家庭親密度和適應(yīng)性與青少年拒絕上學(xué)行為的關(guān)系：同伴關(guān)系和感知到的教師支持的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2023-12-18 06:38任彥名阮琳燕孫思佳何麗
中國(guó)心理學(xué)前沿 2023年11期 關(guān)鍵詞：同伴關(guān)系
任彥名 阮琳燕 孫思佳 何麗
摘 要｜目的：探討家庭親密度和適應(yīng)性與青少年拒絕上學(xué)行為之間的關(guān)系以及同伴關(guān)系和感知到的教師支持在其中的中介作用機(jī)制。方法：采用家庭親密度和適應(yīng)性量表、兒童拒絕上學(xué)行為量表、同伴關(guān)系量表和學(xué)生感知教師支持行為量表對(duì)北京市340名中學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。結(jié)果：家庭親密度和適應(yīng)性與同伴關(guān)系、感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)（r=0.40，0.44，p<0.01），與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.35，p<0.05）；同伴關(guān)系與感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)（r=0.36，p<0.01），與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)
（r=-0.39，p<0.05）；感知到的教師支持與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.32，p<0.05）。同伴關(guān)系、感知到的教師支持分別在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著（-0.053，95% CI：-0.087～-0.023；0.030，95% CI：-0.061～-0.006）；同伴關(guān)系、感知到的教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著（-0.007，95% CI：-0.015～-0.001）。結(jié)論：家庭親密度和適應(yīng)性可以分別通過(guò)同伴關(guān)系、感知到的教師支持兩個(gè)中介變量的獨(dú)立作用和鏈?zhǔn)阶饔瞄g接影響青少年的拒絕上學(xué)行為。
關(guān)鍵詞｜家庭親密度和適應(yīng)性；拒絕上學(xué)行為；同伴關(guān)系；感知教師支持
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1 引言
一直以來(lái)，青少年拒絕上學(xué)行為（以下簡(jiǎn)稱“拒學(xué)行為”）是教育學(xué)領(lǐng)域和心理學(xué)領(lǐng)域工作者重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題［1］。拒學(xué)行為影響了全球范圍內(nèi)大約1%～7%的青少年，占據(jù)存在心理/精神問(wèn)題的青少年的5%～16%［1，2］。拒學(xué)行為指的是6～18歲兒童、青少年因?yàn)樾睦砩鐣?huì)原因，主動(dòng)地拒絕上學(xué)或難以整天堅(jiān)持在課堂學(xué)習(xí)的現(xiàn)象［3］。青少年拒學(xué)行為是一個(gè)連續(xù)譜，從（1）在脅迫下上學(xué)和請(qǐng)求不上學(xué)，到（2）為避免上學(xué)而在早晨反復(fù)做出不當(dāng)行為，到（3）早上經(jīng)常遲到，到（4）周期性缺勤或逃課，到（5）多次缺勤或逃課但還會(huì)出勤，到（6）在學(xué)年的某一短時(shí)間完全缺勤，最后到（7）長(zhǎng)期缺勤［4］。
拒學(xué)行為的發(fā)生率和嚴(yán)重程度會(huì)隨著兒童、青少年年齡的增長(zhǎng)而提高［5］。特別是對(duì)于中學(xué)生來(lái)說(shuō)，由于青春期發(fā)展的特殊性和復(fù)雜性，拒學(xué)行為帶來(lái)嚴(yán)重后果的風(fēng)險(xiǎn)更高［6］。拒學(xué)行為是青少年經(jīng)歷成績(jī)下降、輟學(xué)、社會(huì)情感問(wèn)題、心理/精神問(wèn)題、酗酒、失業(yè)、犯罪的重要風(fēng)險(xiǎn)因素［7］。此外，青少年拒學(xué)行為往往涉及一些長(zhǎng)期的、根深蒂固的問(wèn)題，因此相較于兒童而言，青少年拒學(xué)行為的干預(yù)難度更大，預(yù)后更差［8］。
青少年拒學(xué)行為不但會(huì)對(duì)其自身帶來(lái)一系列嚴(yán)重的后果，其家庭也往往會(huì)經(jīng)歷非常痛苦的體驗(yàn)，父母會(huì)因此承受巨大的壓力，常常感到沮喪和無(wú)助［9］。盡管影響青少年拒學(xué)行為的因素涉及家庭、學(xué)校、社會(huì)的各個(gè)方面，但是不可否認(rèn)的是，家庭因素往往是青少年拒學(xué)行為產(chǎn)生和惡化的首要和最重要因素［7，10］?？茽柲幔↘earney）指出存在拒學(xué)行為的青少年家庭往往可以被歸類為下面的某一互動(dòng)類型：（1）糾纏型，家庭成員之間的過(guò)度依賴和參與；（2）沖突型：家庭成員之間互動(dòng)模式是敵對(duì)和沖突的；（3）孤立型：家庭成員之間交流較少，對(duì)彼此的想法和需要漠不關(guān)心；（4）隔絕型：家庭成員很少有家庭以外的接觸；（5）健康型：家庭成員之間的關(guān)系是健康的，有良好的適應(yīng)日常生活的能力，但是青少年自身存在心理/精神問(wèn)題。（6）混合型：家庭成員之間表現(xiàn)出以上提到的2個(gè)或多個(gè)互動(dòng)類型［11］。研究表明，家庭成員之間不良的親子關(guān)系和家庭功能失調(diào)是青少年產(chǎn)生拒學(xué)行為的風(fēng)險(xiǎn)因素，即較低的家庭親密度和適應(yīng)性可以正向預(yù)測(cè)青少年拒學(xué)的嚴(yán)重程度［12］。
