父母支持、人際關(guān)系支持對(duì)孤獨(dú)感和抑郁的影響

父母支持、人際關(guān)系支持對(duì)孤獨(dú)感和抑郁的影響

1情緒適應(yīng)的心理環(huán)境年輕人隨著獨(dú)立和獨(dú)立性的發(fā)展而離開(kāi)家，與父母的沖突也越來(lái)越大。他們不再關(guān)注超出家庭的活動(dòng)（2006年），而是專(zhuān)注于朋友和友誼（scholandzhangxiang，2006）。與以群體互動(dòng)為特點(diǎn)的同伴接納不同,友誼是發(fā)生在兩個(gè)個(gè)體之間的親密的、互惠性二元關(guān)系,是一種彼此互相給予積極感覺(jué)的雙向結(jié)構(gòu)(Bukowski&Hoza,1989)。根據(jù)Sullivan的理論,隨著個(gè)體不同社會(huì)需要的發(fā)展,同伴接納和友誼的相對(duì)重要性發(fā)生變化,在童年期,同伴群體接納比友誼更重要,但是在青春期,友誼比同伴群體接納的意義更大(引自Erdley,Nangle,Newman,&Carpenter,2001)。大量研究表明,良好的友誼關(guān)系有助于青少年的積極適應(yīng)。例如,高友誼質(zhì)量的青少年有更少的行為問(wèn)題(Burk&Laursen,2005)、更低的抑郁、焦慮(Greca&Harrison,2005;Mounts,Valentiner,Anderson,&Boswell,2006)及孤獨(dú)感(Gürsoy,&B??ak??,2006;Kingery&Erdley,2007;Kingery,Erdley,&Marshall,2011)、更高的自尊(Kingeryetal.,2011)、社會(huì)能力(Collins&Steinberg,2006;Rubinetal.,2004)和社會(huì)接納(Laursen,Furman,&Mooney,2006)等。然而,研究者指出,盡管青少年與父母的互動(dòng)模式發(fā)生轉(zhuǎn)變,同伴影響日益增強(qiáng),父母仍然在青少年的社會(huì)情緒發(fā)展中起重要作用(Laible,Carlo,&Raffaelli,2000)。但由于青少年生物的、社會(huì)的和認(rèn)知的變化,父母在青少年生活中的重要性更多體現(xiàn)為為青少年提供情感和工具性支持以及與子女之間的心理聯(lián)結(jié),而較少依靠身體力量和與子女分享經(jīng)驗(yàn)(Laursen&Collins,2009)。研究發(fā)現(xiàn),良好的親子關(guān)系或高父母支持與青少年更好的心理社會(huì)適應(yīng)相關(guān)(Smetana,Campione-Barr,&Metzger,2006),如更少的行為問(wèn)題(Burk&Laursen,2010)、更低的抑郁(凌宇,楊娟,章晨晨,蟻金瑤,姚樹(shù)橋,2010;Helsen,Vollebergh,&Meeus,2000;Young,Berenson,Cohen,&Garcia,2005)和孤獨(dú)感(Al-Yagon,2008;Mountsetal.,2006)、更高的自我價(jià)值感和社會(huì)能力(Laursenetal.,2006;Rubinetal.,2004)等。有些研究甚至發(fā)現(xiàn),和同伴支持相比,父母支持是預(yù)測(cè)幸福感(Kef&Dekovi?,2004)、情緒問(wèn)題(Helsenetal.,2000)的更好指標(biāo)。近年來(lái),受生態(tài)系統(tǒng)論(Bronfenbrenner,1979,引自張文新,2002)和發(fā)展情境論(Lerner,2002/2011)的影響,研究者不僅重視家庭或同伴等發(fā)展背景對(duì)青少年的重要作用,而且開(kāi)始關(guān)注不同發(fā)展背景之間如何相互作用影響青少年發(fā)展。一些實(shí)證研究探討了父母支持、同伴/朋友支持對(duì)情緒適應(yīng)的交互作用,但數(shù)量很少且結(jié)果很不一致。歸納起來(lái),這些研究主要得出了以下幾種模式。其一,增強(qiáng)模式,一種支持可增強(qiáng)另一種支持對(duì)適應(yīng)的影響。例如,Young等人(2005)的追蹤研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)青少年的父母支持水平高時(shí),高同伴支持才是青少年免于未來(lái)抑郁的保護(hù)性因素,而當(dāng)青少年缺少來(lái)自父母的支持時(shí),同伴支持反而會(huì)成為抑郁的危險(xiǎn)因素。Helsen等人(2000)的研究也發(fā)現(xiàn)高朋友支持增強(qiáng)了父母支持對(duì)情緒問(wèn)題的影響。其二,補(bǔ)償模式,一種支持較少時(shí),另一種支持可補(bǔ)償其對(duì)適應(yīng)的消極影響。例如,Rubin等人(2004)的研究發(fā)現(xiàn),較高的友誼質(zhì)量可以緩沖低母親支持對(duì)女孩內(nèi)化問(wèn)題的影響。