早期累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年內(nèi)化問(wèn)題的影響：彈性雙重機(jī)制 *

徐文明 葉彩霞 方燁儀

(1 嘉應(yīng)學(xué)院心理咨詢中心，梅州 514015) (2 武漢體育學(xué)院研究生院，武漢 430079)

1 引言

與外化問(wèn)題相比，青少年的內(nèi)化問(wèn)題更具有普遍性，其中焦慮和抑郁的檢出率分別為31.8%和32%（余萌等, 2017）。此外，具有內(nèi)化問(wèn)題的青少年表現(xiàn)出適應(yīng)能力差、家庭關(guān)系不和諧、生活滿意度低、應(yīng)對(duì)能力差以及長(zhǎng)期高壓力感（Essau, Lewinsohn, Olaya, & Seeley, 2014）。鑒于青少年內(nèi)化問(wèn)題的普遍性和危害性，有必要探討其影響因素及作用機(jī)制。

Bronfenbrenner（1979）基于生態(tài)系統(tǒng)理論，提出家庭環(huán)境是影響青少年成長(zhǎng)的微觀系統(tǒng)。然而，并非所有的家庭因素都是致病因素，只有部分因素才是青少年產(chǎn)生問(wèn)題行為的家庭風(fēng)險(xiǎn)。例如，Piquero等（2012）對(duì)童年時(shí)期的風(fēng)險(xiǎn)因子與成人病態(tài)行為之間的關(guān)系進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因子幾乎全部來(lái)自家庭風(fēng)險(xiǎn)，其中家庭風(fēng)險(xiǎn)包括家庭物理風(fēng)險(xiǎn)（住房條件、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭人口數(shù)量、家庭所處的社區(qū)環(huán)境等）和家庭心理風(fēng)險(xiǎn)（父母教養(yǎng)方式、家庭暴力、撫養(yǎng)雙親的心理素質(zhì)等）。有研究表明，在中低等收入的家庭當(dāng)中，1/3兒童的認(rèn)知和社交情緒發(fā)展較差（McCoy et al., 2016），且家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)劣勢(shì)與青少年的犯罪呈正相關(guān)（Savolaine et al., 2018）。根據(jù)家庭壓力模型（family stress model, FSM）觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)困難的壓力會(huì)導(dǎo)致家長(zhǎng)采取嚴(yán)厲的紀(jì)律措施來(lái)管教孩子，而嚴(yán)厲的懲戒行為則會(huì)導(dǎo)致青少年內(nèi)外化問(wèn)題的增加（Schenck-Fontaine et al., 2020）。此外，有研究發(fā)現(xiàn)，青少年的內(nèi)化問(wèn)題與父母溫情和支持程度少、父母拒絕、敵意等家庭心理風(fēng)險(xiǎn)因素有關(guān)（Gershoff et al., 2010; Hastings,Nuselovici, Rubin, & Cheah, 2010）。也有研究指出，家庭功能實(shí)現(xiàn)的越順暢，家庭成員的身心健康狀況就越好（徐潔, 方曉義, 張錦濤, 林丹華, 孫莉, 2008）。然而，產(chǎn)后父母的敵意會(huì)增加孩子的內(nèi)化和行為問(wèn)題的風(fēng)險(xiǎn)（Velders et al., 2011）。即使是在風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低的家庭環(huán)境中，父母的婚姻問(wèn)題也對(duì)兒童的內(nèi)化問(wèn)題有著顯著的預(yù)測(cè)作用（Cummings, Keller, & Davies, 2005）。總而言之，家庭風(fēng)險(xiǎn)因素是對(duì)內(nèi)化問(wèn)題最可靠、最有力的預(yù)測(cè)變量之一。雖然家庭風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)青少年的內(nèi)化問(wèn)題影響深遠(yuǎn)，但是每個(gè)因素并非單獨(dú)起作用，各種風(fēng)險(xiǎn)因素應(yīng)該是協(xié)同發(fā)生并通過(guò)累積或者疊加的方式對(duì)個(gè)體產(chǎn)生影響。具體表現(xiàn)為：隨著累積風(fēng)險(xiǎn)因素的增加，問(wèn)題行為并非是線性增加，而是呈幾何形式增長(zhǎng)（Rauer, Karney, Garvan, &Hou, 2008）。已有研究基于累積風(fēng)險(xiǎn)框架（CRF）發(fā)現(xiàn)，累積風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)青少年網(wǎng)絡(luò)成癮、自傷行為、犯罪行為等外化行為問(wèn)題具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（葛海艷, 劉愛(ài)書(shū), 2018; 李董平, 周月月, 趙力燕, 王艷輝, 孫文強(qiáng), 2016; Evans, Li, & Whipple,2013; Savolainen et al., 2018）。然而，對(duì)于累積風(fēng)險(xiǎn)與內(nèi)化行為問(wèn)題之間的關(guān)系，特別是早期累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年內(nèi)化問(wèn)題的影響還沒(méi)有非常清晰的研究結(jié)論。為此，本研究將家庭物理風(fēng)險(xiǎn)、家庭心理風(fēng)險(xiǎn)以及家庭功能風(fēng)險(xiǎn)因素整合成家庭累積風(fēng)險(xiǎn)因素，進(jìn)而考察其與青少年內(nèi)化問(wèn)題之間的關(guān)系。