家庭親密度和適應(yīng)性會(huì)影響青少年的同伴關(guān)系。青少年時(shí)期一個(gè)重要的議題就是在與同齡人互動(dòng)的過(guò)程中建立關(guān)系和發(fā)展友誼，并從中獲得社會(huì)性發(fā)展，提高自身的社會(huì)適應(yīng)能力［13］。良好的家庭功能可以為青少年提供溫暖和情感上的支持，提高青少年共情和情緒管理能力，幫助青少年與同伴更好更快地建立關(guān)系［14］；反之，來(lái)自家庭功能不良的青少年可能更容易經(jīng)歷同伴的不接納和忽視，體驗(yàn)到更多的孤獨(dú)感和社交焦慮甚至產(chǎn)生更為嚴(yán)重的內(nèi)化情緒問(wèn)題和外化行為問(wèn)題［13］。同時(shí)，青少年的同伴關(guān)系與青少年的拒絕上學(xué)行為高度相關(guān)［15］。相互接納和支持的同伴關(guān)系有利于提高青少年的學(xué)習(xí)興趣和學(xué)業(yè)成績(jī)［16］，而消極的同伴關(guān)系則會(huì)導(dǎo)致他們?cè)趯W(xué)校經(jīng)歷更多的困難，例如產(chǎn)生社交焦慮，進(jìn)而對(duì)學(xué)校環(huán)境產(chǎn)生抵觸和恐懼，甚至拒絕上學(xué)［17］?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)1，家庭親密度和適應(yīng)性會(huì)通過(guò)同伴關(guān)系影響到青少年拒學(xué)上學(xué)行為，也就是說(shuō)，青少年的同伴關(guān)系在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間起到中介作用。
家庭親密度和適應(yīng)性也會(huì)對(duì)青少年感知到的教師支持產(chǎn)生影響。家庭關(guān)系不和睦、不安全的親子關(guān)系、父母管教方式不一致等，會(huì)降低他們感知到的家庭和教師的支持［18］。一項(xiàng)研究表明，相比于完整家庭的青少年，離異家庭青少年心理健康水平較低，感知到的教師積極態(tài)度更少［19］。這里提到的教師支持主要涉及三個(gè)維度的多個(gè)方面：情感支持包括課堂上與學(xué)生的積極互動(dòng)、對(duì)學(xué)生感受的敏感度、真正關(guān)心學(xué)生的興趣、促進(jìn)學(xué)生自主性和能動(dòng)性等［20］；學(xué)習(xí)支持旨在促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)過(guò)程的順利進(jìn)行，通過(guò)一系列高質(zhì)量的反饋、多元化的教學(xué)方法等來(lái)實(shí)現(xiàn)［21］；能力支持包括，培養(yǎng)學(xué)生學(xué)習(xí)的能力、注意力、觀察力、邏輯思維能力等［22］。另外，一項(xiàng)元分析回顧了從1980年到2019年有關(guān)教師支持的研究，結(jié)果表明青少年感知到的教師支持越多，其的學(xué)業(yè)成績(jī)、幸福感、自尊、生活滿意度越高，焦慮、抑郁、注意力缺陷/多動(dòng)等內(nèi)化問(wèn)題和外化問(wèn)題的發(fā)生率越低［23］。青少年感知到較高的教師支持可以幫助他們更好的應(yīng)對(duì)來(lái)自學(xué)校生活的多方面的困難和挑戰(zhàn)，是防止他們產(chǎn)生拒學(xué)行為的重要保護(hù)因子［24］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2，家庭親密度和適應(yīng)性會(huì)通過(guò)感知到的教師支持影響到青少年拒學(xué)上學(xué)行為，也就是說(shuō)，青少年感知到的教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒學(xué)行為之間起到中介作用。
根據(jù)布朗芬布倫納的社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)理論，家庭、同伴與教師位于與青少年聯(lián)系最為緊密的微系統(tǒng)中，三者均能直接對(duì)青少年的行為產(chǎn)生最為直接且明顯的影響［25］。因此，我們應(yīng)以更為系統(tǒng)、綜合的視角同時(shí)考慮家庭、同伴和教師在青少年拒學(xué)行為方面的聯(lián)合作用機(jī)制。根據(jù)壓力和應(yīng)對(duì)認(rèn)知評(píng)估模型，青少年如果把當(dāng)前的情況評(píng)估為“無(wú)法應(yīng)對(duì)”，就會(huì)產(chǎn)生負(fù)性情緒和回避行為，最終徹底拒學(xué)［26］。且在這個(gè)評(píng)估過(guò)程中，同伴的支持相較于教師的支持而言，往往是首選且最重要的。如果青少年在學(xué)校不被同伴接納，他們會(huì)體驗(yàn)到孤獨(dú)感等一系列負(fù)性情緒［27，28］。這些負(fù)性感受會(huì)使得他們對(duì)學(xué)校各個(gè)方面的負(fù)面評(píng)價(jià)不斷增加，逐漸與同伴、教師疏遠(yuǎn)，拒學(xué)行為日益嚴(yán)重［29］。鑒于前文提到的家庭對(duì)于青少年同伴交往的影響，我們推測(cè)家庭親密度和適應(yīng)性可以正向預(yù)測(cè)青少年的同伴關(guān)系，而同伴關(guān)系帶來(lái)的相應(yīng)情緒和感受又可以正向預(yù)測(cè)青少年感知到的教師支持，進(jìn)而影響自己的拒學(xué)行為，即同伴關(guān)系和感知到的教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒學(xué)行為之間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
2 對(duì)象和方法
2.1 對(duì)象
本研究隨機(jī)選取北京市某所中學(xué)，430名七至九年級(jí)學(xué)生作為研究對(duì)象，施測(cè)前通過(guò)使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)強(qiáng)調(diào)問(wèn)卷作答的真實(shí)性和調(diào)查的匿名性，被試在認(rèn)真閱讀指導(dǎo)語(yǔ)和同意施測(cè)后開(kāi)始作答。共發(fā)放430份問(wèn)卷，回收的有效問(wèn)卷為340份（79%）。其中。男生190人，女生150人。七年級(jí)132人，八年級(jí)113人，九年級(jí)95人。年齡范圍11～16歲，平均年齡13.14±1.01歲。
2.2 方法
2.2.1 家庭親密度和適應(yīng)性量表
采用由奧爾森（Olson）等人編制費(fèi)立鵬等人翻譯的家庭親密度和適應(yīng)性量表（FACES II-CV）中文版用來(lái)測(cè)量被試的家庭情況［30］。包含親密度和適應(yīng)性兩個(gè)維度，共30個(gè)題目，采用五點(diǎn)計(jì)分。親密性維度的分?jǐn)?shù)越高，意味著家庭成員之間的情感聯(lián)系越緊密，適應(yīng)性分?jǐn)?shù)越高，代表家庭處理事務(wù)時(shí)的靈活度越好。本研究中家庭親密度和適應(yīng)性量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95。
2.2.2 同伴關(guān)系量表
采用鄒泓同伴關(guān)系量表修訂版［31］，包含同伴接受和交往恐懼與自卑兩個(gè)維度，前者為1～20題，后者為21～30題。采用4點(diǎn)計(jì)分，1表示“完全不符合”，4表示“完全符合”。量表總分越高，代表其同伴關(guān)系越好。本研究中同伴接受分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。