其三,獨(dú)立模式,家庭與同伴是兩個(gè)獨(dú)立的系統(tǒng),他們對(duì)青少年適應(yīng)的影響也是獨(dú)立的或累加的(Cauce&Srebnik,1990),但目前關(guān)于該模式的支持性研究較少。由于缺乏充足的實(shí)證證據(jù),而且這些研究因所用指標(biāo)、被試年齡及性別等不同而無(wú)法直接比較,父母支持和友誼支持兩者究竟以何種方式交互作用影響青少年情緒適應(yīng)目前尚不完全清楚,本研究擬對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行探討。首先,父母支持和友誼支持對(duì)青少年情緒適應(yīng)的交互作用可能因具體適應(yīng)問(wèn)題不同而不同。比如,孤獨(dú)感和抑郁都是青少年期較常見(jiàn)的情緒問(wèn)題,且均為青少年情緒適應(yīng)的重要指標(biāo)(張文新,2002;Al-Yagon,2011;Strongman,2003/2006),但二者的性質(zhì)和病理學(xué)并不相同。孤獨(dú)感是個(gè)體在實(shí)際情況不能滿足其對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的需要時(shí)(如,朋友太少或缺乏親密關(guān)系)所產(chǎn)生的一種苦惱性心理體驗(yàn)(Fitts,Sebby,&Zlokovich,2009)。研究者把孤獨(dú)感分為兩種亞類(lèi)型:社會(huì)孤獨(dú)感(socialloneliness)和情感孤獨(dú)感(emotionalloneliness)。前者源于缺乏社會(huì)網(wǎng)絡(luò)或被同伴拒絕,后者源于缺乏親密的依戀關(guān)系,如親密友誼(Qualter&Munn,2002;seealsoAl-Yagon,2008)。研究發(fā)現(xiàn),同伴依戀?gòu)?qiáng)力中介了父母依戀與情感孤獨(dú)感的關(guān)系,父母依戀對(duì)青少年情感孤獨(dú)感的直接貢獻(xiàn)很小(Bogaerts,Vanheule,&Desmet,2006)。抑郁是一種感到無(wú)力應(yīng)對(duì)外界壓力而產(chǎn)生的消極情緒(張文新,2002)。關(guān)于抑郁產(chǎn)生的機(jī)制有多種觀點(diǎn),其中抑郁的壓力-緩沖模型(stressbufferingmodel)和相互作用模型(transactionalmodel)都強(qiáng)調(diào)社會(huì)支持、壓力與抑郁癥狀之間的關(guān)系。前者認(rèn)為高社會(huì)支持可以幫助青少年減緩壓力從而減少抑郁,而后者則認(rèn)為支持的缺乏可預(yù)測(cè)青少年后來(lái)的抑郁癥狀增加或發(fā)生,壓力是其中介因素(Auerbach,Bigda-Peyton,Eberhart,Webb,&Ho,2011)。然而,同時(shí)對(duì)父母支持和同伴支持的前瞻研究(prospectivestudy)發(fā)現(xiàn),只有前者可預(yù)測(cè)青少年的未來(lái)抑郁(Auerbachetal.,2011;Lewinsohnetal.,1994;Stice,Ragan,&Randall,2004)。青少年的幸福感與父母支持而非同伴支持有關(guān)(Kef&Dekovi?,2004)?？梢?jiàn),孤獨(dú)感與同伴支持有更直接的聯(lián)系,同伴支持,尤其是親密友誼的缺乏是孤獨(dú)感產(chǎn)生的主要原因之一,而抑郁似乎與父母支持的關(guān)系更緊密,父母支持的缺乏增加了由壓力帶來(lái)的抑郁風(fēng)險(xiǎn)。然而,以往有關(guān)研究多關(guān)注抑郁情緒,鮮有研究同時(shí)考察父母支持、友誼支持對(duì)兩種情緒適應(yīng)問(wèn)題的影響并比較其影響模式的異同。本研究中,我們將考察父母支持、友誼支持對(duì)青少年孤獨(dú)感和抑郁兩種不同情緒適應(yīng)問(wèn)題的影響,重點(diǎn)揭示父母支持和友誼兩者影響青少年的孤獨(dú)感和抑郁的交互作用模式,以及這種交互作用模式在兩種適應(yīng)問(wèn)題上可能存在的差異。基于已有文獻(xiàn)和理論分析,我們假設(shè):青少年的孤獨(dú)感與友誼支持有更密切的關(guān)系,而擁有較高父母支持會(huì)增強(qiáng)這種關(guān)系但不能補(bǔ)償?shù)陀颜x支持的消極影響;抑郁與父母支持的關(guān)系更密切,擁有較高友誼支持可增強(qiáng)父母支持與抑郁的關(guān)系但不能補(bǔ)償?shù)透改钢С值南麡O影響。其次,值得指出的是,以往關(guān)于父母支持與友誼支持對(duì)青少年適應(yīng)影響的研究較少考慮青少年的發(fā)展因素,即兩類(lèi)支持系統(tǒng)對(duì)青少年的影響可能因發(fā)展階段不同而不同。如前所述,隨著個(gè)體自主性的發(fā)展,青少年與父母及朋友的關(guān)系也在發(fā)展變化。