父母拒绝与青少年疏离感的关系：一个有调节的中介模型

摘要：为探讨父母拒绝与青少年疏离感的关系，及情绪智力、社会支持在父母拒绝和青少年疏离感间的内在作用机制，采用简式父母教养方式问卷、青少年学生疏离感量表、情绪智力量表和领悟社会支持量表，对263名中学生进行调查。结果发现：父母拒绝显著正向预测青少年疏离感;情绪智力在父母拒绝与青少年疏离感的关系中起部分中介作用;社会支持在中介模型的直接路径和前半段路径上起调节作用，当社会支持水平较高时，父母拒绝对情绪智力的负向预测作用和对疏离感的正向预测作用增强。

关键词：父母拒绝;疏离感;情绪智力;社会支持

中图分类号：G44 文献标识码：A 文章编号：1671-2684（2022）05-0009-07

一、引言

疏离感（alienation）是个体与周围的人、社会、自然及自己等种种关系网络之间，由于正常的关系发生疏远，甚至被支配、控制，从而使个体产生了社会孤立感、不可控感、无意义感、压迫拘束感、自我疏离感等消极的情感[1]。青少年是疏离感发生的高危时期，且疏离感强的青少年更有可能出现抑郁、情绪失调、高风险行为、违法行为等问题[2-5]。因此，研究青少年疏离感，对预防和干预青少年高疏离感，维护青少年心理健康具有重要的理论和实践意义。

父母拒绝（parental rejection）是指父母对子女缺乏关爱，并对子女施以多种身体和心理上的伤害性行为和情感，主要表现为忽视冷漠、冷酷无情、敌对攻击、未分化的拒绝四种形式[6]。人类发展生态学理论（the ecology of human development）认为，儿童所处的生态环境由若干镶嵌在一起的系统组成，家庭等微观系统（microsystem）能够直接影响青少年的发展[7]。当个体在家庭中体验到较多的来自父母的忽视、冷漠时，他们会在与他人交往时，潜意识里重复家庭中的自我评价方式或应对方式[7-9]。有实证研究发现，父母拒绝能显著正向预测个体的疏离感[10-13]。并且，被父母拒绝的儿童更倾向于报告自己态度冷漠、对世界持负面态度等[6，14]。综上所述，本研究提出假设H1：父母拒绝正向预测青少年疏离感。

情绪智力（emotional intelligence）是一种加工和处理情绪信息的综合能力，它能帮助个体更好地感知、使用并调节自我和他人的情绪，从而减少消极情感[15-16]。青少年到了中学阶段，情绪智力有明显的成长和变化，该时期是情绪智力发展的关键时期[17]。有研究发现，高情绪智力的个体往往具有更低的疏离感[18-20]。此外，根据情绪智力的能力模型（ability model），情绪智力作为一种能力，必然会受到后天经验及重要他人的影响，其中父母的影响不可忽视，这一点也得到以往研究的证实[21-23]。由此本研究提出假设H2：青少年情绪智力在父母拒绝和疏离感之间起中介作用。

社会支持是指来自家庭、亲友和社会其他方面对个体的精神和物质上的慰藉、关怀、尊重和帮助[24]。进入青春期以后，个体与父母相处时间减少，同伴、教师等社会支持逐渐成为青少年主要的支持来源之一[25]。根据人类发展生态学理论，青少年直接参与的家庭及学校等微系统之间相互联系、相互影响，共同影响个体的心理发展[7]。同时，当人们在生活的某个方面感受到疏离时，多数人会寻求在生活其他方面获得支持和安慰[26]。已有实证研究表明，社会支持对于促进青少年情绪智力发展，减少青少年疏离感起着重要的作用，但目前少有研究探讨社会支持在父母拒绝影响青少年情绪智力和疏离感机制中的调节作用[27-28]。因此，本研究结合以往理论研究基础，提出假设H3：社会支持在父母拒绝对青少年疏离感影响的直接路径和前半路径上起调节作用。见图1。

