，再將二者得分的平均數(shù)作為親子親合總分，得分越高表明親子關(guān)系越好．本研究中整個(gè)量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.86．

1.2.2 自尊量表

數(shù)據(jù)傳輸子系統(tǒng)實(shí)現(xiàn)了天眼系統(tǒng)各類數(shù)據(jù)的輸入輸出管理，既能完成各類原始資料數(shù)據(jù)的接收、解碼、格式轉(zhuǎn)換、質(zhì)量控制、入庫及數(shù)據(jù)打包轉(zhuǎn)存等預(yù)處理功能，又能為外部系統(tǒng)用戶提供數(shù)據(jù)傳輸下載的FTP服務(wù)功能,即為水利系統(tǒng)天眼系統(tǒng)用戶和云圖廣播客戶端用戶提供數(shù)據(jù)下載服務(wù)，同時(shí)為中國氣象局提供實(shí)時(shí)水文數(shù)據(jù)共享下載服務(wù)。

采用Rosenberg[23]編制、田錄梅[24]修訂的“自尊量表”評定個(gè)體自我接納的程度．修訂后的量表共有9個(gè)題目，例如，“我感到我有許多好的品質(zhì)”．采用4點(diǎn)計(jì)分，將其中的4個(gè)題反向計(jì)分后，得分越高表明自尊水平越高．本研究中自尊的Cronbach’sα系數(shù)為0.84．

1.2.3 學(xué)校適應(yīng)問卷

采用崔娜[25]編制的“初中生學(xué)校適應(yīng)問卷”測量青少年的學(xué)校適應(yīng)狀況．問卷包含學(xué)校態(tài)度與情感、同伴關(guān)系、師生關(guān)系、學(xué)業(yè)適應(yīng)、常規(guī)適應(yīng)5個(gè)維度，共27個(gè)題目，例如，“我對學(xué)校生活很滿意”．采用5點(diǎn)計(jì)分，除3，5，14，16，23題外，其他均為反向計(jì)分．得分越高表明學(xué)校適應(yīng)水平越高．本研究中學(xué)校適應(yīng)的Cronbach’sα系數(shù)為0.91．

1.2.4 積極情緒量表

采用Bradburn[26]編制、陳文鋒等人[27]修訂的“積極/消極情緒量表”的積極情緒分量表來測量青少年的積極情緒．該量表系單維結(jié)構(gòu)，共8個(gè)題目，例如，“因?yàn)槌晒Φ刈鐾昴臣露械礁吲d”．采用4點(diǎn)計(jì)分，得分越高表明積極情緒水平越高．本研究中積極情緒的Cronbach’sα系數(shù)為0.82．

1.3 統(tǒng)計(jì)分析

使用SPSS 24.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和描述統(tǒng)計(jì)、信度及相關(guān)分析；使用Hayes[28]開發(fā)的PROCESS宏程序進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)作用分析；采用AMOS 21.0進(jìn)行多群組分析．

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究的問卷數(shù)據(jù)均采用被試自我報(bào)告的方式進(jìn)行收集，因此，可能存在共同方法偏差(CMV)問題，為此，本研究在程序方面進(jìn)行了相關(guān)控制，如對部分問卷?xiàng)l目進(jìn)行反向計(jì)分設(shè)置、對被試說明調(diào)查目的以減少對題目的猜測度以及匿名作答．在數(shù)據(jù)分析方面，使用Harman單因子檢驗(yàn)方法對本研究收集的數(shù)據(jù)作共同方法偏差檢驗(yàn)，即對所有項(xiàng)目作未旋轉(zhuǎn)后的探索性因子分析．結(jié)果顯示，本研究中特征值大于1的因子共16個(gè)，而第一個(gè)因子僅解釋了19.98%(<40%)的總變異；此外，將4個(gè)研究工具的所有條目負(fù)荷置于同一個(gè)潛因子上，采用Mplus 7.4進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果顯示模型擬合指數(shù)不理想(χ2/df=3.13，CFI=0.55，TLI=0.53，RMSEA=0.10，SRMR=0.10)，表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題．