研究發(fā)現(xiàn),從青少年早期到中期,父母支持在下降(DeGoede,Branje,Delsing,&Meeus,2009;DeGoede,Branje,&Meeus,2009),同性別朋友的支持在上升(DeGoede,Branje,Delsingetal.,2009;Scholte&vanAken,2006)。Furman和Buhrmester(1992)的研究也發(fā)現(xiàn),4年級(jí)兒童將父母看作最主要的支持者,7年級(jí)的青少年感知到同性別朋友與父母有同樣多的支持,而10年級(jí)的青少年認(rèn)為同性別朋友提供了更多支持。同時(shí),隨著年齡增長(zhǎng),家庭和同伴兩個(gè)系統(tǒng)之間的距離可能增大,青少年與父母和與同伴的關(guān)系漸趨獨(dú)立(Helsenetal.,2000)。另一方面,研究發(fā)現(xiàn),青少年的情緒問(wèn)題隨年齡增長(zhǎng)而增多(Helsenetal.,2000;Hafen&Laursen,2009)。由于上述青少年時(shí)期社會(huì)支持系統(tǒng)及其功能和青少年自身情緒適應(yīng)方面的發(fā)展變化,父母支持與友誼支持對(duì)青少年情緒適應(yīng)的影響可能隨年齡而不同,尤其在青少年發(fā)展相對(duì)迅速的早期(10~13、14歲)和中期(14、15~17、18歲)之間1,兩種支持系統(tǒng)對(duì)情緒適應(yīng)的影響可能存在較大差異。因此,本研究感興趣的另一個(gè)重要問(wèn)題是,在青少年早期和中期父母支持和友誼支持對(duì)孤獨(dú)感和抑郁的影響是否存在不同?我們假設(shè):從早期到中期,青少年感知到的父母支持減少,對(duì)情緒適應(yīng)的影響作用減弱,相反,青少年感知到的來(lái)自朋友的支持增多,并對(duì)情緒適應(yīng)的影響作用增強(qiáng);進(jìn)入青少年中期,父母與朋友兩個(gè)系統(tǒng)之間的交互作用可能減弱,兩種支持系統(tǒng)對(duì)情緒適應(yīng)的影響可能會(huì)遵循獨(dú)立模式。此外,父母支持、友誼支持對(duì)青少年適應(yīng)的影響也可能因性別而不同。Gilligan(1982)指出,女孩比男孩對(duì)社會(huì)關(guān)系投入更多的時(shí)間和努力,傾向于認(rèn)為她們的友誼更親密、更積極、更重要(引自Bukowski,Hoza,&Boivin,1994)。已有研究發(fā)現(xiàn),盡管父母或家庭支持水平不存在顯著性別差異,但女孩比男孩感受到更多的朋友/同伴支持(Bokhorst,Sumter,&Westenberg,2010;Furman&Buhrmesterm,1992;Kef&Dekovi?,2004;Youngetal.,2005),其適應(yīng)受親密友誼的影響更大(Berndt&Keefe,1995;Rubinetal.,2004)。甚至有研究發(fā)現(xiàn),社會(huì)支持只能顯著預(yù)測(cè)女孩而非男孩的抑郁(Katainen,R?ikk?nen,&Keltikangas-J?rvinen,1999;Slavin&Rainer,1990)。此外,研究發(fā)現(xiàn),男孩感知到的父母支持顯著多于同伴支持,而女孩感知到的同伴支持顯著多于父母支持(Frey&R?thlisberger,1996)。因此,我們預(yù)期:青少年女孩的友誼支持高于男孩,父母支持的增強(qiáng)模式(即,高父母支持將增強(qiáng)友誼支持對(duì)情緒適應(yīng)的影響)更適用于早期青少年女孩。綜上所述,本研究將分別以孤獨(dú)感、抑郁作為青少年情緒適應(yīng)的指標(biāo),探討父母支持、友誼支持對(duì)早中期青少年情緒適應(yīng)的影響模式及其性別差異。2學(xué)習(xí)方法2.1家庭背景和年齡本研究被試取自濟(jì)南市一所初中和一所高中456名初一和高一學(xué)生,其中367人有互選好朋友,89人無(wú)互選好朋友(占19.5%),這與國(guó)外有關(guān)研究(French,Jansen,Riansari,&Setiono,2003;Parker&Asher,1993)中友誼配對(duì)成敗的比例大致相當(dāng)。剔除無(wú)效問(wèn)卷和特殊家庭背景(單親家庭和再婚家庭,占4.9%)問(wèn)卷后,剩余總有效被試391名。其中,初一166人(平均年齡13.37±0.50歲,青少年早期階段),男生77人(占46.4%),女生89人;高一225人(平均年齡16.76±0.50歲,青少年中期階段),男生134人(占59.6%),女生91人2。2.2研究工具2.2.1問(wèn)卷的信效度分析采用Furman和Buhrmester1985年編制、French等人修訂的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷(NetworkofRelationshipsInventory,NRI)測(cè)量青少年的父母支持。該問(wèn)卷在東西文化國(guó)家均已得到應(yīng)用(French,Rianasari,Pidada,Nelwan,&Buhrmester,2001)。