父亲和母亲自主支持的特点及其与青少年社会适应的关系：自尊的中介作用

孙洪蕊 柳铭心 张兴利,3 周晨浩,4 刁雅欣,3 包乃丽,3

(1 中国科学院行为科学重点实验室（中国科学院心理研究所），北京 100101) (2 中国儿童中心，北京 100035) (3 中国科学院大学心理学系，北京 100049) (4 首都师范大学心理学院，北京 100048)

自主支持（autonomy support）是指父母鼓励孩子做出自我认可的决定和选择的一种教养方式（Deci & Ryan, 1987），具体表现为承认孩子的观点和感受，提供做出选择的机会，尽可能提供有意义的指导并在引入规则或选择时做出有意义的解释，减少控制性语言和行为，如负罪感、爱的撤回等（Fousiani et al., 2014; Joussemet et al., 2008;Vasquez et al., 2016）。自主支持是自我决定理论（self-determination theory）框架中的重要概念。自我决定理论认为人具有积极地成长和自我调节的倾向，自主是人类的基本需求之一（Deci & Ryan,2000）。作为一种教养方式，自主支持更强调培养孩子的意志感和心理自由（即感觉自己有意志，是自己行为的来源），而不仅仅是培养孩子的独立性（Fousiani et al., 2014; Soenens et al., 2007）。

国内外诸多研究表明，父母是青少年社会化的重要媒介（Pinquart, 2017），父母自主支持与青少年积极社会适应有正向关系（唐芹 等, 2013; 吴妮妮, 姚梅林, 2013; Bean & Northrup, 2009; Duineveld et al., 2017; Vasquez et al., 2016），与内外化问题行为有负向关系（陈云祥 等, 2018; 邓林园 等, 2019;李若璇 等, 2019; van der Giessen et al., 2014）。青少年社会适应指个体在与社会环境的交互作用中，通过顺应环境、调控自我或改变环境，最终达到与社会环境保持和谐、平衡的动态关系，是个体在社会生活中的心理、社会协调状态的综合反映（邹泓 等, 2015）。它是一个多维概念且涉及多个领域，比如自我适应、人际适应、行为适应、环境适应等，评估体系还需从积极和消极两种状态对社会适应状况进行评价，因为积极适应和消极适应并非完全对立，良好的社会适应状况是高水平的积极适应和低水平的消极适应的综合反映（邹泓 等, 2012）。

已有研究发现母亲的自主支持可以显著促进青少年社会适应能力的发展（Soenens &Vansteenkiste, 2005）。来自纵向追踪研究的结果也发现母亲早期自主支持教养行为可以间接影响子女青春期社会适应能力的发展（Matte-Gagné et al.,2015）。前人研究多以父母或母亲自主支持为研究出发点，鲜少考察父亲在其中的作用，因此，本研究希望考察父亲和母亲的自主支持对青少年社会适应的影响机制，并进一步探讨父亲母亲自主支持的不同组合模式对青少年社会适应发展的影响。

自主支持教养条件下的青少年会拥有更多独立解决问题的机会，得到更多的倾听和尊重，因此会形成更积极的自我认知和评价（Bean &Northrup, 2009），从而具有更高的自尊（彭顺 等,2021; 张景焕 等, 2013; Deci & Ryan, 1995）。自尊（self-esteem）是个体在社会化过程中形成的对自我价值的情感体验和评价（潘颖秋, 2015）。良好的自尊作为青少年重要的内部心理资源，不仅能促进其更好的社会适应（钟琼瑶 等, 2017），而且在应对威胁和压力时起到保护和调节作用，同时也是接受和调动社会支持的前提（Ambriz et al.,2012）。已有研究发现，高自尊是成年人社会适应最强的预测因子（Neely-Prado et al., 2019）。而低自尊与青少年社交焦虑显著相关（张亚利 等, 2019），而且是吸烟、酗酒，以及手机、网络成瘾等不良适应行为的重要预测因素（Hale et al., 2015; Sariyska et al., 2014）。由此，本研究将探查自尊在父母自主支持与青少年社会适应之间是否存在中介作用。

综上所述，本研究探讨了青少年父母自主支持的发展特点、父母双亲自主支持与青少年社会适应之间的关系模式及其可能的中介机制，为家庭如何促进青少年的社会适应提供实证支持。