2.2 各變量的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示，青少年親子親合與自尊、積極情緒、學(xué)校適應(yīng)4個(gè)變量兩兩之間均呈顯著正相關(guān)，結(jié)果見表1．

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

2.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

本研究針對親子親合與學(xué)校適應(yīng)之間的關(guān)系，構(gòu)建了一個(gè)由親子親合、自尊、積極情緒和學(xué)校適應(yīng)組成的有調(diào)節(jié)的中介模型．以往研究表明，親子親合存在顯著的性別差異[29]，學(xué)校適應(yīng)存在顯著的年級差異[30]，因此本研究在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時(shí)將被試的性別、年級作為控制變量．

首先，為探討親子親合與學(xué)校適應(yīng)的作用機(jī)制，將自尊作為中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)(表2)．采用PROCESS程序中的模型4進(jìn)行中介效應(yīng)分析．使用偏差校正的百分位Bootstrap法進(jìn)行置信區(qū)間(CI)估計(jì)的檢驗(yàn)，重復(fù)抽樣次數(shù)為5 000，計(jì)算95%的置信區(qū)間．結(jié)果表明：親子親合對學(xué)校適應(yīng)具有直接預(yù)測作用(β=0.28，t=9.20，p<0.001)；親子親合對自尊具有正向預(yù)測作用(β=0.26，t=8.58，p<0.001)；親子親合(β=0.18，t=6.23，p<0.001)與自尊(β=0.37，t=12.83，p<0.001)對學(xué)校適應(yīng)也具有正向預(yù)測作用．此外，Bootstrap法檢驗(yàn)結(jié)果表明，自尊對親子親合的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)的95%CI上下限均不包含0(表3)，表明自尊在親子親合與學(xué)校適應(yīng)間起到部分中介作用，部分中介效應(yīng)為0.10，占總效應(yīng)的35.71%．

表2 青少年自尊的中介模型檢驗(yàn)

表3 自尊在親子親合與學(xué)校適應(yīng)間的總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介效應(yīng)

采用PROCESS程序中的模型59對有調(diào)節(jié)的中介模型作進(jìn)一步分析，該模型假設(shè)調(diào)節(jié)變量可以調(diào)節(jié)中介模型的前半路徑、后半路徑與直接路徑，與本研究假設(shè)一致．結(jié)果表明(表4，表5)：將積極情緒放入模型后，親子親合與積極情緒的交互項(xiàng)對青少年學(xué)校適應(yīng)的影響有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(β=0.09，t=3.37，p<0.001)，表明積極情緒調(diào)節(jié)了親子親合與學(xué)校適應(yīng)之間的關(guān)系，但是該交互項(xiàng)對自尊的影響無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(β=0.01，t=0.55，p>0.05)；此外，自尊與積極情緒的交互項(xiàng)對學(xué)校適應(yīng)的影響也無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(β=0.02，t=0.86，p>0.05)，說明積極情緒對中介效應(yīng)的前半路徑和后半路徑?jīng)]有發(fā)揮調(diào)節(jié)作用．

表4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

表5 自尊在積極情緒的不同水平上的中介效應(yīng)

為了進(jìn)一步揭示親子親合與積極情緒交互效應(yīng)的實(shí)質(zhì)，采用簡單效應(yīng)圖來分析積極情緒的調(diào)節(jié)作用．將積極情緒分為高分組(M+1SD)和低分組(M-1SD)，進(jìn)行簡單斜率分析，檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論是在高積極情緒(β=0.28，t=6.90，p<0.001)，還是在低積極情緒(β=0.10，t=2.57，p<0.01)隨著親子親合的增加，學(xué)校適應(yīng)呈明顯上升趨勢(圖2)，且積極情緒水平越高，趨勢越明顯(斜率較大)．

