兒童中期和青春期早期獨處偏好與心理適應之關系：有調節的中介效應*

劉俊升 周 穎 李 丹 陳欣銀

(1上海師范大學心理學系, 上海 200234) (2中國浦東干部學院教研部, 上海 201204)(3賓夕法尼亞大學教育學院, 美國費城 19104-6216)

1 引言

自 20世紀80年代開始, 有關社會退縮(social withdrawal)的研究受到了研究者們的廣泛關注(Rubin, Coplan, & Bowker, 2009)。所謂社會退縮泛指兒童在社會情境中表現出來的獨處行為(solitary behavior), 并且這種獨處的行為表現不是因為被同伴孤立這一外部因素所導致, 而是有其內在的動機(Rubin et al., 2009)。研究發現, 兒童選擇獨處的內在動機有很大的差異。相應地, 社會退縮也可以分為不同的亞類型(Coplan, Prakash, O’Neil, & Armer,2004)。其中一類兒童對社會交往的趨近和回避動機都很低, 他們對社會交往沒有太大的興趣, 更愿意獨自活動。研究者通常采用不愛社交(unsociability)、社交淡漠(social disinterest)等術語來指代這一特定的社會退縮亞類型。而由于上述兩個術語均有消極的涵義, 越來越多的研究者開始采用獨處偏好(preference for solitude)來指代這類社會退縮的兒童(Goossens, 2014)。

獨處偏好的適應功能是研究者關注的重要問題。從現有的研究結果來看, 獨處偏好與心理適應的關系似乎存在文化特異性。西方的研究結果表明,獨處偏好似乎與心理適應不良沒有直接的聯系(Coplan & Weeks, 2010; Bowker & Raja, 2011;Coplan et al., 2013)。而針對中國兒童青少年的幾項研究則發現, 獨處偏好與心理、社會和學校適應不良密切相關(Chen, Wang, & Cao, 2011; Liu et al.,2014; 苑春永, 邵愛惠, 梁麗嬋, 邊玉芳, 2014)。Chen等人(2011)認為, 西方社會強調自主、獨立以及個人目標的達成, 在這種情境下, 選擇獨處可能只是被視作個人選擇的一種表達, 并不意味著社交技能差或者不成熟。而中國社會強調相互依賴和群體依附(Greenfield, Suzuki, & Rothstein-Fisch,2006)。在這種情境下, 個體如果有意識地與群體保持距離, 可能會被視作與集體利益不符, 也有可能被視作自私或問題行為的表現(Chen, 2008)。這可能是導致獨處偏好的適應功能存在文化差異的原因。

需指出的是, 目前針對中國兒童的研究均采用了同伴提名的方法來考察獨處偏好, 而對西方兒童獨處偏好的測量則多采用自我報告的方法。方法上的不一致使得結果的可比性受到一定的影響, 進而導致獨處偏好適應功能存在文化特異性的研究結論存在不確定性。從研究方法來說, 同伴提名雖然采用了參與者的視角, 并且信息的來源比較廣泛,但無法反映個體的主觀經驗和內在的社會動機(Spangler & Gazelle, 2009)。獨處偏好主要反映的是個人的社會取向, 因而, 自我報告的方法可以提供很有意義的內在動機信息。基于此, 本研究擬采用自我報告法考察中國兒童獨處偏好的發展及其與心理適應各指標的關系, 從而進一步驗證已有研究所揭示的獨處偏好適應功能存在文化特異性的結論。

此外, 我們還將考察同伴接納在獨處偏好與心理適應之間所起的中介作用以及年齡階段對這一中介作用的調節。根據情境發展觀(the contextualdevelopmental perspective), 社會行為的適應功能之所以存在文化差異, 是因為不同文化情境中的同伴和成人對特定行為的態度和反應存在差異。而這種態度和反應最終影響了兒童在特定文化情境中的適應狀況(Chen & French, 2008; Chen, 2012)。也就是說, 社會互動在兒童行為與適應結果之間扮演著重要的中介作用。具體而言, 在社會互動過程中,同伴和成人會依據自己的信念和價值觀對個體的行為做出評判。在此基礎上, 他們會對表現出相應行為的兒童做出特定的行為反應或表達相應的態度。而他人的評價和反應又會調節兒童的行為, 并影響其適應的結果。對于兒童青少年來說, 與同伴的互動是其社會互動的重要組成部分(Rubin et al.,2009)。獨處偏好之所以與心理適應不良相聯系, 很有可能是因為這種行為特征難以被同伴所接受, 從而誘發心理適應不良。也就是說, 同伴接納在獨處偏好與心理適應之間很有可能扮演著重要的中介作用。