2.2.3 學(xué)生感知教師支持行為量表
采用歐陽(yáng)丹編制的學(xué)生感知教師支持行為問(wèn)卷［22］。該問(wèn)卷由19個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，包括學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個(gè)維度。學(xué)習(xí)支持包括9個(gè)項(xiàng)目，情感支持包括6個(gè)項(xiàng)目能力支持包括4個(gè)項(xiàng)目。采用6點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”分別記1～6分。得分越高表明學(xué)生感知到的教師支持行為越多。本研究中學(xué)生感知教師支持行為量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。
2.2.4 兒童拒絕上學(xué)行為問(wèn)卷
采用陳玉霞編制的兒童拒絕上學(xué)行為問(wèn)卷［32］，用來(lái)篩查兒童/青少年的拒絕上學(xué)行為。該問(wèn)卷有5個(gè)因子：違抗行為、學(xué)校疏離、負(fù)性情緒、學(xué)習(xí)能力、軀體感受，共包括19個(gè)題目。采用五級(jí)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體拒學(xué)行為越嚴(yán)重。本研究中兒童拒絕上學(xué)行為問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差
本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)共同方法偏差，對(duì)青少年拒學(xué)上學(xué)行為嚴(yán)重程度（19），同伴關(guān)系（30）、家庭親密度和適應(yīng)性（30）、教師支持（19）的4個(gè)變量98個(gè)項(xiàng)目做探索性因素分析，結(jié)果表明特征值大于1的因子有16個(gè)，第一公因子的方差解釋的百分比為23.42%，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，可認(rèn)為本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果
如表1所示，各個(gè)變量的相關(guān)分析結(jié)果表明：家庭親密度和適應(yīng)性與同伴關(guān)系、感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)，與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)；同伴關(guān)系與感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)，與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)；感知到的教師支持與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)。
3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)
在控制性別、年級(jí)的條件下，采用海耶斯（Hayes）編制的SPSS宏中的模型6對(duì)同伴關(guān)系和教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為嚴(yán)重程度之間的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明：家庭親密度和適應(yīng)性能顯著正向預(yù)測(cè)同伴關(guān)系（β=0.17，p<0.001）；家庭親密度和適應(yīng)性能顯著正向預(yù)測(cè)教師支持（β=0.27，p<0.001）；同伴關(guān)系能顯著正向預(yù)測(cè)教師支持（β=0.34，p<0.001），同伴關(guān)系能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)拒絕上學(xué)行為嚴(yán)重程度（β=-0.30，p<0.01）；教師支持能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)拒絕上學(xué)行為嚴(yán)重程度（β=-0.11，p<0.01）。
如表3所示，從進(jìn)一步的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果可知，總的間接效應(yīng)值為-0.089，占總效應(yīng)值的50.56%，置信區(qū)間不包括0，這表明同伴關(guān)系、教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間的中介效應(yīng)顯著。由以下3條路徑構(gòu)成，分別是：
間接效應(yīng)1，家庭親密度和適應(yīng)性→同伴關(guān)系→拒絕上學(xué)行為，效應(yīng)值為-0.053，占總效應(yīng)值的30.11%，置信區(qū)間不包括0，間接效應(yīng)顯著，假設(shè)1得到了支持。
間接效應(yīng)2，家庭親密度和適應(yīng)性→教師支持→拒絕上學(xué)行為，效應(yīng)值為-0.030，占總效應(yīng)值的17.05%，置信區(qū)間不包括0，間接效應(yīng)顯著，假設(shè)2得到了支持。
間接效應(yīng)3，家庭親密度和適應(yīng)性→同伴關(guān)系→教師支持→拒絕上學(xué)行為，效應(yīng)值為-0.007，占總效應(yīng)的3.98%，置信區(qū)間不包括0，這條路徑的間接效應(yīng)顯著，這表明同伴關(guān)系、教師只支持在家庭親密度和適應(yīng)性和拒學(xué)行為之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著，假設(shè)3得到了支持。
4 討論
家庭親密度和適應(yīng)性可以通過(guò)同伴支持的中介作用來(lái)影響青少年的拒學(xué)行為。來(lái)自諸如沖突過(guò)多、刻板、親子關(guān)系不良家庭的青少年很可能沒(méi)有形成良好的社會(huì)規(guī)范，缺乏與同伴建立良好關(guān)系的能力［14］，他們?nèi)菀自谕榻煌畜w驗(yàn)到更多的挫敗感，從而想要逃離引起自身不舒服的社交情境，進(jìn)而產(chǎn)生拒學(xué)行為［4］。
家庭親密度和適應(yīng)性還可以通過(guò)感知到的教師支持的中介作用來(lái)影響青少年的拒學(xué)行為。這可能是因?yàn)橐环矫嬗H密度和適應(yīng)性較低的家庭，很難與學(xué)校教師建立良好的家校合作關(guān)系，教師很難了解到青少年的具體需求，無(wú)法為其提供更為個(gè)性化、精準(zhǔn)化的支持；另一方面，來(lái)自家庭親密度和適應(yīng)性較低的家庭會(huì)降低學(xué)生對(duì)教師支持的感知能力。缺乏感知的教師支持的青少年更容易經(jīng)歷學(xué)業(yè)挫折以及產(chǎn)生拒學(xué)行為。
