兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷的編制與應(yīng)用*

劉麗， 郭成， 史明鑫， 王靖萱，李晴， 繆華靈， 曾晉逸

西南大學 心理學部/心理健康教育研究中心， 重慶 400715

兒童青少年階段是個體生理和心理發(fā)展的關(guān)鍵時期， 其良好的社會適應(yīng)狀態(tài)對個體的社會性發(fā)展具有重要意義． 它不僅影響其現(xiàn)有的學習和心理健康狀態(tài)， 還影響其成人后的工作與生活[1]． 生態(tài)系統(tǒng)理論認為， 個體發(fā)展會受到不同系統(tǒng)的相互影響． 當前， 在兒童青少年成長和發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)中， 家庭、 學校和社會環(huán)境都存在著較大的變化． 家庭方面， 全面開放三胎的政策； 學校方面， 雙減政策的實施[2]； 社會方面， 新冠疫情常態(tài)化等， 都對兒童青少年的社會適應(yīng)產(chǎn)生著不同程度的影響[3-6]． 因此， 評估兒童青少年在新時代背景下的社會適應(yīng)能力的狀況， 并依據(jù)結(jié)果探究及時有效的教育對策， 對于發(fā)展素質(zhì)教育、 促進兒童青少年的健康成長具有重要意義．

社會適應(yīng)是指個體在與社會環(huán)境交互作用的過程中， 通過順應(yīng)環(huán)境、 調(diào)控自我或改變環(huán)境， 最終達到與社會環(huán)境保持和諧平衡的動態(tài)關(guān)系過程， 是個體在社會生活中的心理、 社會協(xié)調(diào)狀態(tài)的綜合反映[7]． 有研究表明， 社會適應(yīng)包括社會適應(yīng)狀態(tài)、 社會適應(yīng)能力和社會適應(yīng)過程[8]， 而要有良好的社會適應(yīng)狀態(tài)， 其核心是社會適應(yīng)能力， 因為個體內(nèi)在的適應(yīng)能力決定了個體的狀態(tài)和適應(yīng)過程[9]． 因此， 評估個體社會適應(yīng)的發(fā)展狀況和水平， 就應(yīng)當評估個體的社會適應(yīng)能力． 現(xiàn)有社會適應(yīng)的評估工具主要包括3類： 第一類是依據(jù)社會適應(yīng)領(lǐng)域編制的量表[10-12]， 其評估的是個體在不同領(lǐng)域中的社會適應(yīng)狀態(tài)． 然而， 由于個體的適應(yīng)領(lǐng)域具有多樣性和可變性， 因此依據(jù)適應(yīng)領(lǐng)域來評估個體社會適應(yīng)能力往往存在一定的局限． 第二類是依據(jù)適應(yīng)的心理能力編制的量表[13]， 但此類量表較少考慮社會適應(yīng)的心理過程． 事實上， 個體在適應(yīng)的不同階段， 其能力素養(yǎng)的要求不同． 第三類是依據(jù)社會適應(yīng)的過程編制的量表[11]， 但鮮有以兒童青少年為被試對象的研究． 因此， 本研究從兒童青少年社會適應(yīng)的心理活動過程及其所需的心理能力要素相結(jié)合的視角出發(fā)， 研制評估兒童青少年社會適應(yīng)能力的測量工具， 目的是提高研究工具的跨領(lǐng)域適應(yīng)性．