2.1 被试

采取方便取样的方法，对山东省无棣县6所中小学进行施测（1所高中、3所初中、2所小学）。共1981人完成问卷作答，其中93份问卷因答题时间少于150秒或明显作答不认真而被剔除，最终有效被试1888名，有效率95.3%。其中男生882人（46.7%），女生1006人（53.3%）。农村学生1225人（64.9%），县城学生663人（35.1%）。六年级259人（13.7%）、初一355人（18.8%）、初二370人（19.6%）、初三473人（25.1%）、高一243人（12.9%）、高二188人（10.0%），平均年龄为14.59±1.53岁。样本中父亲、母亲受教育水平在大专及以上者分别占11.4%和8.2%，高中及高中未毕业者占20.8%和16.2%，初中及初中未毕业者占54.7%和45.5%，小学及小学未毕业者占13.1%和30.1%。

2.2 研究工具

2.2.1 父母自主支持量表

采用Wang等（2007）修订的父母自主支持量表，共12个项目。量表采用1（“完全不符合”）到5（“完全符合”）的5点计分，量表得分为所有项目得分平均值，得分越高代表父母自主支持水平越高。在本研究中父亲和母亲自主支持量表的Cronbach’s α系数分别是0.93和0.91。

2.2.2 自尊量表

采用Rosenberg编制的自尊量表（Self-Esteem Scale, SES）中文版（汪向东 等, 1999），共10个项目。量表采用1（“完全不同意”）到4（“完全同意”）的4点计分，其中5个题目反向计分，即3、5、8、9、10题。量表得分为所有项目得分平均值，得分越高说明自尊水平越高。由于第8题在理解上存在文化差异，有研究者建议将其删除（田录梅, 2006），且在本研究中其修正后的项目与总计相关性为0.28（小于0.5），故删除第8题。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.88。

2.2.3 青少年社会适应状况评估问卷

采用邹泓等（2012）修订的青少年社会适应状况评估问卷，共50个项目，分为自我适应（自我肯定、自我烦扰）、人际适应（亲社会倾向、社会疏离）、行为适应（行事效率、违规行为）、环境适应（积极应对、消极退缩）4个领域，共8个维度。每个领域中的两个维度分别测量个体的积极适应和消极适应，可以提取出二阶因子积极适应和消极适应。采用1（“完全不符合”）到5（“完全符合”）的5点计分。消极适应维度全部采用反向计分，各维度得分为相应项目得分平均值。本研究中各维度的Cronbach’s α系数在0.80～0.94之间。

2.3 数据收集与分析

本研究采用问卷星施测。使用SPSS23.0统计软件对数据进行分析，利用其PROCESS v3.3组件的Model 4进行多元回归分析，采用偏差校正的百分位Bootstrap法进行中介效应检验，重复抽样5000次，计算95%的置信区间。

3.1 共同方法偏差检验结果

本研究的数据来源于自我报告，可能存在共同方法偏差。在数据收集过程中，采用匿名方式进行作答，以及部分项目使用反向计分进行控制。数据收集完成后对变量进行Harman单因素检验。因素分析共提取出16个特征根大于1的因子，第一个公因子的方差解释率为29.16%，低于临界值40%。因此，本研究不存在明显的共同方法偏差。

3.2 青少年父母自主支持的特点

父亲和母亲自主支持在年级上的平均值和标准差如表1所示。为了进一步考察父母自主支持的影响因素，将生源地（农村、县城）、年级（六年级至高二）作为组间变量，父母作为组内变量，对自主支持得分进行重复测量方差分析，效应量采用η2p估计（郑昊敏 等, 2011; Lakens, 2013）。