除此之外，家庭親密度和適應(yīng)性還可以通過(guò)同伴支持、感知到的教師支持的鏈?zhǔn)街薪樽饔脕?lái)影響青少年的拒學(xué)行為。在青少年的所處的社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)中，同伴支持是與青少年聯(lián)系最為緊密的微系統(tǒng)，與同伴交往中的獲得的體驗(yàn)可能會(huì)影響青少年對(duì)學(xué)校內(nèi)其他人或環(huán)境的情緒、認(rèn)知和行為。不被同伴接納的青少年可能會(huì)將這種負(fù)性體驗(yàn)遷移到對(duì)整個(gè)學(xué)校的負(fù)性體驗(yàn)，也因此降低了對(duì)教師支持的感知。根據(jù)科爾尼的拒學(xué)功能模型，青少年會(huì)逃離引發(fā)負(fù)面情緒的學(xué)校相關(guān)事物或情景，較低的家庭親密度和適應(yīng)性，可能會(huì)導(dǎo)致青少年更不容易被同伴接納，從而感知到更少的教師支持，最后產(chǎn)生更多更為嚴(yán)重的拒學(xué)行為，甚至是輟學(xué)［7］。
總之，家庭作為青少年成長(zhǎng)過(guò)程中最重要的生長(zhǎng)環(huán)境，對(duì)青少年的情緒、認(rèn)知和行為各個(gè)方面都會(huì)產(chǎn)生持續(xù)和深遠(yuǎn)的影響。來(lái)自家庭功能良好、家庭關(guān)系和諧與家庭靈活性和適應(yīng)性強(qiáng)的可以幫助青少年更好地發(fā)展社會(huì)性，感知到更多的教師支持，更好地應(yīng)對(duì)學(xué)校環(huán)境里的困難和挑戰(zhàn)，減少拒學(xué)行為的發(fā)生。
本研究的意義在于，關(guān)注到家庭系統(tǒng)對(duì)青少年拒學(xué)行為的影響，以及在影響過(guò)程中同伴關(guān)系和感知到的教師支持在其中的機(jī)制和作用。為改善家庭功能、同伴接納程度、感知到更多的教師支持，以及降低青少年拒學(xué)行為發(fā)生率提供了一定的心理學(xué)依據(jù)。
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Relationship between Family Intimacy and Adaptability and School Refusal behavior： The Chain-mediated Role of Peer Relation and Perceived Teacher Support
Ren Yanming1，2 Ruan Linyan1，2 Sun Sijia1，2 He Li1，2
1. Teachers College of Beijing Union University， Beijing;
2. Institute of Learning and Psychological Development of Children and Adolescents， Beijing Union University， Beijing
Abstract： Objective： This study aimed to explore the effect of family intimacy and adaptability on adolescents school refusal behavior， specially to investigate the mediating effects of peer relationships and perceived teacher support negative evaluation. Methods： 340 secondary school students in Beijing are investigated with the Family Intimacy and Adaptability Scale （FIA）， the Childrens School Refusal Behavior Scale （CRBS）， the Peer Relationships Scale （PRS）， and the Perceived Teacher Support Scale （PTSS）. Results： This study indicated that family intimacy and adaptability were significantly and positively related to peer relationships and perceived teacher support （r=0.40， 0.44， p<0.01）， and significantly and negatively related to school refusal behavior （r=-0，35， p<0.05）; Peer relationships were significantly and positively related to perceived teacher support （r=0.36， p<0.01）， and significantly and negatively related to school refusal behavior （r=-0.39， p<0.05）; Perceived teacher support was significantly negatively correlated with school refusal behavior （r=-0.32， p<0.05）. The mediating effects of peer relationships and perceived teacher support were significant between family intimacy and adaptability and school refusal behavior， respectively （-0.053， 95% CI： -0.087 ～ -0.023; -0.030， 95% CI： -0.061 ～ -0.006）; and the peer relationship and perceived teacher support The chain-mediated effect was also significant （-0.007， 95% CI： -0.015 ～ -0.001）. Conclusion： Family intimacy and adaptability can indirectly influence school refusal behavior through the peer relationship， teacher support single mediating effect， and peer relationship → perceived teacher support chain mediating effect， respectively.
