家校支持系統與初中生親社會行為
——人際信任和自尊的中介作用及年級差異

張 野，申 婷，胡少賢

（1.沈陽師范大學 教育科學學院，遼寧 沈陽 110034；2.安陽職業技術學院 思政教學部，河南 安陽 455000）

一、問題提出

親社會行為（prosocial behavior）是個體在社會交往中表現出的幫助、合作、分享和安慰等一切有利于他人和社會和諧的行為及趨向[1]。作為社會適應的重要指標，親社會行為一直是積極心理學的研究熱點。青少年期是個體身心健康發展的關鍵時期，對其親社會行為產生機制的考察有助于改善和提升青少年的社會適應水平。

（一）社會支持與青少年親社會行為的關系

社會支持指個體在其所屬社會關系中感受到的愛、關心及尊重，即個體領悟到的社會支持[2]。人際關系促進成長模型（Model of Thriving Through Relationship）提出，社會支持一方面可以安撫在逆境中受創傷的個體，緩解其消極情緒，給予其重建認知的力量；另一方面，還能通過積極參與、拓寬和構建個體資源來增強積極幸福感，幫助個體找到生活的目的和意義[3]。此外，生態系統理論（the Ecological Systems Theory）指出，家庭、學校等直接作用于兒童青少年的微觀系統對其心理發展和行為表現的影響最大[4]187-249。因此，從家庭和學校層面探討來自不同群體的社會支持對青少年親社會行為的作用機制便顯得尤為重要。

目前，關于家庭和學校支持系統與個體親社會行為的研究頗多。大多數證據表明，父母支持和投入[5][6]、良好的學校（同伴、師生）關系[7][8]均能正向影響青少年的親社會行為。其中，同伴關系與師生關系質量對青少年利他行為的作用更為突出[9][10]。但是，一項針對青少年后期的中職生的研究則只發現了學校支持對個體的親社會行為的正向預測作用，父母支持的作用并不顯著[11]。依戀理論認為，個體與早期撫養者形成的親密關系和交往經驗會內化為該個體的“內部工作模式”，從而影響其后期對他人的心理表征和行為方式[12]。上述觀點表明，家庭支持和學校支持均會對個體的親社會行為產生積極影響，但隨著兒童年齡的增長和交往范圍的不斷擴大，來自家庭外重要他人的支持作用似乎越來越明顯，然而上述變化也并不預示著家庭支持能夠被外部支持所取代。據此，本研究假設：家庭支持和學校支持對青少年的親社會行為均具有正向預測作用（H1）。

（二）人際信任與自尊的中介作用

人際信任（interpersonal trust）指一種期望或信念，表示人們對他人或團體的言辭、諾言、口頭或書面的陳述可以相信和依靠的程度[13]。心理—社會發展理論認為，信任感的建立源于兒童與父母早期的關系與經驗。隨著年齡增長，人際互動大體沿著“父母—教師—同伴—他人”的路徑發展[14]208-225。研究表明，和諧接納的環境有利于人際信任的產生[15]，社會支持給個體提供了構建信任認知和實施信任行為所需要的心理和社會資源[16]。此外，道德情感理論認為，人際信任能夠影響個體的親社會動機[17]。作為一種認知因素，人際信任可能在社會支持（外界環境因素）和親社會行為間具有橋梁作用。研究表明，人際信任與親社會行為間具有顯著正相關[18]；以小學生和成年人為被試的研究均證明了人際信任是親社會行為的直接預測因素[19][20]。據此，本研究假設：人際信任在家庭支持/學校支持與初中生親社會行為之間起中介作用（H2）。