同伴對獨處偏好行為的接納程度并非穩定不變, 而是處于不斷的變化當中。對于個體成長而言,青春期早期是一個特殊的發展階段。在這一時期,伴隨著生理的成熟, 個體對自主和獨立的需求逐漸顯現(Collins & Steinberg, 2006), 他們也開始逐漸重視私人的空間和獨處的時間(Larson, 1997;Marcoen, Goossens, & Caes, 1987), 其應對獨處的能力也有了很大的提升(Marcoen & Goossens, 1993)。在這種情況下, 相比于兒童中期的兒童, 青春期早期的個體由于意識到自身的自主需求, 很有可能會更加理解和尊重獨處偏好兒童的選擇, 從而在一定程度上接納這類兒童。如此一來, 獨處偏好經過同伴接納影響心理適應的中介作用很有可能受年齡因素的調節。相比于兒童中期, 在青春期早期, 獨處偏好經由同伴接納影響心理適應的效應可能會大大降低, 甚至消失。也就是說, 獨處偏好與心理適應之間可能存在有調節的中介效應(如圖1所示)。

圖1 研究的基本假設

情境發展觀為獨處偏好適應功能的文化特異性提供了很好的解釋, 但已有研究多是將同伴接納作為適應的指標之一, 很少考察其在個體行為與心理適應結果之間的中介作用。不僅如此, 已有關于社會退縮的研究多關注兒童早期和兒童中期的個體, 很少有研究考察兒童中期與青春期早期個體退縮行為適應功能的差異。基于此, 本研究擬選取兒童中期和青春期早期的被試, 考察獨處偏好與心理適應的關系及其背后的作用機制。考慮到獨處偏好的本質以及中國文化的特點, 我們預測, 在中國兒童青少年中, 獨處偏好與心理適應不良相聯系。基于情境發展觀, 我們認為這種聯系在一定程度上以同伴接納為中介。最后, 基于青春期早期個體對獨處時間的逐漸重視, 我們預測上述中介作用會受年齡階段的調節。對于青春期早期的個體而言, 獨處偏好經由同伴接納影響心理適應的效應會大大降低, 甚至消失。

2 方法

2.1 被試

采用簡單隨機整群抽樣法, 選取上海市兩所小學和兩所中學的3～4年級和7～8年級學生為研究對象。首先委托教師發放介紹本研究的《家長知情同意書》, 由父母簽名后再由教師收回轉交給研究人員。98%的父母同意孩子參加本項研究。在此基礎上, 發放問卷 1046份, 回收有效問卷 1026份, 回收有效率為98%。卡方檢驗表明, 性別分布不存在年級差異, χ= 2.56, p > 0.05。其中, 小學3～4年級被試564人, 平均年齡為9.35歲, SD = 8.51個月;初中7～8年級被試462人, 平均年齡13.35歲, SD =8.10個月。

2.2 工具

2.2.1 獨處偏好量表

采用 Coplan等人(2013)編制的自評獨處偏好量表(Preference for Solitude Scale)測量兒童的獨處偏好程度。該量表由7個項目組成(如“我喜歡自己一個人待著”), 采用5級記分。計算7個項目的平均分, 所得分數越高表明獨處偏好的程度越強。量表的翻譯由賓夕法尼亞大學陳欣銀教授完成, 并經過翻譯-回譯過程, 最后經過發展心理學專業多名教授評估, 認為語言表述沒有不妥之處。探索性因素分析結果表明, 特征根大于 1的因子只有一個,可解釋總體方差的 49.47%。各個項目的因子載荷在 0.56至 0.81之間。在本研究中, 該量表在 3～4年級被試中的內部一致性系數為0.75, 在7～8年級被試中的內部一致性系數為0.88。

2.2.2 同伴提名

采用同伴提名的方式, 要求被試各提名三位最喜歡一起玩和三位最不喜歡一起玩的同班同學。每名被試得到的積極提名和消極提名總數以班級為單位標準化, 并參照 Coie, Dodge和 Coppotelli(1982)的程序, 將積極提名標準分與消極提名標準分做相減, 所得分數反映了兒童被同伴接納的程度。同伴提名被廣泛應用于不同文化背景下兒童同伴接納程度的測量(Chen et al., 2011), 是一種非常有效的測量方法。