Key words： Family intimacy and adaptability; School refusal behavior; Peer relationship; Perceived teacher support
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摘 要｜目的：探討家庭親密度和適應(yīng)性與青少年拒絕上學(xué)行為之間的關(guān)系以及同伴關(guān)系和感知到的教師支持在其中的中介作用機(jī)制。方法：采用家庭親密度和適應(yīng)性量表、兒童拒絕上學(xué)行為量表、同伴關(guān)系量表和學(xué)生感知教師支持行為量表對(duì)北京市340名中學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。結(jié)果：家庭親密度和適應(yīng)性與同伴關(guān)系、感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)（r=0.40，0.44，p<0.01），與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.35，p<0.05）；同伴關(guān)系與感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)（r=0.36，p<0.01），與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)
（r=-0.39，p<0.05）；感知到的教師支持與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.32，p<0.05）。同伴關(guān)系、感知到的教師支持分別在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著（-0.053，95% CI：-0.087～-0.023；0.030，95% CI：-0.061～-0.006）；同伴關(guān)系、感知到的教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著（-0.007，95% CI：-0.015～-0.001）。結(jié)論：家庭親密度和適應(yīng)性可以分別通過(guò)同伴關(guān)系、感知到的教師支持兩個(gè)中介變量的獨(dú)立作用和鏈?zhǔn)阶饔瞄g接影響青少年的拒絕上學(xué)行為。
關(guān)鍵詞｜家庭親密度和適應(yīng)性；拒絕上學(xué)行為；同伴關(guān)系；感知教師支持
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1 引言
一直以來(lái)，青少年拒絕上學(xué)行為（以下簡(jiǎn)稱“拒學(xué)行為”）是教育學(xué)領(lǐng)域和心理學(xué)領(lǐng)域工作者重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題［1］。拒學(xué)行為影響了全球范圍內(nèi)大約1%～7%的青少年，占據(jù)存在心理/精神問(wèn)題的青少年的5%～16%［1，2］。拒學(xué)行為指的是6～18歲兒童、青少年因?yàn)樾睦砩鐣?huì)原因，主動(dòng)地拒絕上學(xué)或難以整天堅(jiān)持在課堂學(xué)習(xí)的現(xiàn)象［3］。青少年拒學(xué)行為是一個(gè)連續(xù)譜，從（1）在脅迫下上學(xué)和請(qǐng)求不上學(xué)，到（2）為避免上學(xué)而在早晨反復(fù)做出不當(dāng)行為，到（3）早上經(jīng)常遲到，到（4）周期性缺勤或逃課，到（5）多次缺勤或逃課但還會(huì)出勤，到（6）在學(xué)年的某一短時(shí)間完全缺勤，最后到（7）長(zhǎng)期缺勤［4］。
拒學(xué)行為的發(fā)生率和嚴(yán)重程度會(huì)隨著兒童、青少年年齡的增長(zhǎng)而提高［5］。特別是對(duì)于中學(xué)生來(lái)說(shuō)，由于青春期發(fā)展的特殊性和復(fù)雜性，拒學(xué)行為帶來(lái)嚴(yán)重后果的風(fēng)險(xiǎn)更高［6］。拒學(xué)行為是青少年經(jīng)歷成績(jī)下降、輟學(xué)、社會(huì)情感問(wèn)題、心理/精神問(wèn)題、酗酒、失業(yè)、犯罪的重要風(fēng)險(xiǎn)因素［7］。此外，青少年拒學(xué)行為往往涉及一些長(zhǎng)期的、根深蒂固的問(wèn)題，因此相較于兒童而言，青少年拒學(xué)行為的干預(yù)難度更大，預(yù)后更差［8］。
青少年拒學(xué)行為不但會(huì)對(duì)其自身帶來(lái)一系列嚴(yán)重的后果，其家庭也往往會(huì)經(jīng)歷非常痛苦的體驗(yàn)，父母會(huì)因此承受巨大的壓力，常常感到沮喪和無(wú)助［9］。盡管影響青少年拒學(xué)行為的因素涉及家庭、學(xué)校、社會(huì)的各個(gè)方面，但是不可否認(rèn)的是，家庭因素往往是青少年拒學(xué)行為產(chǎn)生和惡化的首要和最重要因素［7，10］?？茽柲幔↘earney）指出存在拒學(xué)行為的青少年家庭往往可以被歸類為下面的某一互動(dòng)類型：（1）糾纏型，家庭成員之間的過(guò)度依賴和參與；（2）沖突型：家庭成員之間互動(dòng)模式是敵對(duì)和沖突的；（3）孤立型：家庭成員之間交流較少，對(duì)彼此的想法和需要漠不關(guān)心；（4）隔絕型：家庭成員很少有家庭以外的接觸；（5）健康型：家庭成員之間的關(guān)系是健康的，有良好的適應(yīng)日常生活的能力，但是青少年自身存在心理/精神問(wèn)題。（6）混合型：家庭成員之間表現(xiàn)出以上提到的2個(gè)或多個(gè)互動(dòng)類型［11］。研究表明，家庭成員之間不良的親子關(guān)系和家庭功能失調(diào)是青少年產(chǎn)生拒學(xué)行為的風(fēng)險(xiǎn)因素，即較低的家庭親密度和適應(yīng)性可以正向預(yù)測(cè)青少年拒學(xué)的嚴(yán)重程度［12］。
家庭親密度和適應(yīng)性會(huì)影響青少年的同伴關(guān)系。青少年時(shí)期一個(gè)重要的議題就是在與同齡人互動(dòng)的過(guò)程中建立關(guān)系和發(fā)展友誼，并從中獲得社會(huì)性發(fā)展，提高自身的社會(huì)適應(yīng)能力［13］。良好的家庭功能可以為青少年提供溫暖和情感上的支持，提高青少年共情和情緒管理能力，幫助青少年與同伴更好更快地建立關(guān)系［14］；反之，來(lái)自家庭功能不良的青少年可能更容易經(jīng)歷同伴的不接納和忽視，體驗(yàn)到更多的孤獨(dú)感和社交焦慮甚至產(chǎn)生更為嚴(yán)重的內(nèi)化情緒問(wèn)題和外化行為問(wèn)題［13］。同時(shí)，青少年的同伴關(guān)系與青少年的拒絕上學(xué)行為高度相關(guān)［15］。相互接納和支持的同伴關(guān)系有利于提高青少年的學(xué)習(xí)興趣和學(xué)業(yè)成績(jī)［16］，而消極的同伴關(guān)系則會(huì)導(dǎo)致他們?cè)趯W(xué)校經(jīng)歷更多的困難，例如產(chǎn)生社交焦慮，進(jìn)而對(duì)學(xué)校環(huán)境產(chǎn)生抵觸和恐懼，甚至拒絕上學(xué)［17］?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)1，家庭親密度和適應(yīng)性會(huì)通過(guò)同伴關(guān)系影響到青少年拒學(xué)上學(xué)行為，也就是說(shuō)，青少年的同伴關(guān)系在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間起到中介作用。