我們采用回譯法將之翻譯成中文,并采用驗(yàn)證性因素分析(CFA)和心理測(cè)量學(xué)分析確保問(wèn)卷與英文版的同質(zhì)性及其信效度。修訂版NRI要求被試分別評(píng)定與父親和母親在15個(gè)問(wèn)題上的相處情況。該問(wèn)卷包括陪伴、工具性幫助、情感支持、親密性、爭(zhēng)吵和沖突5個(gè)維度,從“很少或沒(méi)有”到“極多”進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)定。預(yù)測(cè)樣本(N=381,含5、7、10三個(gè)年級(jí),9.75~17.33歲,M=13.66,SD=2.43)中5因素結(jié)構(gòu)的CFA結(jié)果表明,母親問(wèn)卷結(jié)構(gòu)的擬合指數(shù)χ2/df=2.76,RMSEA=0.07,NFI=0.97,CFI=0.98,GFI=0.93;父親問(wèn)卷結(jié)構(gòu)的擬合指數(shù)χ2/df=3.03,RMSEA=0.08,NFI=0.96,CFI=0.97,GFI=0.92,表明中文版的父母問(wèn)卷5因素結(jié)構(gòu)可以接受。其中,前4個(gè)維度屬于支持維度,且它們之間有較高的正相關(guān)(0.42<rs<0.72,ps<0.001),因此,本研究參照Rubin等人(2004)的研究,僅取這4個(gè)維度并合并成一個(gè)總均分,作為父親支持和母親支持的得分,又由于父親支持和母親支持的得分存在高相關(guān)(r=0.74,p<0.001),故本研究將父親支持和母親支持合并成一個(gè)總均分作為父母支持的得分,分?jǐn)?shù)越高表示父母支持水平越高。本研究中父母支持量表總項(xiàng)目的內(nèi)部一致性信度為0.94。2.2.2同性別好朋友的種類(lèi)采用同伴提名法,要求每個(gè)青少年按照與自己的親密程度由高到低最多寫(xiě)出5個(gè)自己本校內(nèi)的同性別好朋友。將相互提到對(duì)方名字的被試作為互選朋友,按照提名的先后順序,將第一個(gè)配成友誼對(duì)的朋友作為被試最好的同性別朋友,以考察被試與這個(gè)朋友間的友誼質(zhì)量。2.2.3問(wèn)卷的信效度采用French等人修訂的友誼質(zhì)量問(wèn)卷(FriendshipQualityQuestionnaire,FQQ;Parker,&Asher,1993),該問(wèn)卷被廣泛運(yùn)用于對(duì)美國(guó)、印尼和韓國(guó)青少年友誼的跨文化研究中(French,Bae,Pidada,&Lee,2006;French,Pidada,&Victor,2005),有較高的信效度。同樣,我們采用回譯法將之翻譯成中文,并采用CFA和心理測(cè)量學(xué)分析確保問(wèn)卷與英文版的同質(zhì)性及其信效度。修訂版問(wèn)卷由34個(gè)題目組成,每一題均要求被試比較自己與好朋友(好朋友的名字已由主試事先填寫(xiě)在問(wèn)卷上)的友誼與題目所述情況的符合程度,里克特7點(diǎn)計(jì)分。該問(wèn)卷共7個(gè)分量表,包括陪伴、可信賴(lài)的聯(lián)盟、價(jià)值提升、工具性幫助、親密性、爭(zhēng)吵和沖突、排他性。預(yù)測(cè)樣本(N=381,同上)中7因素結(jié)構(gòu)CFA表明,問(wèn)卷的擬合指數(shù)χ2/df=2.48,RMSEA=0.06,NFI=0.92,CFI=0.95,GFI=0.84,基本可以接受。其中前5個(gè)維度屬于支持維度,且它們之間有中等以上正相關(guān)(0.34<rs<0.75,ps<0.001)。因此,本研究參照有關(guān)研究(Rubinetal.,2004;Rubin,Wojslawowicz,Rose-Krasnor,Booth-LaForce,&Burgess,2006),取這5個(gè)維度合并成一個(gè)總均分,作為友誼支持的指標(biāo),分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明友誼質(zhì)量或友誼支持水平越高。本研究中友誼質(zhì)量問(wèn)卷內(nèi)部一致性信度為0.87,友誼支持項(xiàng)目的內(nèi)部一致性信度為0.92。2.2.4量表的信效度采用Asher等人(1984)編制的孤獨(dú)感量表(LonelinessScale,LS)中文版測(cè)量青少年的孤獨(dú)感。該量表已經(jīng)應(yīng)用于國(guó)內(nèi)外多項(xiàng)研究(趙景欣,劉霞,申繼亮,2008;Leve,Fisher,&DeGarmo,2007),具有較高的信效度。量表共24個(gè)項(xiàng)目,其中8個(gè)項(xiàng)目是插入題(如,“我喜歡閱讀”),16個(gè)項(xiàng)目評(píng)定孤獨(dú)感(如,“我感到孤獨(dú)”),5點(diǎn)計(jì)分。以16個(gè)項(xiàng)目的平均分為孤獨(dú)感的指標(biāo),得分越高,孤獨(dú)感水平越高。本研究中問(wèn)卷內(nèi)部一致性信度為0.91。