2.2.3 兒童孤獨感量表

采用 Asher等人編制的伊利諾斯孤獨感量表(Illinois Loneliness Questionnaire)測量兒童的孤獨感水平。該量表由16個項目組成(如“我覺得孤獨”等)。量表采用5級記分, 反向題轉換之后, 計算16個項目的平均分, 所得分數越高, 表明孤獨感越強烈。伊利諾斯孤獨感量表已經被廣泛應用于中國兒童的研究, 具有較高的信效度(Liu, Chen, Li, &French, 2012)。在本研究中, 該量表在3～4年級被試中的內部一致性系數為0.87, 在7～8年級被試中的內部一致性系數為0.91。

2.2.4 兒童抑郁量表

采用Kovacs編制、Chen, Cen, Li和He (2005)修訂的兒童抑郁量表(Childhood Depression Inventory)測量被試的抑郁水平。該量表共包括14個項目, 涵蓋睡眠失調、食欲不振、自殺意念等多種典型的抑郁癥狀。量表采用 3級記分, 反向題轉換之后, 計算14個項目的平均分, 所得分數越高, 表明抑郁水平越高。兒童抑郁量表已經被廣泛應用于中國兒童研究, 具有較高的信效度(Chen et al., 2005; Liu et al., 2014)。在本研究中, 該量表在3～4年級被試中的內部一致性系數為0.80, 在7～8年級被試中的內部一致性系數為0.85。

2.2.5 兒童自我覺知量表

采用Harter編制、Chen等人(2005)翻譯并修訂的兒童自我覺知量表(Self-Perception Profile for Children)測量被試的自尊水平。該量表共36題, 采用5級記分, 包含整體自尊、社交自尊、認知自尊等6個維度。本研究只選用整體自尊這一維度。均分越高, 表示自尊水平越高。已有研究表明, 該量表具有良好的信度和效度(Chen et al., 2005)。在本研究中, 該量表在3～4年級被試中的內部一致性系數為0.74, 在7～8年級被試中的內部一致性系數為0.83。

2.3 程序

首先對承擔測試任務的發展與教育心理學專業研究生進行注意事項和指導語的培訓。然后, 以班級為單位組織施測, 施測后當即收回問卷。在指導語中向被試說明本次調查的目的, 并承諾會對被試的回答保密。參加測試的兒童在測查后都會獲得一份精美的小禮物。

3 結果

3.1 各變量的描述性統計結果

各研究變量的均值和標準差如表1所示。

表1 各研究變量的均值和標準差(M ± SD)

以性別(0 = 男, 1 = 女)和年齡階段(0 = 兒童中期, 1 = 青春期早期)為自變量, 獨處偏好、同伴接納、孤獨、抑郁、自尊為因變量做多元方差分析(MANOVA)。結果表明：性別的主效應顯著, Wilks’λ = 0.98, F(5, 1018) = 5.24, p < 0.001, η= 0.03; 年齡階段的主效應顯著, Wilks’λ = 0.93, F(5, 1018) =16.50, p < 0.001, η= 0.08; 性別和年齡階段的交互作用不顯著, Wilks’λ = 0.99, F(5, 1018) = 1.32, p >0.05, η= 0.01。

進一步單因變量方差分析結果表明, 同伴接納的性別差異顯著, F(1, 1022) = 19.44, p < 0.001, η=0.02, 女生的同伴接納得分顯著高于男生; 孤獨的性別差異顯著, F(1, 1022) = 11.36, p < 0.01, η=0.01, 男生的孤獨感得分顯著高于女生; 抑郁的性別差異顯著, F(1, 1022) = 6.47, p < 0.05, η= 0.01,男生的抑郁水平顯著高于女生。獨處偏好的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) = 39.80, p < 0.001, η= 0.04,青春期早期獨處偏好得分顯著高于兒童中期; 孤獨的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) = 18.39, p < 0.01,η= 0.02, 青春期早期的孤獨水平顯著高于兒童中期; 抑郁的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) = 48.98,p < 0.001, η= 0.05, 青春期早期的抑郁水平顯著高于兒童中期; 自尊的年齡階段差異顯著, F(1, 1022) =34.31, p < 0.001, η= 0.03, 青春期早期的自尊水平顯著低于兒童中期。兩個年齡階段各研究變量之間的相關如表2所示。在兩個年齡階段, 獨處偏好均與孤獨、抑郁顯著正相關, 而與自尊顯著負相關,說明其可能是兒童心理適應的風險因子。同伴接納則均與孤獨、抑郁顯著負相關, 而與自尊顯著正相關, 說明其可能是兒童心理適應的保護因子。