需要指出的是，即使個(gè)體經(jīng)歷相同的風(fēng)險(xiǎn)因素，其行為表現(xiàn)仍然會(huì)存在較大的差異性（Barnes et al., 2017）。某些變量可能會(huì)緩沖家庭風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)青少年內(nèi)化問(wèn)題的影響（Doan, Fuller-Rowell, &Evans, 2012）。以往研究表明，長(zhǎng)期壓力環(huán)境下會(huì)形成一種或多種彈性資源（resilience resources），而且這種資源有助于個(gè)體應(yīng)對(duì)嚴(yán)重、重復(fù)和長(zhǎng)期的不利處境，并且能起到很好的緩沖作用（Schetter& Dolbier, 2011）。這種彈性資源有兩個(gè)重要維度：自我關(guān)注彈性（self-focus resiliency）和他人關(guān)注彈性（other-focused resiliency）。前者屬于個(gè)人取向，具體是指?jìng)€(gè)體對(duì)自我積極關(guān)注的心理傾向，并推動(dòng)個(gè)體認(rèn)識(shí)并相信自己能夠?qū)崿F(xiàn)自己的潛能，如對(duì)于自身資源的感知；后者屬于社會(huì)取向，是指?jìng)€(gè)體評(píng)估自身目前所能接觸到的社會(huì)關(guān)系以及這些關(guān)系的價(jià)值，如對(duì)社會(huì)資源的掌控或社會(huì)支持的感知。

個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性（personal growth initiative）是自我關(guān)注彈性的重要組成部分。Robitschek（1998）將個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性定義為一種個(gè)體在成長(zhǎng)過(guò)程中，有意識(shí)地、積極主動(dòng)地去提升和完善自己的傾向。與穩(wěn)定的人格特質(zhì)不同，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性是一組高級(jí)技能，這些技能包括利用資源、計(jì)劃和對(duì)改變的準(zhǔn)備等（孫燈勇, 王倩, 王梅, 滿叢英,2014; Robitschek et al., 2012）。本研究將個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性作為家庭風(fēng)險(xiǎn)因素影響內(nèi)化問(wèn)題的中介變量。一方面，在影響個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性的客觀因素中，家庭因素被認(rèn)為是關(guān)鍵因素之一。早期的家庭逆境（童年時(shí)期遭受暴力、爭(zhēng)吵、被忽視、家庭混亂等）會(huì)損害個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性并影響成年后的健康（Coleman, Zawadzki, Heron, Vartanian, &Smyth, 2016）。另一方面，作為一種積極的個(gè)體內(nèi)在因素，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性存在缺失還會(huì)損害個(gè)體的長(zhǎng)期健康（Coleman et al., 2016）。已有研究證明，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性與焦慮水平、抑郁癥狀呈負(fù)相關(guān)（Weigold & Robitschek, 2011; Yakunina,Weigold, Weigold, Hercegovac, & Elsayed, 2013）。