二、研究方法

（一）被试

采用方便取样法，选取山东省济南市某十二年一贯制学校初一到高三的学生共272名，删除极端数据后，获得有效样本量263，平均年龄为14.89岁（SD=1.57）。其中，男生83人（31.56%），女生180人（68.44%）;初一至高三年级学生分别为45人（17.11%）、46人（17.49%）、44人（16.73%）、65人（24.71%）、47人（17.87%）、16人（6.08%）;独生子女145人（55.13%）。

（二）研究工具

1. 父母拒绝分量表

采用由蒋奖、鲁峥嵘和蒋苾菁等[29]修订的简式父母教养方式问卷中的父母拒绝分量表测量青少年的父母拒绝水平，父亲拒绝和母亲拒绝分别包含6个项目，共12个项目，如“父/母常常在我不知道原因的情况下对我大发脾气”。采用李克特4点计分，1表示“从不”，4表示“总是”。以父亲拒绝和母亲拒绝的平均数作为最终的父母拒绝得分，分数越高说明青少年感知到的父母拒绝越多。本研究中，该量表拟合情况良好：x2/df=2.02，CFI= 0.98，IFI=0.98，RMSEA=0.06，表明具有良好的结构效度;父母拒绝量表的Cronbach's α系数为0.89，其中父亲拒绝的Cronbach's α系数为0.82，母亲拒绝的Cronbach's α系数为0.81，信效度良好。

2.青少年学生疏离感量表

采用由杨东、张进辅和黄希庭[1]编制的青少年学生疏离感量表测量青少年的疏离感水平，该量表包含社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感三个分量表，共52个项目，如“我感到自己孤独一人”。采用李克特7点计分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，分数越高说明青少年的疏离感水平越高。本研究中，该量表拟合情况良好：x2/df=2.09，CFI=0.90，IFI=0.90，RMSEA=0.06，表明具有良好的结构效度;三个分量表的Cronbach's α系数分别为0.92、0.82、0.85，总体Cronbach's α系数为0.95，信效度良好。

3. 情绪智力量表

采用由Schutte、Malouff和Hall等[30]编制，王才康[31]翻译的中文版情绪智力量表测量青少年的情绪智力，该量表包含情绪感知、自我情绪调控、他人情绪调控和情绪运用四个分量表，共33个项目，如“我能清楚意识到自己体验的情绪”。采用李克特5点计分，1表示“很不符合”，5表示“完全符合”，分数越高说明青少年的情绪智力水平越高。本研究中，该量表拟合情况良好：χ2/df=1.87，CFI=0.89，IFI=0.89，RMSEA=0.06，表明具有良好的结构效度;四个分量表的Cronbach's α系数分别为0.76、0.65、0.74、0.66，总体Cronbach's α系数为0.90，信效度良好。

4.领悟社会支持量表

采用领悟社会支持量表中的朋友支持和其他支持分量表[32]测量青少年的社会支持。原量表由Zimet等编制，分为家庭支持、朋友支持和其他支持三个分量表;姜乾金等经过因素分析后，结果发现仅获得两个主成分，即家庭内支持和家庭外支持，前者对应原量表中的家庭支持项目，后者则对应原量表中的朋友支持和其他支持项目，这一结论也得到其他研究者的证实[28，33]。本研究仅使用朋友支持和其他支持分量表对家庭外支持进行测量，这两个分量表分别包含4个项目，共8个项目。本研究将其他支持分量表中“领导、亲戚、同事”的说法进行了改动，改为“老师、同学、亲戚”，如“在我遇到问题时，有些人（老师、同学、亲戚）会出现在我的身旁”。采用李克特7点计分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，分数越高说明青少年感受到的社会支持越多。本研究中，该量表拟合情况良好：χ2/df=2.43，CFI=0.99，IFI=0.99，RMSEA=0.07，表明具有良好的结构效度;两个分量表的Cronbach's α系数分别为0.93、0.90，总体Cronbach's α系数为0.95。