自尊（self-esteem）是指個人對自我價值和自我能力的情感體驗，屬自我系統中的情感成分，同時具有一定的評價意義[21]1-26。核心—邊緣理論（core-periphery theory）認為，自我價值是自尊的核心成分，源于個體在嬰兒期所接受的父母無條件的愛；自我信心則是自尊的邊緣成分，源于個體在隨后的幼兒和青少年時期獲得的來自他人的支持。由于自尊的邊緣成分不如核心成分穩定，因而需不斷強化資源（社會支持）才能得以保持[22]150-169。社會支持一方面，提供工具性資源，增加個體克服困難的信心，形成對自我的積極評價；另一方面，提供情感支持，使個體感受到更多的“被愛”感，增強自我接納和自我認同[23]，進而提升自尊水平[24]。此外，社會計量理論指出，自尊是個體人際關系好壞的一種內在反映，它會促使個體采取某些行為來恢復人際和諧[25]。研究發現，自尊水平高的個體在群體中更傾向于與同伴彼此接納，表現出親社會行為[26]。據此，本研究假設：自尊在家庭支持/學校支持與親社會行為間具有中介作用（H3）。

（三）人際信任與自尊的鏈式中介作用

人際關系促進成長模型指出，社會支持可以通過重塑認知及構建個體資源來促進社會適應性行為[3]。作為社會適應過程中的一種積極認知，人際信任能激發個體對自身能力的積極體驗，從而提升自尊水平[23]。由此可見，人際信任和自尊在社會支持下可以通過“串行”方式對親社會行為產生影響。還有研究發現，重要他人與個體的良好互動和支持性關系會顯著影響人際信任的建立[16][20]，在相同情境下，人際信任水平較高的個體，在社交中更易表現出信任行為[27]，且良好的人際信任給予個體積極的反饋，能維持個體較高的自我價值感，也越容易表現出利他、合作等親社會行為?；谝陨戏治?，本研究提出假設：家庭支持/學校支持可以分別通過人際信任、自尊的鏈式中介作用對青少年親社會行為產生影響（H4）?；诖耍狙芯繕嫿ㄒ粋€鏈式中介模型（見圖1）。

圖1 假設的中介作用模型

（四）家校支持系統的年級差異

以往研究表明，小學高年級至高中階段個體的親社會行為會隨年級升高呈現出先上升后下降的發展趨勢[28][29]。此外，青少年是一個分化的群體，個體自青少年早期逐漸降低對父母的依賴程度，直至青少年后期達到獨立或依戀他人[30]419-435。研究發現，中學生感知到的家庭支持隨年級增長逐漸下降[31]。同時，青少年階段的人際關系處于由垂直關系（親子關系、師生關系）到平行關系的轉換時期，同伴支持對青少年社會適應的作用隨年齡的增長日益凸顯[32]。此外，師生關系對青少年的影響力強于親子關系[33]。基于此，本研究提出假設：家庭支持系統對初中生親社會行為的作用隨年級的增長逐漸減弱，而學校支持系統的作用則逐漸增強（H5）。

二、方法

（一）被試

采取整群抽樣方式，從遼寧省、河北省3所初中選取830 名學生進行問卷調查，回收有效問卷773 份，有效率91.13%。其中，遼寧省 444 人（57.44%），河北省 329 人（42.56%）；三所普通中學人數分別為225 人（29.11%）、219 人（28.33%）、329 人（42.56%）；男生 401 人（51.88%），女生 372 人（48.12%）；初一 243 人（31.44%），初二 264 人（34.15%），初三 266 人（34.41%），平均年齡 13.76±1.25 歲。

（二）研究工具

1.兒童及青少年社會支持量表

研究采用Malecki 和Demaray 編制，羅雪峰、陳啟山、沐守寬修訂的兒童及青少年社會支持量表[34]。該量表包括5 個分量表共60 個條目，每個分量表包含情感性支持、信息性支持、評價性支持和工具性支持4 個維度。量表采用6 點計分法，得分越高表明支持行為出現的頻率越高。研究選取父母支持分量表測量家庭支持水平，量表在本研究中的Cronbach α 系數為0.88，效度指標擬合良好（χ2/df=3.23，IFI=0.97，GFI=0.97，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.05）；合并教師支持和同學支持分量表測量學校支持水平，合并后量表的Cronbach α 系數為0.93，效度指標擬合良好(χ2/df=3.03，IFI=0.95，GFI=0.93，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.05）。