正如自我關(guān)注彈性一樣，個(gè)體如何看待與他人關(guān)系的他人關(guān)注彈性資源分別與早期家庭風(fēng)險(xiǎn)和青少年心理健康問(wèn)題有著直接關(guān)系。領(lǐng)悟社會(huì)支持（perceived social support）是個(gè)體感受到來(lái)自他人的關(guān)心和支持的重要指標(biāo)（Coleman et al.,2016）。相對(duì)于實(shí)際的社會(huì)支持，領(lǐng)悟社會(huì)支持是個(gè)體體驗(yàn)到的或者情感上感受到的支持，具體體現(xiàn)為個(gè)體在社會(huì)中受尊重、被支持與理解的情感體驗(yàn)和滿意程度（黎志華, 尹霞云, 2015）。以往研究表明，相比客觀社會(huì)支持，領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)個(gè)體的影響更大（肖征, 2005）。一方面，個(gè)體在兒童時(shí)期遭受虐待會(huì)減少自身對(duì)社會(huì)支持的領(lǐng)悟，因而更容易出現(xiàn)抑郁和創(chuàng)傷后應(yīng)激癥狀（程冉, 王玉鋒, 2012; Runtz & Schallow, 1997; Vranceanu,Hobfoll, & Johnson, 2007），另一方面，感受到來(lái)自重要他人的社會(huì)支持會(huì)對(duì)個(gè)體的生理健康有正向影響（孫蘭, 孟慧, 仲偉佶, 2014; Krokavcova et al.,2008）。因此，領(lǐng)悟社會(huì)支持能夠緩沖早期家庭逆境對(duì)于后期健康結(jié)果的影響（Coleman et al.,2016），原因在于領(lǐng)悟社會(huì)支持度高的個(gè)體更愿意將某種家庭逆境（風(fēng)險(xiǎn)因素）視為成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，并積極地面對(duì)它（Peji?i?, Risti?, & An?elkovi?,2018）。因此，自我關(guān)注彈性（個(gè)人自主成長(zhǎng)性）和他人關(guān)注彈性（社會(huì)支持）這兩條路徑緩沖了家庭因素對(duì)內(nèi)化問(wèn)題的影響。

為此，本研究首先采用累積風(fēng)險(xiǎn)框架（CRF）探討早期家庭風(fēng)險(xiǎn)因素與內(nèi)化問(wèn)題的關(guān)系，主要納入與青少年內(nèi)化問(wèn)題行為密切相關(guān)的重要風(fēng)險(xiǎn)因素。其做法是將早期家庭風(fēng)險(xiǎn)因素的幾個(gè)核心因素進(jìn)行累積計(jì)算，形成家庭累積風(fēng)險(xiǎn)變量，再分析家庭累積風(fēng)險(xiǎn)因素與內(nèi)化行為的關(guān)系。其次，已有研究發(fā)現(xiàn)，早期的家庭風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)兒童的影響具有一定的穩(wěn)定性，會(huì)對(duì)個(gè)體的成長(zhǎng)產(chǎn)生消極的影響（Frampton, Poole, Dobson, & Pusch,2018; Geller, Zimerman, Williams, Bolhofner, & Craney,2001; Johnson, Riley, Granger, & Riis, 2013）。因此，本研究通過(guò)回溯的研究方式，聚焦兒童期的家庭風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)青少年內(nèi)化問(wèn)題的影響。最后，本研究將同時(shí)考察自我關(guān)注彈性（個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性）和他人關(guān)注彈性（領(lǐng)悟社會(huì)支持）在家庭累積因素影響問(wèn)題行為的緩沖機(jī)制（模型見(jiàn)圖1）。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

經(jīng)學(xué)校和學(xué)生本人知情同意，采用隨機(jī)整群抽樣，選取780名青少年參與問(wèn)卷調(diào)查。最終回收有效問(wèn)卷751份（96.28%）。其中，男生351名（46.74%），女生400名（53.26%）。被試平均年齡15. 96歲（SD=1.47歲）。從來(lái)源地看，農(nóng)村青少年520名（69.24%），城鎮(zhèn)青少年231名（30.76%）。

2.2 研究工具

2.2.1 累積家庭風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)卷

此研究基于累積風(fēng)險(xiǎn)模型理論，參考李董平等（2016）對(duì)累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)領(lǐng)域的相關(guān)研究，選取了在現(xiàn)有文獻(xiàn)中被研究者相對(duì)認(rèn)可的因素：家庭物理因素、家庭心理因素以及家庭功能因素。各家庭風(fēng)險(xiǎn)因素的具體說(shuō)明如下。