家庭親密度和適應(yīng)性也會(huì)對(duì)青少年感知到的教師支持產(chǎn)生影響。家庭關(guān)系不和睦、不安全的親子關(guān)系、父母管教方式不一致等，會(huì)降低他們感知到的家庭和教師的支持［18］。一項(xiàng)研究表明，相比于完整家庭的青少年，離異家庭青少年心理健康水平較低，感知到的教師積極態(tài)度更少［19］。這里提到的教師支持主要涉及三個(gè)維度的多個(gè)方面：情感支持包括課堂上與學(xué)生的積極互動(dòng)、對(duì)學(xué)生感受的敏感度、真正關(guān)心學(xué)生的興趣、促進(jìn)學(xué)生自主性和能動(dòng)性等［20］；學(xué)習(xí)支持旨在促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)過(guò)程的順利進(jìn)行，通過(guò)一系列高質(zhì)量的反饋、多元化的教學(xué)方法等來(lái)實(shí)現(xiàn)［21］；能力支持包括，培養(yǎng)學(xué)生學(xué)習(xí)的能力、注意力、觀察力、邏輯思維能力等［22］。另外，一項(xiàng)元分析回顧了從1980年到2019年有關(guān)教師支持的研究，結(jié)果表明青少年感知到的教師支持越多，其的學(xué)業(yè)成績(jī)、幸福感、自尊、生活滿意度越高，焦慮、抑郁、注意力缺陷/多動(dòng)等內(nèi)化問(wèn)題和外化問(wèn)題的發(fā)生率越低［23］。青少年感知到較高的教師支持可以幫助他們更好的應(yīng)對(duì)來(lái)自學(xué)校生活的多方面的困難和挑戰(zhàn)，是防止他們產(chǎn)生拒學(xué)行為的重要保護(hù)因子［24］。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2，家庭親密度和適應(yīng)性會(huì)通過(guò)感知到的教師支持影響到青少年拒學(xué)上學(xué)行為，也就是說(shuō)，青少年感知到的教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒學(xué)行為之間起到中介作用。
根據(jù)布朗芬布倫納的社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)理論，家庭、同伴與教師位于與青少年聯(lián)系最為緊密的微系統(tǒng)中，三者均能直接對(duì)青少年的行為產(chǎn)生最為直接且明顯的影響［25］。因此，我們應(yīng)以更為系統(tǒng)、綜合的視角同時(shí)考慮家庭、同伴和教師在青少年拒學(xué)行為方面的聯(lián)合作用機(jī)制。根據(jù)壓力和應(yīng)對(duì)認(rèn)知評(píng)估模型，青少年如果把當(dāng)前的情況評(píng)估為“無(wú)法應(yīng)對(duì)”，就會(huì)產(chǎn)生負(fù)性情緒和回避行為，最終徹底拒學(xué)［26］。且在這個(gè)評(píng)估過(guò)程中，同伴的支持相較于教師的支持而言，往往是首選且最重要的。如果青少年在學(xué)校不被同伴接納，他們會(huì)體驗(yàn)到孤獨(dú)感等一系列負(fù)性情緒［27，28］。這些負(fù)性感受會(huì)使得他們對(duì)學(xué)校各個(gè)方面的負(fù)面評(píng)價(jià)不斷增加，逐漸與同伴、教師疏遠(yuǎn)，拒學(xué)行為日益嚴(yán)重［29］。鑒于前文提到的家庭對(duì)于青少年同伴交往的影響，我們推測(cè)家庭親密度和適應(yīng)性可以正向預(yù)測(cè)青少年的同伴關(guān)系，而同伴關(guān)系帶來(lái)的相應(yīng)情緒和感受又可以正向預(yù)測(cè)青少年感知到的教師支持，進(jìn)而影響自己的拒學(xué)行為，即同伴關(guān)系和感知到的教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒學(xué)行為之間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
2 對(duì)象和方法
2.1 對(duì)象
本研究隨機(jī)選取北京市某所中學(xué)，430名七至九年級(jí)學(xué)生作為研究對(duì)象，施測(cè)前通過(guò)使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)強(qiáng)調(diào)問(wèn)卷作答的真實(shí)性和調(diào)查的匿名性，被試在認(rèn)真閱讀指導(dǎo)語(yǔ)和同意施測(cè)后開(kāi)始作答。共發(fā)放430份問(wèn)卷，回收的有效問(wèn)卷為340份（79%）。其中。男生190人，女生150人。七年級(jí)132人，八年級(jí)113人，九年級(jí)95人。年齡范圍11～16歲，平均年齡13.14±1.01歲。
2.2 方法
2.2.1 家庭親密度和適應(yīng)性量表
采用由奧爾森（Olson）等人編制費(fèi)立鵬等人翻譯的家庭親密度和適應(yīng)性量表（FACES II-CV）中文版用來(lái)測(cè)量被試的家庭情況［30］。包含親密度和適應(yīng)性兩個(gè)維度，共30個(gè)題目，采用五點(diǎn)計(jì)分。親密性維度的分?jǐn)?shù)越高，意味著家庭成員之間的情感聯(lián)系越緊密，適應(yīng)性分?jǐn)?shù)越高，代表家庭處理事務(wù)時(shí)的靈活度越好。本研究中家庭親密度和適應(yīng)性量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95。
2.2.2 同伴關(guān)系量表
采用鄒泓同伴關(guān)系量表修訂版［31］，包含同伴接受和交往恐懼與自卑兩個(gè)維度，前者為1～20題，后者為21～30題。采用4點(diǎn)計(jì)分，1表示“完全不符合”，4表示“完全符合”。量表總分越高，代表其同伴關(guān)系越好。本研究中同伴接受分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。
2.2.3 學(xué)生感知教師支持行為量表