表1 青少年父母自主支持的描述性统计（M±SD）

结果显示，生源地对自主支持的主效应不显著，F(5, 1876)=1.39，p=0.238，η2p=0.001。年级对自主支持的主效应显著，F(5, 1876)=5.70，p＜0.001，η2p=0.015。父母对自主支持的主效应显著，F(1, 1876)=28.26，p＜0.001，η2p=0.015，父亲自主支持显著高于母亲自主支持。生源地、年级与父母对自主支持的交互效应不显著，F(5,1876)=0.87，p=0.501。生源地与父母对自主支持的交互效应不显著，F(1, 1876)=0.42，p=0.515。年级与父母对自主支持的交互效应显著，F(5,1876)=3.22，p＜0.01，η2p=0.009。简单效应分析发现，小学六年级（p＜0.001）、初一（p＜0.001）、初二（p＜0.001）年级的青少年感受到的父亲自主支持显著高于母亲自主支持，初三（p=0.148）、高一（p=0.529）、高二（p=0.999）年级的青少年感受到的父亲和母亲间自主支持无显著差异。此外不同年级的青少年之间感受到的母亲自主支持存在显著差异（p＜0.001），小学六年级的青少年感受到的母亲自主支持显著高于初一（p=0.003）、初二（p=0.001）和初三（p=0.030）的青少年，高二的青少年感受到的母亲自主支持显著高于初一（p＜0.001）、初二（p＜0.001）、初三（p＜0.001）和高一（p=0.014）的青少年；
不同年级的青少年之间感受到的父亲自主支持存在显著差异（p＜0.001），小学六年级的青少年感受到的父亲自主支持显著高于初一（p=0.008）、初二（p＜0.001）、初三（p＜0.001）和高一（p=0.013）的青少年，高二的青少年感受到的父亲自主支持显著高于初一（p=0.030）、初二（p=0.004）、初三（p=0.002）和高一（p=0.037）的青少年。见图1。

图1 不同年级青少年感受到的父母自主支持

3.3 父母自主支持的不同组合模式下青少年社会适应发展结果

采用中位数分割法（Tan & Goldberg, 2009），把父亲、母亲自主支持分别划分为高分组和低分组，并进行四种不同组合：第1组，双低组；
第2组，父高母低组；
第3组，父低母高组；
第4组，双高组。方差分析结果发现，在自尊、社会适应的自我、人际、行为、环境四领域及积极适应、消极适应这些变量上，自主支持不同组合的主效应都显著。事后检验结果表明第4组显著大于1、2、3组，2、3组显著大于第1组，2、3组间无显著差异（见表2）。

表2 四种父母自主支持模式下的青少年社会适应发展（M±SD）

3.4 青少年社会适应、自尊与父母自主支持的相关分析

相关分析结果显示（见表3）：父亲、母亲自主支持与青少年社会适应总分，及自我适应、人际适应、行为适应、环境适应的四个领域发展均显著正相关；
与积极适应显著正相关，与消极适应显著负相关。自尊也与青少年社会适应总分，及自我适应、人际适应、行为适应、环境适应的四个领域发展均显著正相关；
与积极适应显著正相关，与消极适应显著负相关。

表3 青少年社会适应、自尊与父母自主支持的相关分析表

3.5 自尊的中介作用

在控制生源地、年级、性别、父亲和母亲受教育水平条件下，使用SPSS中PROCESS v3.3组件的Model 4进行多元回归分析，结果表明母亲、父亲自主支持对青少年社会适应具有显著的正向预测作用（β母亲=0.18,p＜0.001; β父亲=0.14,p＜0.001），自尊对社会适应具有显著的正向预测作用（β=0.63,p＜0.001）（见表4）。

表4 中介模型的回归分析（标准化）

对自尊在母亲、父亲自主支持与青少年社会适应之间的中介效应进行分析表明，自尊在母亲自主支持对社会适应影响中的间接效应为 0.16，且其Bootstrap 95%置信区间不包含0，表明自尊在母亲自主支持与社会适应之间的中介效应显著。自尊在父亲自主支持对社会适应影响中的间接效应为0.14，且其在父亲自主支持与社会适应之间的中介效应也显著（见表5）。

表5 中介效应的Bootstrap检验结果

本研究发现青少年感知到父亲和母亲自主支持发展趋势一致，均表现出先下降后上升的趋势，初一初二时期，父母自主支持水平降低，可能由于在小学阶段父母以控制行为为主，而孩子进入初中以后父母没有及时调整自己的教养方式，给予青少年的自主支持不足；
也有可能是因为青少年进入青春期，自我意识增强，亲子矛盾增多（De Goede et al., 2009），青少年感知父母的自主支持能力减弱。这也提醒父母应特别重视此阶段青少年的成长，一个人从童年期到青少年期会经历很多生理和心理的变化，父母必须及时调整自己的教养方式（王丽, 傅金芝, 2005），给予青少年更多的自主支持，以促进其健康发展。进入高中后，父母自主支持水平呈现上升的趋势，原因可能是本次调查的高中是寄宿学校，青少年离开家以后得到更多自主的机会，而且父母也逐渐认识到培养青少年自主性的重要性（Rogers et al.,2020），从而达到供需更加平衡的状态。