（1）個(gè)人物理家庭風(fēng)險(xiǎn)。參照和選取現(xiàn)有文獻(xiàn)中較被認(rèn)可的對(duì)青少年處境不利的家庭因素，包括父母的文化程度（Gerard & Buehler, 2004）、家庭成員經(jīng)濟(jì)狀況（王建平, 李董平, 張衛(wèi), 2010）、婚姻關(guān)系、母親的精神狀態(tài)、家庭規(guī)模、家庭完整性（Reynolds, Raine, Mellingen, Venables, &Mednick, 2000）以及受虐待的經(jīng)歷（趙幸福等, 2005）。問(wèn)卷總共15個(gè)項(xiàng)目，采用0～2的3點(diǎn)計(jì)分，部分項(xiàng)目設(shè)計(jì)反向計(jì)分，總分越高，表示不良經(jīng)歷更多。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach α系數(shù)是0.68。

（2）家庭心理不利體驗(yàn)。采用Loucks，Almeida，Taylor和Matthews（2011）修訂的家庭不利心理體驗(yàn)問(wèn)卷，被試主要回答的是在童年期，父母或者其他家庭成年人如何對(duì)待自己，包括身體方面和心理方面。問(wèn)卷總共有7個(gè)項(xiàng)目，采用0～3的4點(diǎn)計(jì)分，部分項(xiàng)目設(shè)計(jì)為反向計(jì)分，得出的總分范圍是0到21，總分越高，表示青少年有更多的不良體驗(yàn)。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach α系數(shù)是0.70。

（3）親子關(guān)系。采用Raja，McGee和Stanton（1992）修訂的父母與同伴依戀問(wèn)卷簡(jiǎn)版。本量表考察青少年與父親、母親之間的依戀關(guān)系，以此作為家庭功能的考察指標(biāo)（徐潔等, 2008）。總共10個(gè)項(xiàng)目，分為信任、溝通和疏離三個(gè)維度。所有項(xiàng)目采用5點(diǎn)計(jì)分，得分越高，家庭功能越好。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach α系數(shù)是0.85。

對(duì)累積家庭風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行測(cè)量得到三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因素分和一個(gè)總分，然后采用文獻(xiàn)中被廣泛使用的建模方法計(jì)算累積家庭風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)，即將每個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量得分的25%或75%作為臨界值，對(duì)每個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因素進(jìn)行3分編碼（2=高風(fēng)險(xiǎn)，1=中風(fēng)險(xiǎn)，0=低風(fēng)險(xiǎn)），然后再綜合所有的風(fēng)險(xiǎn)因素，最后得到累積家庭風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)。風(fēng)險(xiǎn)最高指數(shù)為6分，代表高分險(xiǎn)，最低指數(shù)則為0分，代表無(wú)風(fēng)險(xiǎn)。本研究中該問(wèn)卷的 Cronbach α系數(shù)是0.86。

2.2.2 個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性問(wèn)卷

采用Robitschek（1998）編制的單一維度的個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性問(wèn)卷。所有項(xiàng)目的措詞都是積極的，總共有9個(gè)項(xiàng)目。各項(xiàng)目均為0～5級(jí)評(píng)分（0表示完全不贊成，5表示完全贊成），總分是所有項(xiàng)目分?jǐn)?shù)相加。總分越高，表示個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性的水平越高。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach α系數(shù)是0.86。

2.2.3 領(lǐng)悟社會(huì)支持問(wèn)卷

本研究采用領(lǐng)悟社會(huì)支持問(wèn)卷（Zimet,Dahlem, Zimet, & Farley, 1988）。該量表共12個(gè)條目，采用7級(jí)評(píng)分，包含家庭支持、朋友支持和其他支持三個(gè)維度。總分是所有項(xiàng)目分的累加，反映個(gè)體感受到的社會(huì)支持總程度。總分越高，表示個(gè)體的領(lǐng)悟社會(huì)支持水平越高。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach α系數(shù)是0.89。

2.2.4 青少年內(nèi)化問(wèn)題問(wèn)卷

本研究采用Achenbach青少年自評(píng)量表（YSR-2001-V），該量表由王潤(rùn)程等（2013）修訂成中文版本的問(wèn)題行為自評(píng)量表。本研究選擇內(nèi)化行為問(wèn)題的分量表作為評(píng)估工具，包括焦慮/抑郁因子、退縮/抑郁因子、軀體不適因子三個(gè)因子。問(wèn)題量表由25個(gè)條目組成，采用3點(diǎn)計(jì)分，其中“無(wú)此項(xiàng)表現(xiàn)”計(jì)0分，“輕度或有些時(shí)候有此表現(xiàn)”計(jì)1分，“明顯或經(jīng)常有此表現(xiàn)”計(jì)2分。總分越高，表明內(nèi)化行為問(wèn)題的可能性越大。本研究中該問(wèn)卷的Cronbach α系數(shù)是0.90。