2.2.5般抑郁量表采用俞大維和李旭(2000)修訂的由Kovacs改編的兒童抑郁量表(Children’sDepressionInventory,CDI)。該量表既可用于臨床用途,也可以測(cè)量一般兒童和青少年群體的抑郁狀況,包含27個(gè)項(xiàng)目,3點(diǎn)計(jì)分,以所有題目的平均分代表兒童青少年的一般抑郁狀況,得分越高,抑郁水平越高。本研究中問(wèn)卷內(nèi)部一致性信度為0.87。2.3大學(xué)生抑郁測(cè)試由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的心理學(xué)專(zhuān)業(yè)的兩名研究生為主試,以班級(jí)為單位團(tuán)體施測(cè)。測(cè)試共分三次,第一次施測(cè)NRI和朋友提名問(wèn)卷,測(cè)試結(jié)束后當(dāng)天進(jìn)行互選朋友配對(duì),第二次施測(cè)FQQ,第三次施測(cè)孤獨(dú)感問(wèn)卷和抑郁量表。每次測(cè)試均不超過(guò)30分鐘,三次施測(cè)在一周內(nèi)完成3。利用SPSS13.0軟件包對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。3結(jié)果與分析3.1父母的支持、友誼、孤獨(dú)和抑郁的特點(diǎn)以及這種關(guān)系3.1.1家庭支持、友誼支持和交互作用以發(fā)展階段(青少年早期vs.青少年中期)和性別為自變量,分別以父母支持、友誼支持、孤獨(dú)感和抑郁為因變量進(jìn)行單變量方差分析(ANOVA)。結(jié)果顯示,父母支持的發(fā)展階段主效應(yīng)顯著,F(1,387)=4.91,p<0.05,早期青少年的父母支持水平顯著高于中期青少年(Cohen’sd=0.25);性別主效應(yīng)不顯著(p>0.10)。友誼支持的發(fā)展階段主效應(yīng)顯著,F(1,300)=4.33,p<0.05,早期青少年的友誼支持水平顯著高于中期青少年(Cohen’sd=0.29);性別主效應(yīng)顯著,F(1,300)=9.87,p<0.01,女孩的友誼支持顯著高于男孩(Cohen’sd=0.38)。孤獨(dú)感和抑郁的發(fā)展階段主效應(yīng)和性別主效應(yīng)均不顯著(ps>0.10);所有交互作用均不顯著(ps>0.10)。各變量的平均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差見(jiàn)表1。3.1.2各子樣本各因子對(duì)孤獨(dú)感的影響對(duì)各變量的皮爾遜相關(guān)分析發(fā)現(xiàn),總體上,父母支持、友誼支持與孤獨(dú)感和抑郁均存在顯著負(fù)相關(guān)。具體到各子樣本,父母支持僅與男孩和中期青少年的孤獨(dú)感有顯著負(fù)相關(guān),但友誼支持與孤獨(dú)感在不同發(fā)展階段、不同性別內(nèi)均有顯著負(fù)相關(guān);友誼支持與男孩的抑郁無(wú)顯著相關(guān),但父母支持與抑郁存在跨階段、跨性別的顯著負(fù)相關(guān);早中期青少年的兩種親密關(guān)系支持之間無(wú)顯著相關(guān)(見(jiàn)表2)。3.2各預(yù)測(cè)變量的分層回歸以性別、父母支持和友誼支持為預(yù)測(cè)變量,分別以孤獨(dú)感和抑郁為結(jié)果變量,對(duì)早期青少年和中期青少年兩個(gè)樣本分別進(jìn)行分層回歸分析4,考察不同發(fā)展階段男女青少年的父母支持、友誼支持影響情緒適應(yīng)的不同模式。根據(jù)Aiken和West(1991)及Frazier等人(2004)的建議,首先,對(duì)性別進(jìn)行虛擬編碼(男=0,女=1),對(duì)父母支持和友誼支持進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化,然后采用虛擬編碼后的性別、父母支持和友誼支持的標(biāo)準(zhǔn)分生成兩項(xiàng)交互項(xiàng)和三項(xiàng)交互項(xiàng)。在此基礎(chǔ)上使用分層回歸,將各預(yù)測(cè)變量及其交互項(xiàng)依次放入回歸方程,觀察每一步的獨(dú)立貢獻(xiàn)(解釋量)及B值。結(jié)果見(jiàn)表3。3.2.1父母支持、友誼支持與孤獨(dú)感的交互效應(yīng)由表3可見(jiàn),友誼支持顯著負(fù)向預(yù)測(cè)早中期青少年的孤獨(dú)感,但父母支持只能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)中期青少年的孤獨(dú)感。