2.親社會行為量表

研究采用Carlo 編制，寇彧、洪慧芳、潭晨修訂的親社會傾向量表[35]。該量表共26 個條目，包括公開性、匿名性、利他性、依從性、情緒性和緊急性6 個維度。研究選取依從性、情緒性和緊急性3個維度，合成潛變量[36]，采用5 點計分方式，得分越高表示個體親社會行為水平越高。量表在本研究中的Cronbach α 系數為0.82，效度指標擬合良好（χ2/df=2.38，IFI=0.95，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.04）。

3.人際信任量表

研究采用Rotter 編制，汪向東、王希林、馬弘修訂的人際信任量表[37]。該量表共25 個條目，采用5 點計分方式，分數越高表示人際信任程度越高。量表在本研究中的Cronbach α系數為0.77，單因子模型對數據擬合良好（χ2/df=3.68，GFI=0.91，AGFI=0.90，RMR=0.06，RMSEA=0.05）。

4.自尊量表

研究采用Rosenberg 編制，韓向前、江波、湯家彥等修訂的自尊量表[38]。該量表共10 個條目，采用4 點評分方式，得分越高表明自尊水平越高。量表在本研究中的Cronbach α 系數為0.78，單因子模型對數據擬合良好（χ2/df=3.62，IFI=0.95，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.06）。

（三）研究程序和數據處理

以班級為單位，由受過培訓的心理學專業研究生進行施測。所有問卷均匿名填寫，當場回收。采用SPSS22.0 軟件和Amos24.0 軟件對數據進行錄入與分析。采用Amos24.0 建立結構方程模型，并進行年級的跨群組比較和Bootstrap 分析。

三、結果

（一）共同方法偏差檢驗

研究采用Harman 單因素方差檢驗方法對所有條目進行探索性因素分析。結果表明，特征值大于1 的因子共有22 個，抽取的第一個因子解釋變異量為13.76%，低于40%臨界值[39]，說明不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）各變量的描述性統計及相關分析結果

各變量描述性統計及相關系數見表1。初中生的家庭支持/學校支持、人際信任、自尊與親社會行為兩兩間均存在顯著正相關（p＜0.001）。

表1 各變量描述性統計及相關系數

（三）人際信任、自尊在家庭支持/學校支持與親社會行為間的中介作用檢驗

首先，本研究采用結構方程模型檢驗家庭支持和學校支持對初中生親社會行為的影響，在控制地域、性別、年級及學校(γ=-0.11，p＜0.01）后，模型擬合指數良好（χ2/df=2.03，RMSEA=0.04，SRMR=0.02，CFI=0.99，NFI=0.98），家庭支持和學校支持顯著正向預測初中生的親社會行為(γ=0.22/0.44，p＜0.001），假設 1 得到驗證。

其次，在控制地域、學校、性別及年級(γ=-0.12，p＜0.001）后，根據研究的理論構想，以家庭支持和學校支持為自變量，親社會行為為因變量，人際信任和自尊為中介變量構建鏈式中介模型，結果如圖2 所示，模型擬合指數良好(χ2/df=1.99，RMSEA=0.04，SRMR=0.02，CFI=0.99，NFI=0.98）。路徑系數結果顯示：家庭支持/學校支持對親社會行為和人際信任具有顯著正向預測作用(γ=0.13/0.38，p＜0.01/0.001；γ=0.17/0.28，p＜0.001），人際信任對親社會行為具有顯著正向預測作用(γ=0.09，p＜0.05），假設 2 得到驗證；家庭支持/學校支持對自尊具有顯著正向預測作用(γ=0.33/0.12，p＜0.001/0.01），自尊對親社會行為具有顯著正向預測作用(γ=0.19，p＜0.001），假設3 得到驗證；人際信任對自尊具有顯著正向預測作用（γ=0.20，p＜0.001），假設4 得到驗證。偏差校正的非參數百分比Bootstrap 方法檢驗（重復取樣5 000次）結果顯示，人際信任和自尊產生的間接效應的Bootstrap 95%的置信區間不包含0，說明人際信任和自尊在家庭支持/學校支持與親社會行為間的關系中具有顯著中介作用。中介效應通過六條路徑對親社會行為產生影響，家庭/學校支持—人際信任—親社會行為，相對效應量為7.37%/5.71%；家庭支持/學校支持—自尊—親社會行為，相對效應量為29.49%/5.25%；家庭/ 學校支持—人際信任—自尊—親社會行為，相對效應量為3.23%/2.51%，具體見表3。