圖2 積極情緒親子親合與學(xué)校適應(yīng)之間的調(diào)節(jié)作用

2.4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的跨組比較

為檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介模型是否具有跨群體的穩(wěn)定性，本研究對該模型人口學(xué)變量(性別、年級)進(jìn)行了多群組路徑分析，如差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義表明人口學(xué)變量對有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型不存在影響，如差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義則表明人口學(xué)變量存在調(diào)節(jié)作用．結(jié)果發(fā)現(xiàn)：模型在年級上差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2(18)=11.32，p>0.05)，在性別上差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2(18)=108.89，p<0.001)；進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，性別僅在親子親合到學(xué)校適應(yīng)這條路徑上起作用，男生、女生組模型中親子親合到學(xué)校適應(yīng)的路徑系數(shù)分別為0.43(p<0.001)和0.09(p>0.05)，參數(shù)間差異的臨界比值為3.31>1.96[31]，說明性別在親子親合到學(xué)校適應(yīng)這條路徑上存在調(diào)節(jié)作用，相較于女生，親子親合對男生的學(xué)校適應(yīng)影響更大．

3 討 論

本研究依據(jù)“情境-過程-結(jié)果模型”和“保護(hù)因素-保護(hù)因素模型”理論，揭示了親子親合與青少年學(xué)校適應(yīng)的關(guān)系及作用機(jī)制．一方面闡釋了親子親合“如何起作用”，即通過自尊的中介作用影響學(xué)校適應(yīng)；另一方面剖析了“何時(shí)作用更大”，即這一中介過程的直接路徑受到積極情緒的調(diào)節(jié)，相對于積極情緒較低的青少年，積極情緒較高的青少年的親子親合對學(xué)校適應(yīng)的預(yù)測作用更大．本研究結(jié)果為促進(jìn)青少年的學(xué)校適應(yīng)提供了實(shí)證依據(jù)．

3.1 親子親合與學(xué)校適應(yīng)的關(guān)系

本研究結(jié)果顯示，親子親合與青少年的學(xué)校適應(yīng)存在顯著正相關(guān)，且對學(xué)校適應(yīng)具有顯著的正向預(yù)測作用，這一結(jié)果與過往研究相一致[6-7]．依戀理論認(rèn)為[32]，親子關(guān)系可以直接促進(jìn)個(gè)體形成良好的適應(yīng)行為，說明和諧的親子關(guān)系能夠?qū)ψ优某砷L發(fā)展產(chǎn)生正向的、積極的影響，同時(shí)為父母的教育提供了實(shí)證依據(jù)．這啟示我們，在促進(jìn)青少年學(xué)校適應(yīng)的過程中，提高個(gè)體的親子關(guān)系是提高其適應(yīng)能力的有效方法之一．

3.2 自尊的中介作用

本研究結(jié)果顯示，自尊在親子親合與學(xué)校適應(yīng)之間具有中介效應(yīng)，研究假設(shè)得到了支持，即親子親合不僅對青少年的學(xué)校適應(yīng)具有直接影響，也可以通過自尊對其產(chǎn)生間接影響．該中介效應(yīng)支持了Jessor[33]的問題行為的社會(huì)心理模型，即外部環(huán)境系統(tǒng)可以通過個(gè)體的內(nèi)部自我系統(tǒng)對其行為系統(tǒng)產(chǎn)生影響．一方面，家庭關(guān)系是個(gè)體接觸的第一個(gè)人際關(guān)系，和諧的家庭環(huán)境是個(gè)體形成良好品格的微系統(tǒng)，個(gè)體會(huì)將與父母交往模式中的經(jīng)驗(yàn)泛化到其他人際關(guān)系中(如師生關(guān)系、同學(xué)關(guān)系)；同時(shí)，良好的親子關(guān)系有助于提高學(xué)業(yè)成績[34]、減少問題行為[35]、維護(hù)心理健康[36]，進(jìn)而促進(jìn)個(gè)體形成更好的情感體驗(yàn)和社會(huì)適應(yīng)[37]．另一方面，自我決定論認(rèn)為[38]，自尊作為個(gè)體行為的動(dòng)力性成分和心理需求，當(dāng)需求得到滿足時(shí)，個(gè)體會(huì)積極調(diào)整并控制自己的行為，以更為積極的方式適應(yīng)社會(huì)規(guī)范．因此，自尊的中介作用啟示我們，家庭教育應(yīng)注重子女與父母間親子關(guān)系的培養(yǎng)，努力提升子女的自尊水平，進(jìn)而促進(jìn)其學(xué)校適應(yīng)能力的提升．