為進(jìn)一步比較不同發(fā)展階段友誼支持預(yù)測(cè)孤獨(dú)感的強(qiáng)度(回歸系數(shù))差異,首先對(duì)發(fā)展階段變量進(jìn)行虛擬化(青少年早期=1,青少年中期=0),然后將虛擬化的該變量與友誼支持(Z分?jǐn)?shù))生成乘積項(xiàng),分別將發(fā)展階段、友誼支持及其乘積項(xiàng)引入回歸方程作分層回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),發(fā)展階段與友誼支持的交互作用顯著(B=-0.14,SE=0.07,t=-1.98,p<0.05),說(shuō)明友誼支持對(duì)早期青少年孤獨(dú)感的預(yù)測(cè)作用顯著大于中期青少年。在青少年早中期,父母支持、友誼支持與性別的交互作用均不顯著(ps>0.05),說(shuō)明兩個(gè)發(fā)展階段的父母支持、友誼支持對(duì)青少年孤獨(dú)感的影響都沒(méi)有性別差異。在青少年早期,父母支持與友誼支持預(yù)測(cè)孤獨(dú)感的交互作用顯著。為進(jìn)一步檢驗(yàn)具體交互模式,采用Aiken和West(1991)提出的簡(jiǎn)單斜率分析法(simpleslopeanalysis),將父母支持按平均分上下各一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差分為高低兩組,根據(jù)回歸方程分別分析在不同父母支持水平下友誼支持對(duì)孤獨(dú)感的預(yù)測(cè)作用。結(jié)果如圖1所示,在父母支持水平較低的情況下,友誼支持能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感(simpleslope=-0.19,t=-2.91,p<0.01);在父母支持水平較高的情況下,友誼支持也顯著負(fù)向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感,但此時(shí)預(yù)測(cè)作用更大(simpleslope=-0.33,t=-5.25,p<0.001)。此外,在友誼支持較低時(shí),即使有較多父母支持,青少年的孤獨(dú)感也很高。這說(shuō)明,高父母支持可以增強(qiáng)高友誼支持對(duì)降低孤獨(dú)感的積極影響而不能補(bǔ)償?shù)陀颜x支持的消極影響(增強(qiáng)模式),但高友誼支持可補(bǔ)償?shù)透改钢С值南麡O影響(補(bǔ)償模式)。在青少年中期,父母支持與友誼支持的交互作用不顯著(p>0.05),說(shuō)明兩種支持對(duì)中期青少年孤獨(dú)感的影響遵循獨(dú)立模式。兩個(gè)階段的三項(xiàng)交互作用均不顯著(ps>0.05),說(shuō)明上述交互影響模式均沒(méi)有明顯的性別差異。兩個(gè)階段的父母支持與性別的交互作用均不顯著(ps>0.05),說(shuō)明父母支持對(duì)早中期青少年抑郁的影響均無(wú)性別差異。在青少年早期,友誼支持與性別的交互作用也不顯著(p>0.05),但在青少年中期該交互作用顯著。進(jìn)一步分析表明,友誼支持能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)中期青少年女孩的抑郁(β=-0.33,t=-2.89,p<0.01),但不能顯著預(yù)測(cè)中期青少年男孩的抑郁(β=-0.05,t=-0.45,p>0.05)。在青少年早期,父母支持與友誼支持預(yù)測(cè)抑郁的交互作用顯著(p<0.01)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)具體交互模式,同樣采用Aiken和West(1991)提出的簡(jiǎn)單斜率分析法進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)。結(jié)果如圖2所示,只有當(dāng)父母支持水平較高時(shí),友誼支持才能顯著預(yù)測(cè)抑郁(simpleslope=-0.11,t=-5.02,p<0.001),同時(shí)擁有高父母支持和高友誼支持的青少年抑郁水平最低;當(dāng)父母支持水平較低時(shí),高友誼支持并不能預(yù)測(cè)低抑郁水平(simpleslope=-0.03,t=-1.31,p>0.05)。這說(shuō)明高友誼支持增強(qiáng)了高父母支持對(duì)降低抑郁的積極影響(增強(qiáng)模式),但不能補(bǔ)償?shù)透改钢С值南麡O影響。然而,如圖2所示,高父母支持也不能補(bǔ)償?shù)陀颜x支持對(duì)降低抑郁的消極影響,而是增強(qiáng)高友誼支持的積極影響(增強(qiáng)模式)。在青少年中期,父母支持和友誼支持的交互作用不顯著(p>0.05),說(shuō)明兩種支持對(duì)中期青少年抑郁的影響遵循獨(dú)立模式。兩個(gè)階段的三項(xiàng)交互作用均不顯著(ps>0.05),說(shuō)明上述交互影響模式均無(wú)顯著性別差異。4討論4.1第一,友誼支持的總體變化情況本研究發(fā)現(xiàn),從青少年早期到中期,個(gè)體感知到的父母支持水平顯著下降,這與以往研究結(jié)果(DeGoede,Branjeetal.,2009;DeGoede,Branje,Delsingetal.,2009;Furman&Buhrmester,1992)及我們的預(yù)期相一致,反映出隨年齡增長(zhǎng),青少年的自主性和獨(dú)立性不斷增強(qiáng),對(duì)父母的依賴(lài)逐漸減少。