5. 家庭社会经济地位

本研究中，家庭社会经济地位（SES）由父亲受教育水平、母亲受教育水平和家庭年收入组成，共3个项目，由青少年进行报告。参照范兴华、方晓义和刘杨等[34]的研究，将三道题目的分数转化为标准分数后，进行主成分分析，并根据下列公式合成SES变量：SES=（β1×Z父亲受教育水平+β2×Z母亲受教育水平+β3×Z家庭年收入）/εf。其中，β1、β2、β3为因子载荷，f为第一个因子的特征根。在合成后的SES变量上得分越高，说明青少年的家庭社会经济地位越高。本研究中，被试合成后的SES平均数为0.00，标准差为0.82，总分范围在-2.32～1.48之间。

（三）施测程序与数据处理

问卷由教师在班级群内发放，学生自愿填写。问卷回收后，采用SPSS 22.0对数据进行录入、整理，采用Amos 26.0对问卷进行验证性因素分析，采用SPSS 22.0及其PROCESS宏程序进行描述统计及有调节的中介模型检验。

三、研究结果

（一）共同方法偏差检验

由于本研究所有变量的数据均来自被试的自我报告，可能存在共同方法偏差，因此需要进行共同方法偏差检验。使用Harman单因子检验法对所有题项进行探索性因子分析，结果显示，特征值大于1的因子共有27个，第一个因子解释的变异量为31.28%，小于40%的临界标准，故可认为不存在严重的共同方法偏差。

（二）描述统计和相关分析

相关分析结果显示，父母拒绝、疏离感、情绪智力和社会支持这四个变量间均存在显著相关，各变量均值、标准差以及相关矩阵见表1。

（三）情绪智力的中介作用检验

将性别、年级、生源地、家庭社会经济地位作为控制变量，使用SPSS 22.0宏程序PROCESS模型4进行中介效应检验。如表2所示，父母拒绝能显著正向预测疏离感（β=0.53，t=8.06，p<0.001）;父母拒绝能显著负向预测情绪智力（β=-0.23，t=-3.24，p<0.01）;当父母拒绝与情绪智力一同预测疏离感时，情绪智力对疏离感的负向预测作用显著（β=-0.27，t=-4.79，p<0.001），父母拒绝对疏离感的正向预测作用仍然显著（β=0.47，t=7.28，p<0.001）。结果表明，情绪智力在父母拒绝与疏离感之间起部分中介作用，95%的Bootstrap置信区间不包含0，中介效应值为0.06，中介效应占总效应的11%。

（四）社会支持的调节作用检验

使用SPSS 22.0宏程序PROCESS模型8进行有调节的中介模型检验。如表3所示，父母拒绝与社会支持的交互项对情绪智力的预测显著（β=-0.13，t=-2.53，p<0.05），父母拒绝与社会支持的交互项对疏离感的预测显著（β=0.11，t=2.28，p<0.05）。由此可知，社会支持在中介模型的前半路径和直接效应上的调节作用显著。

随后，分别将社会支持得分按正负一个标准差的标准分为高、低两组并绘制简单效应分析图（见图2、图3）。由图2可知，在中介效应直接路径中，随着青少年社会支持的提高，父母拒绝对青少年疏离感的预测作用增强。具体而言，对于社会支持较高的青少年，父母拒绝对疏离感具有正向预测作用（β=0.49，t=4.70，p<0.001）;而对于社会支持较低的青少年，父母拒绝虽也能正向预测疏离感，但预测作用较小（β=0.26，t=3.67，p<0.001）。由图3可知，在中介效应前半路径中，低社会支持（β=0.13，t=1.75，p<0.05）和高社会支持（β=0.13，t=1.20，p<0.05）条件下，父母拒绝对青少年情绪智力的预测作用均不显著。

四、讨论

本研究考察了父母拒绝对青少年疏离感的影响，结果显示，父母拒绝能正向预测青少年疏离感，与以往研究结果一致[10-12]。在此基础上，本研究还构建了一个有调节的中介模型，探讨了父母拒绝“如何”影响青少年疏离感（情绪智力的中介作用），以及“何种情况下”影响青少年疏离感（社会支持的调节作用）。本研究的结果有利于更好地理解青少年疏离感的影响机制，为预防和干预青少年高疏离感提供依据。