3.3 積極情緒的調(diào)節(jié)作用

本研究進(jìn)一步探討了積極情緒在中介過程中的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明，積極情緒調(diào)節(jié)了親子親合對學(xué)校適應(yīng)影響的直接路徑，而在中介過程的前半路徑和后半段路徑未起到調(diào)節(jié)作用．這一結(jié)果符合“環(huán)境-個(gè)體交互作用模型”的基本觀點(diǎn)，即環(huán)境和個(gè)體特征的交互作用是影響個(gè)體發(fā)展與適應(yīng)的重要因素．

積極情緒調(diào)節(jié)了親子親合預(yù)測學(xué)校適應(yīng)的直接路徑，隨著親子親合的提高，高積極情緒的個(gè)體其學(xué)校適應(yīng)能力的提升幅度比低積極情緒的個(gè)體更強(qiáng)．積極情緒的作用就像“催化劑”，增強(qiáng)了親子親合對青少年學(xué)校適應(yīng)的促進(jìn)作用；高積極情緒的個(gè)體對事物更容易產(chǎn)生積極的敏感性，以更積極的方式處理問題，進(jìn)而有助于青少年與父母形成良好的親子關(guān)系[39]，獲得更多身體、智力和社會(huì)的資源，從而增強(qiáng)對環(huán)境的適應(yīng)能力[40]．相反，對于積極情緒體驗(yàn)較低的個(gè)體，由于他們的個(gè)體心理特征與情景因素得不到正確的匹配，導(dǎo)致其不利于社會(huì)行為的發(fā)展[41]．這一調(diào)節(jié)作用啟示我們，對于具有高消極情緒特質(zhì)的個(gè)體而言，如果要想獲得良好的發(fā)展，擁有積極的教養(yǎng)方式、避免不良的教養(yǎng)方式是非常必要的．

此外，積極情緒在中介路徑的前半路徑和后半路徑?jīng)]有起到調(diào)節(jié)作用，可能是因?yàn)樽宰饘儆谌烁裣到y(tǒng)的組成因素之一[42]，而人格作為個(gè)體的核心組成部分[43]，具有獨(dú)特和穩(wěn)定的特點(diǎn)[44]，因此不易受到其他因素的影響而發(fā)生改變．當(dāng)然，僅以本研究的結(jié)果不足以得出令人信服的結(jié)論，有待今后對此做進(jìn)一步的研究．

3.4 模型的性別和年級差異

多群組分析發(fā)現(xiàn)，模型在年級上差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，在性別上差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義．進(jìn)一步分析表明，性別僅在親子親合到學(xué)校適應(yīng)這一路徑上存在調(diào)節(jié)作用，相較于女生，親子親合對男生學(xué)校適應(yīng)的影響作用更大．過往研究顯示[45]，處于青春期的男生比女生更容易受親子關(guān)系變化的影響，受中國家庭文化影響，女生社會(huì)化更多地體現(xiàn)在其家庭角色和情感聯(lián)系上，女生與家人保持著緊密聯(lián)系，家庭關(guān)系通常比男生更穩(wěn)定，因此女生在社會(huì)適應(yīng)過程中較少受親子關(guān)系的影響．此外，根據(jù)社會(huì)角色理論[46]，男生與女生在社會(huì)中扮演的角色不同，不同角色的承擔(dān)者可根據(jù)自己對角色的理解和社會(huì)對角色的期望從事社會(huì)活動(dòng)．在中國文化背景下，男生一般要比女生承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任，在這種社會(huì)角色期望下，男生會(huì)表現(xiàn)出更高水平的社交能力，進(jìn)而成功扮演男性角色．于是，在相同親子親合水平的群體中，男生受到社會(huì)期望和規(guī)范的制約，會(huì)促使其在社會(huì)交際活動(dòng)中更為活躍以增強(qiáng)社會(huì)適應(yīng)能力，因此他們在親子親合對學(xué)校適應(yīng)的作用路徑中表現(xiàn)力較女生更為突出，性別在此發(fā)揮調(diào)節(jié)作用．