表2 各研究變量之間的相關

3.2 獨處偏好與心理適應的關系：有調節的中介效應檢驗

初步分析結果表明, 獨處偏好與同伴接納及心理適應各指標的關系不存在顯著的性別差異, 因此在后面的分析中將男女被試的數據合并使用。參照溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的檢驗方法, 考察獨處偏好與心理適應各指標的關系, 同伴接納在上述關系中的中介效應以及年齡階段對該中介作用前半路徑的調節效應。除年齡階段外, 將所有變量做標準化處理, 所有運算均通過SPSS宏程序PROCESS 2.1 (Hayes, 2013)完成。

首先, 檢驗獨處偏好對心理適應各變量的直接效應是否受年齡階段的調節。檢驗的回歸方程為Y =c+ c獨處偏好 + c年齡階段 + c獨處偏好*年齡階段 + e(方程一)。結果表明, 獨處偏好對孤獨的效應顯著, β = 0.33, t = 7.68, 95%置信區間為[0.24,0.42], p < 0.001, 獨處偏好與年齡階段的交互作用項對孤獨的效應不顯著, β = ?0.03, t = ?0.60, 95%置信區間為[?0.15, 0.08], p > 0.05; 獨處偏好對抑郁的效應顯著, β = 0.26, t = 6.03, 95%置信區間為[0.18, 0.35], p < 0.001, 獨處偏好與年齡階段的交互作用項對抑郁的效應不顯著, β = ?0.003, t =?0.04, 95%置信區間為[?0.12, 0.12], p > 0.05; 獨處偏好對自尊的效應顯著, β = ?0.20, t = ?4.47, 95%置信區間為[?0.29, ?0.11], p < 0.001, 獨處偏好與年齡階段的交互作用項對自尊的效應不顯著, β = 0.04, t =0.70, 95%置信區間為[?0.08, 0.16], p > 0.05。獨處偏好與心理適應各指標的直接效應不受年齡階段調節。

接下來, 建立有調節的中介模型, 檢驗獨處偏好經過同伴接納對心理適應各指標的中介效應是否受年齡階段的調節。檢驗方程分別為：同伴接納= a+ a獨處偏好 + a年齡階段 + a獨處偏好×年齡階段 + e(方程二)和 Y = c’ + c’獨處偏好 + b同伴接納 + e(方程三)。方程二的檢驗結果表明,獨處偏好對同伴接納的效應顯著, β = ?0.21, t =?4.55, 95%置信區間為[?0.30, ?0.12], p < 0.001, 獨處偏好與年齡階段的交互作用項對同伴接納的效應顯著, β = 0.27, t = 4.21, 95%置信區間為[0.14,0.39], p < 0.001。方程三的檢驗結果表明, 獨處偏好對孤獨的效應顯著, β = 0.31, t = 11.03, 95%置信區間為[0.25, 0.36], p < 0.001, 同伴接納對孤獨的效應顯著, β = ?0.31, t = ?11.08, 95%置信區間為[?0.36, ?0.25], p < 0.001; 獨處偏好對抑郁的效應顯著, β = 0.28, t = 9.53, 95%置信區間為[0.22, 0.33],p < 0.001, 同伴接納對抑郁的效應顯著, β = ?0.22, t= ?7.68, 95%置信區間為[?0.28, ?0.17], p < 0.001;獨處偏好對自尊的效應顯著, β = ?0.19, t = ?6.41,95%置信區間為[?0.25, ?0.13], p < 0.001, 同伴接納對自尊的效應顯著, β = 0.20, t = 6.51, 95%置信區間為[0.14, 0.25], p < 0.001。綜合以上結果, 本研究提出的有調節的中介模型得到支持(溫忠麟, 葉寶娟,2014)。獨處偏好經過同伴接納對心理適應各指標的中介作用前半路徑受年齡階段的調節。為了進一步理解調節作用的本質, 我們采用 Aiken和 West(1991)的作法, 分別考察兒童中期和青春期早期獨處偏好對同伴接納的預測效應。簡單效應檢驗的結果如圖2所示。其中, 縱坐標為同伴接納的標準分,橫坐標為獨處偏好的標準分。從圖2可以看出, 在兒童中期, 獨處偏好可以顯著負向預測同伴接納, 而在青春期早期, 獨處偏好對同伴接納的效應不顯著。