2.3 研究程序

由受過(guò)培訓(xùn)的大學(xué)生擔(dān)任主試，以班級(jí)為單位進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)。在正式施測(cè)之前，主試強(qiáng)調(diào)對(duì)調(diào)查結(jié)果進(jìn)行保密，只用于科學(xué)研究，不做其他用途。之后，主試宣讀指導(dǎo)語(yǔ)并要求被試逐項(xiàng)作答以及獨(dú)立完成。被試作答需要約30分鐘，待被試全部完成后立即回收問(wèn)卷。最后，運(yùn)用SPSS21.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步處理，采用Mplus7.4建立結(jié)構(gòu)方程模型。

2.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)將累積家庭風(fēng)險(xiǎn)、個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性、領(lǐng)悟社會(huì)支持以及內(nèi)化問(wèn)題四個(gè)變量所有項(xiàng)目進(jìn)行因子分析，提取一個(gè)因子（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。結(jié)果表明，第一個(gè)因子變量解釋率為17.03%，遠(yuǎn)小于40%，因此，此研究不存在共同方法偏差的問(wèn)題。

3 結(jié)果

3.1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和皮爾遜相關(guān)分析。由表1可知，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持分別與內(nèi)化問(wèn)題呈顯著的負(fù)相關(guān)，而累積家庭風(fēng)險(xiǎn)與內(nèi)化問(wèn)題呈顯著的正相關(guān)，與個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性、領(lǐng)悟社會(huì)支持之間存在顯著負(fù)相關(guān)。

3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持在累積家庭風(fēng)險(xiǎn)與內(nèi)化問(wèn)題之間的中介作用。

3.2.1 測(cè)量模型的擬合

在進(jìn)行多重模型檢驗(yàn)之前，本研究首先使用Mplus7.4對(duì)測(cè)量模型（M0）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。本研究中所使用的潛變量共有3個(gè)，分別為內(nèi)化問(wèn)題行為（焦慮/抑郁因子、退縮/抑郁因子、軀體不適因子3個(gè)因子）、個(gè)人自主成長(zhǎng)（打包后的3個(gè)指標(biāo)）和社會(huì)支持（家庭支持、朋友支持和其他支持3個(gè)因子）。結(jié)果表明，測(cè)量模型擬合比較理想。其中，χ2(24)=63.18，CFI=0.98，TLI=0.97，SRMR=0.03，RMSEA=0.05，RMSEA 的90%置信區(qū)間為[0.03, 0.06]。為了區(qū)分效度，進(jìn)一步將3個(gè)潛變量合并，形成備擇模型，擬合指數(shù)為 χ2(27)=1392.68，CFI=0.48，TLI=0.31，SRMR=0.16，RMSEA=0.26，RMSEA的90%置信區(qū)間為[0.25, 0.27]。因此，通過(guò)對(duì)比以上模型發(fā)現(xiàn)，三因素的測(cè)量模型是最優(yōu)的模型。如表2所示，所有測(cè)量條目在其相應(yīng)潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷在0.66～0.84之間，且負(fù)荷顯著（p＜0.001）。

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

表2 測(cè)量模型的結(jié)果

3.2.2 假設(shè)模型的擬合

根據(jù)假設(shè)，分別構(gòu)建假設(shè)模型M1和假設(shè)模型M2。假設(shè)模型M1為累積家庭風(fēng)險(xiǎn)、個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性以及領(lǐng)悟社會(huì)支持能共同預(yù)測(cè)內(nèi)化問(wèn)題，沒(méi)有設(shè)置中介作用。假設(shè)模型M2為累積家庭風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)內(nèi)化問(wèn)題，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持兩個(gè)變量作為中介變量，采用Mplus7.4統(tǒng)計(jì)軟件分別對(duì)假設(shè)的模型進(jìn)行擬合。兩個(gè)模型數(shù)據(jù)的擬合指標(biāo)見(jiàn)表3。由表3可知，相比于模型M1，模型M2的各種擬合指標(biāo)達(dá)到了比較理想的水平。

表3 兩個(gè)假設(shè)模型的擬合指標(biāo)