圖2 人際信任和自尊在家庭支持/學校支持與初中生親社會行為間的鏈式中介模型

（四）家校支持系統的年級差異檢驗

綜合以往研究結果來看，家庭支持/學校支持、人際信任、自尊在親社會行為上存在年級差異?；诖?，本研究檢驗了人際信任、自尊的中介效應在家庭支持/學校支持與親社會行為間是否具有跨年級的一致性。首先，分別檢驗不同年級的中介效應模型，結果表明，各年級的中介模型擬合良好（見表2），可進行跨組比較[40]89-104。隨后，采用結構方程模型中多組比較的方法設定等值模型，結果表明，模型各項指標擬合良好，且各模型兩兩間擬合指數差異ΔTLI 與ΔCFI 均小于0.01，說明各等值模型成立（見表3）。這表示該中介模型在初一、初二、初三中具有相同的意義和潛在結構，即人際信任和自尊的中介效應具有跨年級的一致性。

表3 初中各年級及中介模型三組等值性擬合指數

在此基礎上，檢驗人際信任、自尊在家庭支持/學校支持與親社會行為間的中介作用及年級差異。首先，家庭支持/學校支持對初一至初三學生親社會行為的直接效應分別為0.246/0.286，0.174/0.294，044/0.455。中介效應檢驗表明，對初一學生而言，中介效應通過一條路徑對親社會行為產生影響（學校支持—人際信任—自尊—親社會）；對初二學生而言，中介效應則通過三條路徑對親社會行為產生影響（家庭支持—自尊—親社會、家庭支持/學校支持—人際信任—自尊—親社會）；對初三學生而言，中介效應通過三條路徑對親社會行為產生影響（家庭支持/學校支持—自尊—親社會、家庭支持—人際信任—自尊—親社會）（見表2）。此外，家庭支持對三個年級學生親社會行為影響的總效應值分別為0.310、0.306、0.106，占總效應比值分別為49.76%、46.15%、17.12%；學校支持對三個年級學生親社會行為影響的總效應值分別為0.313、0.357 和0.513，占總效應比值分別為50.24%、53.85%和82.88%，假設5 得到驗證。

表2 中介效應顯著性檢驗的Bootstrap 分析

四、討論

（一）家庭支持、學校支持與初中生親社會行為的關系

本研究發現，家庭支持和學校支持均能正向預測初中生的親社會行為，該結論與以往研究結果相一致[41][42]。人際關系促進成長模型和社會支持的主效應模型指出，人際關系尤其是親密他人關系中的支持對個體適應行為和終身繁榮具有重要作用[43][44]。首先，社會支持與積極情緒具有密切聯系[41]，積極的情緒線索能夠提高人際交往意愿，增加助人者的同理心和對正義行為的認同感[45]。其次，社會支持提供給個體克服困難的工具與資源，為個體實現親社會行為創造了可能。

本研究還發現，相較于家庭支持，學校支持對青少年親社會行為的直接影響更為顯著。對于成人感凸顯的青少年學生而言，平行的同伴關系具有情感宣泄與支持的多重作用，是該階段學生的首要人際關系。此外，雖然初中生的個體意識逐步覺醒，但仍受到中國傳統文化中注重服從權威和學業成績的影響[46]1-26。董奇、陳傳升的研究表明，師生關系與青少年學業成績、不端行為和利他行為的相關度均高于親子關系[47]。還有研究發現，不同支持系統對于個體情緒和行為適應的增益作用存在差異，行為適應同時獲益于父母支持和同伴支持，但高壓力情境下親子關系對于行為的保護作用有限，而同伴支持對于情緒適應及親社會行為的影響則更為明顯[48][49]。