本研究发现，小学六年级以及初一、初二年级的青少年感知到父亲自主支持显著高于母亲的自主支持，这跟西方国家研究结果是不一致的（Duineveld et al., 2017）。可能由于文化差异，在中国还是以“男主外，女主内”传统模式居多，母亲关注和参与孩子的生活学习更多，对孩子的管教行为也更多，所以相对于父亲，青少年与母亲的冲突更多（方晓义, 董奇, 1998）；
而父亲虽然可能与孩子的接触时间少，但是由于现代父亲育儿观念及方式的转变，孩子对父亲的心理亲近感很高（李晓珊, 2017）。本研究还发现在高中阶段，父亲和母亲自主支持间没有显著差异，可能是此次调查的高中学生在学校居住，与父母接触时间少，所以对父母之间的差异感受不敏感。

本研究结果表明，父亲、母亲自主支持水平越高，青少年自尊水平越高，总体社会适应能力，以及在自我适应、人际适应、行为适应、环境适应四个领域内都有更好的表现，而且青少年在积极适应方面发展越好，其消极适应方面的问题越少。这说明自主支持不论来自于父亲还是母亲，对青少年的成长都是有益的。本研究结果很好地支持了自我决定理论，父母的自主支持使青少年体验到自己是行为的发起者，激发了他们的内在动机；
面对父母的建议或指导时，他们也会有一个更开放的心态，更有可能去接受，并将父母的价值观内化并融合到自己内心中，从而表现出更多的积极行为（Ryan & Deci, 2000）。而如果青少年感觉自己行为是被控制的，他们更有可能通过违抗和不服从父母来捍卫他们的自主性（van Petegem et al., 2015）。

本研究发现能得到父亲和母亲两种高自主支持的青少年在社会适应各维度及自尊的发展上显著好于其他3组，这说明高父亲自主支持和高母亲自主支持产生了积极的累加效应。此结果与以往研究一致（Vasquez et al., 2016）。一项对36篇有关父母自主支持研究文献的元分析发现，能得到父亲和母亲双重自主支持的青少年学业成就及心理健康发展更好（Vasquez et al., 2016）。此结果在其他领域得到一定的研究支持。一项考察育儿风格的研究也发现，父母双方都采用权威型教养方式的青少年表现出较少的偏差行为（如逃学、攻击行为、偷盗和物质使用）、较低的抑郁得分以及较高的学校投入（如学校兴趣、师生关系、作业完成度等）（Simons & Conger, 2007），而且父母参与水平对儿童的学校适应的影响也有类似效应（Tan & Goldberg, 2009）。所以在青少年的成长之路上，父亲和母亲最好都能参与进来，并给予青少年自主支持。

本研究还发现父亲和母亲自主支持不仅可以直接促进青少年社会适应，还可以通过提高自尊间接促进其发展，与假设一致。这是由于青少年感知到的自主支持有助于构建一个连贯的自我意识，有较高的自我价值感，能够对自己的态度、情感以及评价保持肯定，进而有助于形成高水平的自尊（彭顺 等, 2021; Deci & Ryan, 1995）。而具有较高自尊水平的青少年在自我肯定、亲社会倾向、行事效率、积极应对等方面发展得更好，个体能够通过不断地学习、与他人交往来提升自己的社会适应能力（钟琼瑶 等, 2017）。

本研究的理论和应用价值主要有以下几点。自主支持这种教养方式可以提高青少年自尊及社会适应，有利于青少年的成长，值得推广学习。根据自主支持的年级发展特点，家长要及时调整教养方式。本研究还综合考虑父亲和母亲自主支持作用并发现，对青少年来说，父亲和母亲自主支持可以相互补偿，所以一定要重视父亲的作用，鼓励父亲更多地参与青少年的成长。本研究仍存在一些不足，首先在取样上，样本均来自县城和农村，虽然样本量较大，但相对同质，还需在其他样本中进一步验证。其次，本研究中父母自主支持均由青少年报告，但青少年感知到的自主支持与父母实际提供的自主支持间是否有差异，还需进一步探讨。

（1）青少年感知到父亲和母亲自主支持发展趋势一致，均表现出先下降后上升的趋势，并在初二时期出现拐点。（2）父亲和母亲的自主支持与青少年自尊及社会适应各领域的发展均呈正相关，而且父亲和母亲自主支持的作用不仅具有累加效应，还可以相互补偿。（3）自尊在父、母自主支持和社会适应之间均起部分中介作用。

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