3.2.3 中介效應(yīng)模型的特定間接效應(yīng)分析

本研究擬采用Bootstrap法對(duì)假設(shè)模型M2的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)（見(jiàn)圖2）。

由圖2可知，模型中所有的路徑系數(shù)都達(dá)到了顯著水平（p＜0.001）。累積家庭風(fēng)險(xiǎn)直接對(duì)內(nèi)化問(wèn)題的預(yù)測(cè)作用（β=0.15,p＜0.01），95%置信區(qū)間為[0.12, 0.16]；累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)領(lǐng)悟社會(huì)支持的預(yù)測(cè)作用（β=-0.42,p＜0.001），95%置信區(qū)間為[-0.48, -0.39]；累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性的預(yù)測(cè)作用（β=-0. 21,p＜0.01），95%置信區(qū)間為[-0.24, -0.17]。領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)內(nèi)化問(wèn)題的預(yù)測(cè)作用（β=-0.29,p＜0.01），95%置信區(qū)間為[-0.34,-0.25]，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性對(duì)內(nèi)化問(wèn)題的預(yù)測(cè)作用（β=-0. 17,p＜0.01），95% 置信區(qū)間為 [-0.22, -0.14]。

圖2 中介效應(yīng)路徑圖

根據(jù)路徑分析效應(yīng)分解的原理，累積家庭風(fēng)險(xiǎn)影響內(nèi)化問(wèn)題的總效應(yīng)等于直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的總和（見(jiàn)表4）。本研究的直接效應(yīng)為0.15，間接效應(yīng)為（0.04+0.12=0.16），效應(yīng)量=ab/c。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.16/（0.15+0.16）=51.61%，即累積家庭風(fēng)險(xiǎn)作用于青少年內(nèi)化問(wèn)題的效應(yīng)有51.61%是通過(guò)個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持這兩個(gè)變量所起的作用。此外，兩個(gè)中介變量在自變量和因變量之間所起的作用并不一樣，對(duì)兩個(gè)變量作為中介變量的間接效應(yīng)估計(jì)值進(jìn)行卡方檢驗(yàn)（Muthén & Muthén, 2010）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，通過(guò)領(lǐng)悟社會(huì)支持的間接效應(yīng)估計(jì)值顯著高于個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性的間接效應(yīng)的估計(jì)值（p＜0.001）。

表4 中介效應(yīng)模型的特定間接效應(yīng)分析

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，累積早期家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年的內(nèi)化問(wèn)題產(chǎn)生正向預(yù)測(cè)，即青少年經(jīng)歷的風(fēng)險(xiǎn)因素越多，其內(nèi)化問(wèn)題行為也會(huì)越多。這與以往的研究是一致的（Savolainen et al., 2018）。同時(shí)也支持累積風(fēng)險(xiǎn)框架的觀點(diǎn)，即風(fēng)險(xiǎn)因素累積越多，則個(gè)體的行為問(wèn)題越多（Evans et al., 2013;Obradovi?, Shaffer, & Masten, 2012）。這一結(jié)果還符合家庭壓力理論模型，即累積家庭風(fēng)險(xiǎn)越多的家庭，父母感受壓力會(huì)越大，從而導(dǎo)致父母在教育孩子時(shí)更多使用嚴(yán)厲的紀(jì)律措施（包括體罰、言語(yǔ)攻擊和脅迫等），而這些嚴(yán)厲紀(jì)律行為的增加會(huì)導(dǎo)致青少年出現(xiàn)更多的內(nèi)化問(wèn)題（Schenck-Fontaine et al., 2020）。