就年級方面而言，以往研究發(fā)現(xiàn)，在中國文化背景下，由于初中生和高中生多寄宿在學(xué)校[47]，相較于兒童時(shí)期，其對家庭親密的主觀體驗(yàn)在青少年期有所下降[48]．可能原因在于：① 隨著青少年認(rèn)知能力的提高，對很多事物有了自己的觀點(diǎn)，而這種觀點(diǎn)常與父母的意見不一致，這使得青少年認(rèn)為父母不理解自己，從而不愿與父母溝通；② 隨著青少年生活范圍的擴(kuò)大，一些理想的成人形象進(jìn)入他們心中，同時(shí)他們也發(fā)現(xiàn)父母存在的種種缺點(diǎn)，父母的榜樣作用削弱；③ 他們更多地把精力投人到學(xué)習(xí)和友誼上，在情感上有了其他的依戀對象，與父母的關(guān)系便不如兒時(shí)親密[49]．綜上，由于初中生和高中生在青春期都具有相同且重要的影響因素，即親子依戀的程度降低以及寄宿制的存在，在一定程度上削弱了初中生和高中生親子親合與學(xué)校適應(yīng)的關(guān)系模型在年級方面的差異．

4 結(jié) 語

本研究探討了青少年的親子親合與其學(xué)校適應(yīng)的關(guān)系，該研究結(jié)果有助于進(jìn)一步深入了解親子關(guān)系的功能作用；同時(shí)，本研究還從個(gè)人特質(zhì)和情緒體驗(yàn)的角度探討了親子親合“如何起作用”以及“何時(shí)作用更大”，即自尊的中介作用和積極情緒的調(diào)節(jié)作用，為我們了解學(xué)校適應(yīng)的影響因素提供了實(shí)證依據(jù)．本研究提示我們既要重視親子關(guān)系對青少年學(xué)校適應(yīng)的影響，同時(shí)也要重視對自尊和良好情緒體驗(yàn)的培養(yǎng)與提升．

盡管本研究探討了親子親合、自尊對學(xué)校適應(yīng)的影響機(jī)制，擴(kuò)展并深化了青少年學(xué)校適應(yīng)的研究，但本研究也存在一些不足：第一，研究方法方面，本研究采取橫斷研究設(shè)計(jì)，雖然建立在一定的理論基礎(chǔ)之上，但依然不能確定各變量之間的因果關(guān)系，未來的研究可以考慮采用追蹤研究或?qū)嶒?yàn)設(shè)計(jì)對本研究的結(jié)果做進(jìn)一步檢驗(yàn)；第二，在數(shù)據(jù)報(bào)告方面，本研究的數(shù)據(jù)均采用青少年自我報(bào)告的方式進(jìn)行收集，可能存在受其他因素(如社會(huì)期望、人格特質(zhì)、情景因素等)的影響而與實(shí)際情況不相符，在今后的研究中可嘗試采用自評與他評相結(jié)合等多種渠道收集數(shù)據(jù)，以便進(jìn)行更準(zhǔn)確、全面的測量；第三，由于受客觀條件的限制，本研究只選取了貴州省6所中學(xué)(3所初中，3所高中)的中學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，未來的研究可在多省份、多地域選擇研究對象，以增強(qiáng)樣本的代表性；最后，本研究探討的是積極情緒的調(diào)節(jié)作用，后續(xù)研究可以考慮消極情緒的作用，以進(jìn)一步揭示情緒的整體功能對學(xué)校適應(yīng)的影響．

5 結(jié) 論

1) 親子親合對青少年的學(xué)校適應(yīng)有顯著的正向預(yù)測作用；

2) 自尊在親子親合與學(xué)校適應(yīng)的關(guān)系中起中介作用；

3) 積極情緒在親子親合與學(xué)校適應(yīng)的關(guān)系間起調(diào)節(jié)作用；

4) 有調(diào)節(jié)的中介模型在性別差異上有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義．