采用歐陽(yáng)丹編制的學(xué)生感知教師支持行為問(wèn)卷［22］。該問(wèn)卷由19個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，包括學(xué)習(xí)支持、情感支持、能力支持三個(gè)維度。學(xué)習(xí)支持包括9個(gè)項(xiàng)目，情感支持包括6個(gè)項(xiàng)目能力支持包括4個(gè)項(xiàng)目。采用6點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”分別記1～6分。得分越高表明學(xué)生感知到的教師支持行為越多。本研究中學(xué)生感知教師支持行為量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。
2.2.4 兒童拒絕上學(xué)行為問(wèn)卷
采用陳玉霞編制的兒童拒絕上學(xué)行為問(wèn)卷［32］，用來(lái)篩查兒童/青少年的拒絕上學(xué)行為。該問(wèn)卷有5個(gè)因子：違抗行為、學(xué)校疏離、負(fù)性情緒、學(xué)習(xí)能力、軀體感受，共包括19個(gè)題目。采用五級(jí)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體拒學(xué)行為越嚴(yán)重。本研究中兒童拒絕上學(xué)行為問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。
3 結(jié)果
3.1 共同方法偏差
本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)共同方法偏差，對(duì)青少年拒學(xué)上學(xué)行為嚴(yán)重程度（19），同伴關(guān)系（30）、家庭親密度和適應(yīng)性（30）、教師支持（19）的4個(gè)變量98個(gè)項(xiàng)目做探索性因素分析，結(jié)果表明特征值大于1的因子有16個(gè)，第一公因子的方差解釋的百分比為23.42%，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，可認(rèn)為本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果
如表1所示，各個(gè)變量的相關(guān)分析結(jié)果表明：家庭親密度和適應(yīng)性與同伴關(guān)系、感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)，與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)；同伴關(guān)系與感知到的教師支持呈顯著正相關(guān)，與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)；感知到的教師支持與拒絕上學(xué)行為呈顯著負(fù)相關(guān)。
3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)
在控制性別、年級(jí)的條件下，采用海耶斯（Hayes）編制的SPSS宏中的模型6對(duì)同伴關(guān)系和教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為嚴(yán)重程度之間的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明：家庭親密度和適應(yīng)性能顯著正向預(yù)測(cè)同伴關(guān)系（β=0.17，p<0.001）；家庭親密度和適應(yīng)性能顯著正向預(yù)測(cè)教師支持（β=0.27，p<0.001）；同伴關(guān)系能顯著正向預(yù)測(cè)教師支持（β=0.34，p<0.001），同伴關(guān)系能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)拒絕上學(xué)行為嚴(yán)重程度（β=-0.30，p<0.01）；教師支持能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)拒絕上學(xué)行為嚴(yán)重程度（β=-0.11，p<0.01）。
如表3所示，從進(jìn)一步的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果可知，總的間接效應(yīng)值為-0.089，占總效應(yīng)值的50.56%，置信區(qū)間不包括0，這表明同伴關(guān)系、教師支持在家庭親密度和適應(yīng)性與拒絕上學(xué)行為之間的中介效應(yīng)顯著。由以下3條路徑構(gòu)成，分別是：
間接效應(yīng)1，家庭親密度和適應(yīng)性→同伴關(guān)系→拒絕上學(xué)行為，效應(yīng)值為-0.053，占總效應(yīng)值的30.11%，置信區(qū)間不包括0，間接效應(yīng)顯著，假設(shè)1得到了支持。
間接效應(yīng)2，家庭親密度和適應(yīng)性→教師支持→拒絕上學(xué)行為，效應(yīng)值為-0.030，占總效應(yīng)值的17.05%，置信區(qū)間不包括0，間接效應(yīng)顯著，假設(shè)2得到了支持。
間接效應(yīng)3，家庭親密度和適應(yīng)性→同伴關(guān)系→教師支持→拒絕上學(xué)行為，效應(yīng)值為-0.007，占總效應(yīng)的3.98%，置信區(qū)間不包括0，這條路徑的間接效應(yīng)顯著，這表明同伴關(guān)系、教師只支持在家庭親密度和適應(yīng)性和拒學(xué)行為之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著，假設(shè)3得到了支持。
4 討論
家庭親密度和適應(yīng)性可以通過(guò)同伴支持的中介作用來(lái)影響青少年的拒學(xué)行為。來(lái)自諸如沖突過(guò)多、刻板、親子關(guān)系不良家庭的青少年很可能沒(méi)有形成良好的社會(huì)規(guī)范，缺乏與同伴建立良好關(guān)系的能力［14］，他們?nèi)菀自谕榻煌畜w驗(yàn)到更多的挫敗感，從而想要逃離引起自身不舒服的社交情境，進(jìn)而產(chǎn)生拒學(xué)行為［4］。
家庭親密度和適應(yīng)性還可以通過(guò)感知到的教師支持的中介作用來(lái)影響青少年的拒學(xué)行為。這可能是因?yàn)橐环矫嬗H密度和適應(yīng)性較低的家庭，很難與學(xué)校教師建立良好的家校合作關(guān)系，教師很難了解到青少年的具體需求，無(wú)法為其提供更為個(gè)性化、精準(zhǔn)化的支持；另一方面，來(lái)自家庭親密度和適應(yīng)性較低的家庭會(huì)降低學(xué)生對(duì)教師支持的感知能力。缺乏感知的教師支持的青少年更容易經(jīng)歷學(xué)業(yè)挫折以及產(chǎn)生拒學(xué)行為。