本研究根據(jù)累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)模型和心理彈性理論，構(gòu)建了一個(gè)雙重中介模型，具體為累積家庭風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)彈性資源（個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持）的中介作用從而影響內(nèi)化問(wèn)題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性在累積家庭風(fēng)險(xiǎn)影響青少年內(nèi)化問(wèn)題中起中介作用。該結(jié)果也進(jìn)一步支持以往的研究結(jié)論，即青少年內(nèi)化問(wèn)題主要受家庭風(fēng)險(xiǎn)因素和個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性的共同影響（Weigold &Robitschek, 2011; Whittaker & Robitschek, 2001）。一方面，經(jīng)歷家庭風(fēng)險(xiǎn)因素越多，越降低個(gè)體的改善自身能力的動(dòng)力（Coleman et al., 2016），導(dǎo)致個(gè)體的內(nèi)化問(wèn)題就越多（Yakunina et al., 2013）。另一方面，個(gè)體經(jīng)歷的家庭風(fēng)險(xiǎn)越多，青少年就會(huì)有越多的不自信、挫敗和無(wú)助等的消極體驗(yàn)，易導(dǎo)致個(gè)體在成長(zhǎng)過(guò)程中不積極、不主動(dòng)。可見(jiàn)，作為一種積極的內(nèi)在因素，個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性緩沖家庭風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)問(wèn)題行為的影響。此外，以領(lǐng)悟社會(huì)支持為中介，建構(gòu)累積家庭風(fēng)險(xiǎn)影響內(nèi)化問(wèn)題的結(jié)構(gòu)模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，累積家庭風(fēng)險(xiǎn)可通過(guò)弱化個(gè)體的領(lǐng)悟社會(huì)支持從而間接影響其內(nèi)化問(wèn)題。這印證了以往的研究結(jié)論（Coleman et al.,2016），即領(lǐng)悟社會(huì)支持在早期家庭逆境和后期健康結(jié)果之間有中介作用。可能的原因在于那些經(jīng)歷多重風(fēng)險(xiǎn)的人會(huì)降低自身對(duì)來(lái)自他人的關(guān)心、幫助和支持的感知，甚至誤會(huì)他人的好意，從而出現(xiàn)偏離正常發(fā)展軌跡的行為問(wèn)題。作為青少年內(nèi)化問(wèn)題的保護(hù)因素之一，社會(huì)支持是個(gè)體感受到來(lái)自社會(huì)的支持和力量。當(dāng)領(lǐng)悟的社會(huì)支持高時(shí)，個(gè)體就會(huì)體會(huì)到高自尊，進(jìn)而對(duì)自己有更高的評(píng)價(jià)，同時(shí)也會(huì)變得更加自信和樂(lè)觀（Baumeister,Campbell, Krueger, & Vohs, 2003），獲得更多的積極體驗(yàn)，內(nèi)化問(wèn)題自然就會(huì)減少。綜上，雙重機(jī)制在一定程度上有利于緩沖家庭逆境的負(fù)面影響，促進(jìn)青少年積極發(fā)展的作用。

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在雙重彈性模型中，累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年內(nèi)化問(wèn)題的效應(yīng)有51.61%是通過(guò)個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持這兩個(gè)中介變量起作用的。也就是說(shuō)，累積家庭風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)兩條路徑影響青少年的內(nèi)化問(wèn)題，即累積家庭風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持，進(jìn)而降低青少年的內(nèi)化問(wèn)題。比較間接效應(yīng)估計(jì)值發(fā)現(xiàn)，通過(guò)個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性的間接效應(yīng)估計(jì)值低于領(lǐng)悟社會(huì)支持的間接效應(yīng)估計(jì)值。這些觀點(diǎn)與一般性行為問(wèn)題理論（Gottfredson & Hirschi, 1990）的觀點(diǎn)不一致。Gottfredson和Hirschi認(rèn)為，自身心理素質(zhì)在家庭處境不利影響問(wèn)題行為的過(guò)程中起著關(guān)鍵性作用。不一致的原因可能與本研究中被試自我報(bào)告的方式有關(guān)，即被試可能會(huì)對(duì)自己行為問(wèn)題出現(xiàn)的原因更多強(qiáng)調(diào)與他人互動(dòng)。因此，在自我報(bào)告的過(guò)程，有意或無(wú)意中弱化自身心理素質(zhì)在問(wèn)題行為形成過(guò)程的關(guān)鍵性作用，反而過(guò)分強(qiáng)調(diào)社會(huì)互動(dòng)的問(wèn)題。需要指出的是，早期累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)內(nèi)化問(wèn)題有直接影響，這表明需要考慮額外的解釋變量和影響機(jī)制，同時(shí)也是未來(lái)研究需要探討的地方。

5 結(jié)論

本研究的結(jié)論：（1）累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年的內(nèi)化問(wèn)題呈顯著的正向預(yù)測(cè)作用；（2）個(gè)人成長(zhǎng)主動(dòng)性和領(lǐng)悟社會(huì)支持在累積家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年內(nèi)化問(wèn)題的預(yù)測(cè)關(guān)系中有顯著的中介作用，其中領(lǐng)悟社會(huì)支持的中介效應(yīng)更大。