（二）人際信任與自尊的中介作用

中介效應檢驗發現，人際信任在家庭支持/學校支持與初中生的親社會行為間具有中介作用。正如社會資本理論的觀點所言，人際交往是產生信任、規范等社會資本形式的基礎[50]。較多的支持和溝通利于青少年與他人建立親密和諧的人際關系，增加彼此間的信任度[15]。此外，父母、教師和同伴作為初中生群體的主要接觸對象，他們的支持為學生提供了一個安全、可信賴的環境，促使其產生積極的認知和關系評估，促進合作、助人等親社會行為的產生[51]。

此外，本研究還發現，家庭支持、學校支持均通過個體自尊影響初中生的親社會行為，以往研究也得出相似結論[52]。一方面，社會支持提供工具性資源增益于個體能力，大大提升了個體幫助他人的自信水平；另一方面，父母、教師和同伴的包容、關愛和積極評價幫助青少年形成了積極的自我概念，使其更加認可自己的價值感[16]，從而產生親社會動機。研究還發現，在家庭支持模型中，自尊的中介效應更加明顯。可見，個體與撫養者之間的交往關系和經驗會內化為他們的內部模式，形成較為穩定的“自我圖式”和“他人圖式”[53]，進而影響其后期的心理健康和社會化行為[54]。

（三）人際信任與自尊的鏈式中介作用

本研究發現，人際信任和自尊在家庭支持/學校支持與親社會行為間具有鏈式中介作用，說明充沛的支持資源積極影響青少年的人際信任及自尊水平，進而促進親社會行為的發生。正如親社會行為理論所指出的那樣，親社會行為的發生歷經對他人需要的關注、產生幫助他人的意愿，以及將助人意愿與助人行為相聯系三個階段[1]。個體能否注意他人需要主要源于外部情境線索[55]，人際信任是個體對外部環境的認知和態度，影響其是否產生助人意愿和動機，而如何將助人動機與最終的助人行為相聯系，則更多依賴于個體對自我能力（自尊、自我效能感）的判斷[56][57]。

（四）家校支持系統的年級差異

跨群組比較結果表明，家庭支持系統對初中生親社會行為的作用隨年級提高逐漸減弱，學校支持系統的作用則逐漸增強。中國父母角色強調“權威”和“控制”，隨著年齡增長，初中生心理逐漸向成熟過渡，行為上出現有目的地反抗或遠離父母，親子之間的情感聯結逐漸降低[58]。一方面，父母權威度的降低導致家庭支持系統對個體的影響力逐漸減弱；另一方面，初中生脫離父母控制，其自身家庭支持感知程度也逐漸降低。與此同時，初中生的關注重心隨年級增長轉向學業、同伴[9]，因而，學校人際關系的日益穩固和團體歸屬感的逐步強烈使得學校支持系統的作用凸顯，并積極作用于個體的社會適應行為[7][48]。

（五）研究的不足與展望

首先，研究僅選取初中生作為采樣對象。青少年早中期個體的自尊多屬于依賴性自尊水平，較易受到外部評價的影響，因而，不排除當取樣樣本更成熟時，由于青少年獨立性和無條件自尊的良好發展，其親社會行為將更多源于自我思考而非他人支持。未來研究有必要擴大采樣范圍，驗證社會支持是否存在曲線效應。其次，本研究屬于橫斷研究，難以得出嚴格的因果推論。未來有必要通過追蹤研究進一步明確社會支持與青少年親社會行為間的關系及作用機制。

五、結論

本研究得出以下結論：家庭支持和學校支持對初中生的親社會行為均具有正向預測作用；人際信任和自尊在家庭支持/學校支持與初中生親社會行為間分別起部分中介作用；人際信任和自尊在家庭支持/ 學校支持與初中生親社會行為之間起鏈式中介作用；隨著年級不斷提升，家庭支持對初中生親社會行為的影響逐漸減弱，學校支持的影響逐漸增強。