此外,與以往研究結(jié)果(Bokhorstetal.,2010;Furman&Buhrmester,1992;Youngetal.,2005)及本研究假設(shè)一致的是,女孩的友誼支持顯著高于男孩,說(shuō)明女孩具有更強(qiáng)的關(guān)系取向和更高的社交技能。比如,她們更善于使用積極策略來(lái)處理友誼沖突(Thayer,Updegraff,&Delgado,2008)和幫助朋友(Glick&Rose,2011)。與本研究假設(shè)及有些研究(DeGoede,Branjeetal.,2009;Scholte&vanAken,2006)結(jié)果不一致的是,本研究發(fā)現(xiàn)友誼支持從青少年早期到中期顯著下降而非上升。盡管在青少年期,朋友和友誼的作用越來(lái)越重要(Scholte&vanAken,2006),但也有研究者指出,青少年與朋友的親密程度在青少年早期就已接近高峰(Steinberg,2005/2007),因此,友誼支持水平從青少年早期到中期呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)。另一個(gè)可能的原因是中期青少年正處于高中階段,與處于義務(wù)教育階段的早期青少年不同,他們的學(xué)習(xí)壓力增大,朋友也來(lái)自更大范圍,而相互友誼的建立與維護(hù)需要時(shí)間,從而使他們感知到的友誼支持水平相對(duì)較低。另外,與以往關(guān)于青少年孤獨(dú)感(?ivitci,?ivitci,&Fiyakali,2009;Gürsoy&B??ak??,2006)和抑郁(劉鳳瑜,1997;Huq&Afroz,2005)的研究結(jié)果一致,本研究發(fā)現(xiàn)在青少年早中期,孤獨(dú)感和抑郁沒(méi)有顯著變化,也無(wú)顯著性別差異。研究者一般認(rèn)為,和其他階段相比,孤獨(dú)感和抑郁在青少年期均處于較高水平(張文新,2002),加之本研究被試來(lái)自初一和高一兩個(gè)年級(jí),正處于新生入學(xué)的適應(yīng)期,孤獨(dú)感和抑郁可能較普遍,不同群體青少年之間的分化并不明顯。4.2從青少年早期到中期:孤獨(dú)感-父母支持的影響本研究的相關(guān)分析和回歸分析表明,總體上父母支持或友誼支持越高,情緒適應(yīng)越好,但兩種支持對(duì)情緒適應(yīng)的主效應(yīng)隨具體問(wèn)題、發(fā)展階段和性別而不同:父母支持只能負(fù)向預(yù)測(cè)中期青少年的孤獨(dú)感,而不能預(yù)測(cè)早期青少年的孤獨(dú)感,該影響模式無(wú)明顯性別差異,而友誼支持對(duì)孤獨(dú)感的影響具有跨階段、跨性別的一致模式,但友誼支持對(duì)早期青少年比對(duì)中期青少年的孤獨(dú)感有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)力;父母支持對(duì)抑郁的影響具有跨階段、跨性別的一致模式,但友誼支持不能預(yù)測(cè)中期青少年男孩的抑郁。這些結(jié)果支持了我們的假設(shè):孤獨(dú)感與友誼支持的關(guān)系更緊密,而抑郁與父母支持的關(guān)系更密切。從孤獨(dú)感的性質(zhì)和發(fā)生學(xué)看,親密友誼的缺乏是孤獨(dú)感產(chǎn)生的主要來(lái)源之一(Qualter&Munn,2002;seealsoAl-Yagon,2008),毫無(wú)疑問(wèn),青少年的孤獨(dú)感與友誼支持會(huì)存在跨階段的、性別一致的密切關(guān)系。由于青少年早期是友誼親密程度的高峰期(Steinberg,2005/2007),友誼的重要性相對(duì)較強(qiáng),故友誼支持對(duì)早期青少年孤獨(dú)感的影響也較大。父母支持雖然也是影響孤獨(dú)感的一種親密關(guān)系依戀,但直接效應(yīng)很弱(Bogaertsetal.,2006),而且青少年早期也正是親子沖突的高峰期(Smetanaetal.,2006;Steinberg,2005/2007),父母支持的作用較低。到青少年中后期,青少年與父母的關(guān)系趨于平等(DeGoede,Branjeetal.,2009),父母支持與朋友支持的作用逐漸等同(DeGoede,Branje,Delsingetal.,2009),因此,從青少年早期到中期,孤獨(dú)感與父母支持的關(guān)系經(jīng)歷了從不密切到密切的過(guò)程。需要指出的是,上述發(fā)現(xiàn)顛覆了我們關(guān)于從青少年早期到中期父母支持作用下降、友誼支持作用上升的假設(shè),這可能是因?yàn)榍嗌倌暝缙诘挠H子沖突高峰導(dǎo)致了父母支持作用的相對(duì)低谷,加之青少年早期也是友誼親密性的相對(duì)高峰,從而出現(xiàn)了相反的情況。從抑郁的性質(zhì)和病理學(xué)看,抑郁與壓力的不可控制有關(guān)(張文新,2002;Strongman,2003/2006),父母和朋友的支持均會(huì)為青少年提供幫助來(lái)應(yīng)對(duì)、緩解壓力,從而減輕抑郁情緒。