圖2 年齡階段對獨處偏好預測同伴接納的調節作用

獨處偏好對心理適應各指標的條件中介效應為M = (a+ a年齡階段) × b。其中, 獨處偏好對孤獨的直接效應(direct effect)為 0.31, 兒童中期的中介效應為0.06, 95%置信區間為[0.03, 0.10], 中介效應占總效應的 16%; 青春期早期的中介效應為?0.02, 95%置信區間為[?0.04, 0.003], 由于置信區間包括0, 所以中介效應占總效應的比例可以忽略;獨處偏好對抑郁的直接效應為0.28, 兒童中期的中介效應為0.05, 95%置信區間為[0.02, 0.08], 中介效應占總效應的 15%; 青春期早期的中介效應為?0.01, 95%置信區間為[?0.03, 0.003], 由于置信區間包括0, 所以中介效應占總效應的比例可以忽略;獨處偏好對自尊的直接效應為?0.19, 兒童中期的中介效應為?0.04, 95%置信區間為[?0.07, ?0.02], 中介效應占總效應的17%; 青春期早期的中介效應為0.01, 95%置信區間為[?0.001, 0.03], 由于置信區間包括0, 所以中介效應占總效應的比例可以忽略。

4 討論

社會退縮是一個廣義的結構, 其下包含多種不同的亞類型(Coplan et al., 2004)。其中有一類社會退縮兒童, 他們參與社會互動的意愿很低, 反而更愿意獨處或獨自玩耍。研究者們通常用社交淡漠或不愛社交等術語指代這類兒童。但正如 Goossens(2014)所指出的, 上述兩個術語均包含消極的涵義,容易給這類兒童貼上消極的標簽。基于此, 采用獨處偏好這一相對中性化的術語來指代這類兒童, 可以避免消極標簽可能會帶來的不利影響。

獨處偏好與兒童適應的關系是研究者關心的重要問題。從已有的研究結果來看, 獨處偏好的適應功能似乎存在文化特異性。西方的研究結果表明,在兒童早期和中期, 獨處偏好與孤獨、焦慮等內化問題行為并沒有直接的聯系(Bowker & Raja, 2011;Coplan & Weeks, 2010; Coplan et al., 2013)。而針對中國兒童的研究發現, 獨處偏好與心理適應不良有著密切的聯系(Chen et al., 2011; Liu et al., 2014; 苑春永等, 2014)。這些針對中國兒童的研究(采用同伴提名)和西方兒童的研究(采用自我報告)在方法上存在一定程度的差異, 因而降低了研究結果的可比性。本研究采用西方研究者廣泛采用的自我報告法,考察不同年齡階段兒童獨處偏好與心理適應的關系。研究結果證實了之前基于同伴提名法所得的結論, 并進一步揭示了獨處偏好與心理適應關系背后可能的作用機制。

4.1 獨處偏好、同伴接納和心理適應的年齡和性別差異

獨處偏好的發展本應是社會退縮研究領域的重要問題, 然而我們對此了解的并不多。究其原因主要有以下兩個方面：首先, 采用同伴提名法的研究, 由于要控制班級人數對數據的影響, 大多會以班級為單位做標準化處理, 這使得研究者無法考察不同年級之間獨處偏好水平的差異。其次, 采用自我報告法的研究, 大多只關注一個年齡階段, 很少比較年齡階段間的差異。本研究的結果表明, 獨處偏好的程度存在年齡差異, 相對于兒童中期, 青春期早期的兒童獨處偏好的程度更高。這在很大程度上與個體青春期心理發展特點有關。青春期早期的一個典型特征是獨立和自主需求逐漸顯現(Collins& Steinberg, 2006)。在這一階段, 個體更加注重私人的空間和獨處的時間, 并利用獨處的時間進行自我反思(陳曉, 周暉, 2012), 其對獨處的偏好程度較之兒童中期自然要提高一些。