除此之外，家庭親密度和適應(yīng)性還可以通過(guò)同伴支持、感知到的教師支持的鏈?zhǔn)街薪樽饔脕?lái)影響青少年的拒學(xué)行為。在青少年的所處的社會(huì)生態(tài)系統(tǒng)中，同伴支持是與青少年聯(lián)系最為緊密的微系統(tǒng)，與同伴交往中的獲得的體驗(yàn)可能會(huì)影響青少年對(duì)學(xué)校內(nèi)其他人或環(huán)境的情緒、認(rèn)知和行為。不被同伴接納的青少年可能會(huì)將這種負(fù)性體驗(yàn)遷移到對(duì)整個(gè)學(xué)校的負(fù)性體驗(yàn)，也因此降低了對(duì)教師支持的感知。根據(jù)科爾尼的拒學(xué)功能模型，青少年會(huì)逃離引發(fā)負(fù)面情緒的學(xué)校相關(guān)事物或情景，較低的家庭親密度和適應(yīng)性，可能會(huì)導(dǎo)致青少年更不容易被同伴接納，從而感知到更少的教師支持，最后產(chǎn)生更多更為嚴(yán)重的拒學(xué)行為，甚至是輟學(xué)［7］。
總之，家庭作為青少年成長(zhǎng)過(guò)程中最重要的生長(zhǎng)環(huán)境，對(duì)青少年的情緒、認(rèn)知和行為各個(gè)方面都會(huì)產(chǎn)生持續(xù)和深遠(yuǎn)的影響。來(lái)自家庭功能良好、家庭關(guān)系和諧與家庭靈活性和適應(yīng)性強(qiáng)的可以幫助青少年更好地發(fā)展社會(huì)性，感知到更多的教師支持，更好地應(yīng)對(duì)學(xué)校環(huán)境里的困難和挑戰(zhàn)，減少拒學(xué)行為的發(fā)生。
本研究的意義在于，關(guān)注到家庭系統(tǒng)對(duì)青少年拒學(xué)行為的影響，以及在影響過(guò)程中同伴關(guān)系和感知到的教師支持在其中的機(jī)制和作用。為改善家庭功能、同伴接納程度、感知到更多的教師支持，以及降低青少年拒學(xué)行為發(fā)生率提供了一定的心理學(xué)依據(jù)。
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Relationship between Family Intimacy and Adaptability and School Refusal behavior： The Chain-mediated Role of Peer Relation and Perceived Teacher Support
Ren Yanming1，2 Ruan Linyan1，2 Sun Sijia1，2 He Li1，2
1. Teachers College of Beijing Union University， Beijing;
2. Institute of Learning and Psychological Development of Children and Adolescents， Beijing Union University， Beijing
Abstract： Objective： This study aimed to explore the effect of family intimacy and adaptability on adolescents school refusal behavior， specially to investigate the mediating effects of peer relationships and perceived teacher support negative evaluation. Methods： 340 secondary school students in Beijing are investigated with the Family Intimacy and Adaptability Scale （FIA）， the Childrens School Refusal Behavior Scale （CRBS）， the Peer Relationships Scale （PRS）， and the Perceived Teacher Support Scale （PTSS）. Results： This study indicated that family intimacy and adaptability were significantly and positively related to peer relationships and perceived teacher support （r=0.40， 0.44， p<0.01）， and significantly and negatively related to school refusal behavior （r=-0，35， p<0.05）; Peer relationships were significantly and positively related to perceived teacher support （r=0.36， p<0.01）， and significantly and negatively related to school refusal behavior （r=-0.39， p<0.05）; Perceived teacher support was significantly negatively correlated with school refusal behavior （r=-0.32， p<0.05）. The mediating effects of peer relationships and perceived teacher support were significant between family intimacy and adaptability and school refusal behavior， respectively （-0.053， 95% CI： -0.087 ～ -0.023; -0.030， 95% CI： -0.061 ～ -0.006）; and the peer relationship and perceived teacher support The chain-mediated effect was also significant （-0.007， 95% CI： -0.015 ～ -0.001）. Conclusion： Family intimacy and adaptability can indirectly influence school refusal behavior through the peer relationship， teacher support single mediating effect， and peer relationship → perceived teacher support chain mediating effect， respectively.
Key words： Family intimacy and adaptability; School refusal behavior; Peer relationship; Perceived teacher support
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