但正如Stice等人(2004)所認(rèn)為的,父母支持是預(yù)測(cè)抑郁的更好指標(biāo)可能是因?yàn)楦改笇?duì)于子女健康的情緒適應(yīng)負(fù)有不可推卸的責(zé)任,父母支持比同伴支持更穩(wěn)固,在青少年面臨壓力時(shí)也更能提供成熟的、切實(shí)的工具性幫助。此外,與女孩相比,男孩較少受親密友誼影響(Berndt&Keefe,1995;Rubinetal.,2004),且隨著年齡增長(zhǎng)和性別角色發(fā)展,女孩的關(guān)系取向和男孩的成就取向進(jìn)一步得到分化,這種性別差異在青少年中期可能比早期更為明顯,因此,到青少年中期,友誼支持仍顯著影響女孩卻不再影響男孩的抑郁情緒。4.3家庭支持和友誼支持的影響關(guān)于父母支持和朋友/同伴支持對(duì)青少年適應(yīng)的獨(dú)立影響以往有大量研究,但二者對(duì)青少年適應(yīng)的影響卻可能存在交互作用,有限的研究得出了至少三種交互影響模式:增強(qiáng)模式、補(bǔ)償模式和獨(dú)立模式(無(wú)交互作用)。本研究發(fā)現(xiàn),這些交互影響模式在青少年群體中都是存在的,但分別適用于不同的情況。首先,對(duì)青少年孤獨(dú)感的影響,友誼支持起主導(dǎo)作用,父母支持僅起“錦上添花”式的增強(qiáng)作用。具體表現(xiàn)為:高父母支持可增強(qiáng)高友誼支持的積極影響但不能補(bǔ)償?shù)陀颜x支持的消極影響(增強(qiáng)模式),而高友誼支持可補(bǔ)償?shù)透改钢С值南麡O影響(補(bǔ)償模式)。這些結(jié)果支持了我們的增強(qiáng)假設(shè)但有所補(bǔ)充,再一次驗(yàn)證了孤獨(dú)感與友誼的密切關(guān)系,凸顯了友誼支持對(duì)降低孤獨(dú)感的重要意義。親密友誼的缺失或質(zhì)量不良與孤獨(dú)感的產(chǎn)生有直接關(guān)系(Qualter&Munn,2002;seealsoAl-Yagon,2008),而且很可能無(wú)法為其它親密關(guān)系支持(如父母支持)所替代或填補(bǔ),由低友誼質(zhì)量所導(dǎo)致的孤獨(dú)感難以被父母支持所消弭。相反,盡管父母支持也會(huì)影響孤獨(dú)感,但當(dāng)父母支持較低時(shí),它的消極影響卻可以為友誼所補(bǔ)償。這與Bogaerts等人(2006)的研究結(jié)果相吻合。Bogaerts等人(2006)發(fā)現(xiàn),對(duì)孤獨(dú)感有強(qiáng)大影響的是同伴支持,父母支持對(duì)孤獨(dú)感的影響更多為同伴支持所中介。因此,要想降低青少年的孤獨(dú)感,高質(zhì)量的友誼關(guān)系是必不可少的,盡管父母支持可以錦上添花,但我們不能期待良好的親子關(guān)系可以彌補(bǔ)低友誼質(zhì)量給青少年造成的情緒損害。然而,對(duì)青少年抑郁的影響,父母支持和友誼支持似乎同樣重要,缺一不可。具體表現(xiàn)為:父母支持和友誼支持對(duì)抑郁的影響是一種相互增強(qiáng)模式,但任何一種支持都不能補(bǔ)償另一種支持對(duì)降低抑郁的消極影響。該結(jié)果部分支持了我們的假設(shè)。如前所述,抑郁與父母支持的關(guān)系更密切(Auerbachetal.,2011;Helsenetal.,2000;Sticeetal.,2004)。當(dāng)父母支持高時(shí),高友誼支持可起到錦上添花的增強(qiáng)作用,但當(dāng)父母支持低時(shí),高友誼支持無(wú)法補(bǔ)償?shù)透改钢С值南麡O影響,該結(jié)果與Young等人(2005)和Helsen等人(2000)的研究結(jié)果基本一致,再次說(shuō)明缺乏父母支持是發(fā)生或增加抑郁的高風(fēng)險(xiǎn)因素。由于青少年與他們的同性別最好朋友在抑郁癥狀上是相似的(Gilettaetal.,2011),因此,當(dāng)?shù)透改钢С謱?dǎo)致青少年抑郁時(shí),即使青少年轉(zhuǎn)而尋求朋友的支持,他們的那些好朋友也可能有較高的抑郁,即使友誼關(guān)系很好也并不能提供有效幫助(Youngetal.,2005)。然而,出乎我們意料的是,盡管我們?cè)偃龔?qiáng)調(diào)父母支持對(duì)于降低抑郁的重要性,但高父母支持卻無(wú)法補(bǔ)償?shù)陀颜x支持的消極影響。這也許可以用抑郁的壓力緩沖模型和相互作用模型來(lái)解釋。根據(jù)前者,社會(huì)支持可以是壓力的緩沖器;根據(jù)后者,社會(huì)支持缺乏是壓力的來(lái)源之一。或許,對(duì)于來(lái)自親密關(guān)系(而非一般關(guān)系,如同學(xué)關(guān)系)的支持來(lái)說(shuō),它們既可以充當(dāng)壓力的緩沖器,其缺乏也會(huì)成為壓力的來(lái)源。由于友誼對(duì)于早期青少年的特殊重要性,親密友誼的缺乏可能會(huì)導(dǎo)致較高