從同伴接納和心理適應各指標的性別、年級差異結果來看, 男孩的同伴關系不良、孤獨和抑郁水平均高于女孩。這一結果與以往的研究相一致(Chen et al., 2005)。總體而言, 女孩在社會和心理適應領域會表現出更少的問題, 這可能與某些與性別相聯系的特定因素(如自我控制能力)有關。而從心理適應各指標的年級差異來看, 青春期早期的孤獨、抑郁水平顯著高于兒童中期, 而自尊水平則顯著低于兒童中期。這一方面可能與青春期早期各種沖突矛盾的出現有關, 另一方面則可能與青春期早期面臨的更高水平學業壓力有關。

4.2 獨處偏好與心理適應之關系：有調節的中介效應分析

從相關分析的結果來看, 獨處偏好與孤獨、抑郁呈顯著正相關, 而與自尊呈顯著負相關。這一結果與同伴提名法所得的研究結果相一致, 再次驗證了在中國文化背景下獨處偏好與心理適應不良相聯系的事實(Liu et al., 2014; Chen et al., 2011)。東西方文化間的差異可能是導致獨處偏好適應功能存在文化特異性的原因。西方社會強調個人主義, 重視自我的表達和獨立(Triandis, 1995), 在發展的過程中, 西方兒童的社會化目標是成為一個獨立、自主的個體(Greenfield, Suzuki, & Rothstein-Fisch,2006)。在這種情境下, 獨處往往被認為是個人的選擇。而獨處偏好的兒童也并不會從同伴和成人那里得到很大的壓力。與西方文化不同, 中國是一個比較典型的集體主義取向的國家, 高度強調相互依賴和群體依附(Greenfield et al., 2006; Triandis, 1995)。在社會化的過程中, 成人往往會鼓勵和支持兒童形成某種社會歸屬感, 關心他人, 并為集體做出自己的貢獻(Chen & French, 2008)。在這種情境下, 有意識地回避社會交往或與他人保持距離可能會被視作自私或問題行為的表現, 從而引發同伴和成人的消極對待, 并進而導致心理適應不良。

本研究的結果還表明, 對于兒童中期的個體,同伴接納在獨處偏好與心理適應之間起部分中介作用。也就是說, 對于這一年齡階段的個體來說,獨處偏好在一定程度上難以被同伴所接受, 從而誘發心理適應的不良。然而, 有調節的中介效應分析結果表明, 上述效應只存在于兒童中期群體中。對于青春期早期的兒童, 同伴接納在獨處偏好與心理適應的關系中并不起中介作用。從簡單效應的分析結果來看, 對于兒童中期的個體, 獨處偏好可以顯著負向預測同伴接納, 而到了青春期早期, 獨處偏好則無法預測同伴接納。

根據情境發展觀, 社會互動在個體行為及其適應功能的發展過程中扮演著重要角色(Chen &French, 2008; Chen, 2011)。在社會互動的過程中,同伴往往會依據自己的信念和價值觀對個體的行為做出評判。在此基礎上, 他們會對表現出相應行為的兒童做出特定的回應(如接納或拒絕)或表達相應的態度(如支持或反對)。而這種來自于他人的社會評價和回應又會反過來調節兒童的行為表現, 并最終影響兒童發展的過程和結果(Chen, 2012)。本研究中有關兒童中期的研究結果支持了上述假說。傾向于獨處或對集體活動不感興趣的兒童很有可能被同伴視作自私或問題行為的表現(Chen et al.,2011), 從而難以被同伴所接納, 并進而影響這類兒童的心理適應結果。

需指出的是, 個體對特定行為的判斷和評價并不是一成不變的, 而是處于不斷的變化當中(Goossens, 2014)。從發展的過程來看, 人們對獨處行為的看法和態度有著巨大的轉變。兒童期表現出來的獨處行為往往難以被成人和同伴所接受(Rubin et al., 2009; Coplan, Zheng, Weeks, & Chen, 2012),但成人期的獨處行為則被認為有積極的適應功能(陳曉, 周暉, 2012; Long & Averill, 2003)。上述態度的轉變很有可能是從青春期早期開始的。在青春期早期, 伴隨著生理和認知的成熟, 個體獨立和自主的需求開始顯現, 其有效利用獨處時間的能力也逐漸發展起來。他們開始主動地尋求獨處的時間, 并利用獨處的時間思考和完成個體化及自我同一性形成的發展任務(Goossens & Marcoen, 1999; Goossens,2006)。隨著青春期早期個體逐漸意識到獨處的價值, 其對于獨處的看法也發生了明顯的改變。研究發現, 與兒童期相比, 青春期早期個體主動爭取獨處的意愿更加強烈, 而且獨處逐漸開始伴隨著積極的情緒體驗(Larson, 1997; Goossens, 2014)。青春期早期個體對獨處態度的轉變也必然影響其對他人行為的判斷。他們逐漸能夠設身處地理解同伴對獨處的需求, 并尊重他人對于獨處的選擇。這也就解釋了為什么在本研究中, 獨處偏好與青春期早期的同伴接納已不再像兒童中期那樣存在顯著的負向聯系。如此一來, 在青春期早期, 獨處偏好也便不再經由同伴接納這一中介因素影響個體的心理適應。

需指出的是, 對于青春期早期的兒童, 雖然同伴接納在獨處偏好與心理適應之間不存在中介作用, 但獨處偏好仍然與心理適應不良相聯系。這可能由幾方面原因所導致。首先, 本研究所涉及的同伴接納只是同伴關系的組成部分之一。從兒童同伴關系的發展過程來看, 兒童中期的個體更關注他們在群體中受歡迎的程度。而進入到青春期之后, 親密的友誼關系和個體在群體中的社會支配地位和威望變得更加重要(Parkhurst & Hopmeyer, 1999)。在青春期早期, 獨處偏好可能通過同伴關系的其他方面影響其心理適應狀況。其次, 從本研究的結果來看, 在兒童中期, 獨處偏好與消極的同伴關系相聯系。也就是說, 獨處偏好兒童在此之前長期體驗到同伴的不良對待, 而心理適應不良很有可能是之前不良處境的持續效應。當然, 在青春期早期, 獨處偏好究竟是通過怎樣的過程影響個體的心理適應, 是否還有其他的心理或社會認知過程參與其中,其他的社會關系在其中又扮演著怎樣的角色, 這些問題仍有待未來的研究做進一步的探討。

4.3 研究的不足及未來研究的展望

本研究采用自我報告法考察了獨處偏好與心理適應的關系, 同伴關系在上述關系中的中介作用以及年齡對上述中介作用的調節。研究結果證實,在中國文化下, 獨處偏好與心理適應不良相聯系,并在一定程度上揭示了獨處偏好影響兒童心理適應的可能途徑。

本研究存在的不足之處主要有以下幾個方面：首先, 本研究采用的是橫斷研究設計, 這使得我們無法做出因果推斷。未來的研究應采取縱向研究設計, 以更好地揭示獨處偏好與心理適應關系背后的發展過程。其次, 在本研究中, 我們著重考察了同伴關系在獨處偏好與心理適應之間關系的作用, 還有很多重要的社會關系, 如親子關系、師生關系等,并沒有納入其中。未來的研究應采用更加生態化的研究策略, 系統考察獨處偏好適應功能背后可能的過程和機制。第三, 同伴接納只是同伴關系的組成部分之一。除此之外, 友誼關系、同伴圈子同樣在兒童的發展過程中扮演著重要的角色。獨處偏好是否還會通過影響其他水平的同伴互動, 對兒童的心理適應產生影響仍有待未來研究進一步揭示。最后,正如之前很多研究所指出的, 中國的社會轉型帶來了巨大的地區差異。地區之間在文化傳統和社會背景上存在很大的差異。本研究的結果是否可以推廣至其他的地區, 仍然有待進一步的驗證。盡管有上述不足, 本研究的結果在一定程度上可以幫助我們了解中國文化背景下獨處偏好的適應功能及其可能的原因和機制。

5 結論

本研究主要得到以下結論：

(1)獨處偏好的年齡差異顯著, 青春期早期的獨處偏好程度高于兒童中期;

(2)獨處偏好與孤獨、抑郁呈顯著正相關, 與自尊呈顯著負相關;

(3)獨處偏好經由同伴接納影響心理適應的中介作用受年齡的調節。同伴接納的中介效應只出現在兒童中期, 在青春期早期并不存在上述中介作用。

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