適應(yīng)與否與個體在環(huán)境中面臨的壓力有著緊密的聯(lián)系． 壓力是個體內(nèi)在穩(wěn)態(tài)受到威脅(真實或感知到的)時的狀態(tài)[14]， 而社會適應(yīng)是個體內(nèi)在心理系統(tǒng)對外在環(huán)境變化的應(yīng)對過程， 具體表現(xiàn)為適應(yīng)什么， 如何適應(yīng)， 能否適應(yīng)， 是否表現(xiàn)出適應(yīng)[15]． 因此， 壓力應(yīng)對的過程即個體對刺激進行應(yīng)對， 使個體內(nèi)在穩(wěn)態(tài)恢復平衡的過程， 與社會適應(yīng)的過程密不可分． 現(xiàn)代應(yīng)激理論指出， 應(yīng)激作為壓力應(yīng)對的一種方式， 是個體感知到環(huán)境變化， 對其威脅或挑戰(zhàn)作出的適應(yīng)與應(yīng)對的過程[16]． 由此可見， 應(yīng)激的心理過程可以反映個體心理適應(yīng)的過程． 根據(jù)心理應(yīng)激的認知—交互作用理論[17-18]， 外界環(huán)境刺激對個體產(chǎn)生的挑戰(zhàn)， 并不直接引發(fā)個體的應(yīng)對， 而是通過個體對覺知到的應(yīng)激源的認知評價， 以及個體一直以來的應(yīng)對策略傾向來影響個體的應(yīng)激反應(yīng)[19]． 在發(fā)生應(yīng)激反應(yīng)之前， 個體要經(jīng)歷應(yīng)激源覺察→認知評價→應(yīng)付3個過程． 應(yīng)激源是引起應(yīng)激的各種內(nèi)外環(huán)境刺激， 包括生物性的、 心理性的和社會性的[20]． 認知評價分為初級評價和次級評價． 通過初級評價， 個體認識應(yīng)激源的性質(zhì)和重要程度， 判斷自己是否受到威脅， 對應(yīng)激源的覺察和初級評價是個體對外部事件和內(nèi)部狀態(tài)的感知和領(lǐng)悟[21-22]， 即覺察力． 有研究表明， 具有更強情緒覺察力的兒童， 在同伴中更受歡迎， 且表現(xiàn)出更多的共情和親社會行為， 并且在社會關(guān)系中擁有更積極的體驗[23-25]． 個體對刺激覺察之后， 形成對某事物接受程度的判斷， 這需要個體承受力的參與[26]， 承受力是指個體的身心接受外界刺激的能力， 它具有內(nèi)隱性的特點． 該能力的強弱最終要通過一定的應(yīng)對方式表現(xiàn)出來[27]， 承受力作為一種心理調(diào)節(jié)能力， 外顯地表現(xiàn)在個體應(yīng)對刺激的心理和行為過程中[28]． 通過次級評價， 個體評估自己的應(yīng)對力， 選擇應(yīng)對方式[29]． 應(yīng)對力能增強人的自信心， 是個體的內(nèi)部資源或保護因素[30]． 此處的應(yīng)對力指個體在認知和行為上對已有資源進行管理并將其用于處理問題的能力． 此外， 次級評價還需要個體反思力的參與． 反思力是個體對經(jīng)驗的仔細探索和評估， 從而創(chuàng)造意義， 以實現(xiàn)平衡運作、 學習和發(fā)展[31]． 已有研究表明， 部分處于不利環(huán)境中的兒童青少年， 在未來的成長中適應(yīng)良好[32-33]， 這主要得益于復原力， 即個體通過尋求支持等方式， 促進或修補健康， 恢復正常適應(yīng)， 并取得積極的、 發(fā)展性的適應(yīng)結(jié)果的能力． 復原力使個體成功適應(yīng)外部環(huán)境， 達成與環(huán)境、 生活的和諧． 隨后， 個體反思力會發(fā)揮作用， 促進個體再次進行認知評價， 對當前經(jīng)驗的仔細探索和評估， 審視個體的認知過程、 情緒過程、 意志過程及環(huán)境的變化， 以預防錯誤并獲得成功． 需要強調(diào)的是， 反思力不僅出現(xiàn)于某個單一階段， 復原力也不會只在個體采取應(yīng)對行動后才出現(xiàn)． 已有研究顯示， 應(yīng)對方式會影響復原力[34]， 積極的應(yīng)對方式和復原力的各個因子的正相關(guān)性有統(tǒng)計學意義[35]， 復原力高的個體傾向于采用尋求支持和改變價值觀念體系的積極應(yīng)對方式， 而較少采用回避和發(fā)泄的消極應(yīng)對方式． 復原力還會促使個體反思[36]．

基于此， 本研究認為， 對內(nèi)在心理事件或外在環(huán)境事件的覺察， 以及對事件的評價和接受程度， 取決于個體覺察力和承受力， 而個體反思力影響了對自身應(yīng)對力和應(yīng)對方式的評估， 應(yīng)對力幫助個體達到內(nèi)在心理和外在環(huán)境中的平衡， 復原力促使個體選擇合適的應(yīng)對方式， 幫助個體與不利刺激對抗， 而復原力又促進了個體反思力． 如此一來， 在適應(yīng)了刺激事件帶來的不平衡狀態(tài)之后， 個體達到一個新的平衡高度． 這一過程中個體的覺察力、 承受力、 應(yīng)對力、 復原力和反思力都得到增強， 便可以更好適應(yīng)下一個不平衡狀態(tài)． 因此， 本研究根據(jù)心理應(yīng)激的認知—交互作用理論， 結(jié)合社會適應(yīng)的核心過程， 包括事件的覺知、 評價、 接受、 應(yīng)付和反思， 構(gòu)建了個體在社會適應(yīng)過程中需要的心理適應(yīng)能力模型(圖1)． 以此為基礎(chǔ)， 將本研究中社會適應(yīng)能力界定為個體與社會環(huán)境中的人、 事、 物相互作用的過程中， 通過順應(yīng)或改變環(huán)境、 調(diào)控自我， 以達到平衡和諧狀態(tài)的過程中所需要的不同能力， 具體包括覺察力、 承受力、 應(yīng)對力、 復原力和反思力， 并以此為基礎(chǔ)編制兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷， 開發(fā)兒童青少年社會適應(yīng)能力的測評工具．

圖1 社會適應(yīng)的心理能力要素模型

1 研究方法

1.1 被試

樣本1： 預測樣本， 通過網(wǎng)絡(luò)平臺在線測試小學四年級到高中三年級的935名兒童青少年， 剔除規(guī)律性作答等無效問卷后， 剩余有效問卷920份， 有效回收率為98.40%， 其中男生問卷303份(32.93%)， 女生問卷617份(67.07%)， 用于項目分析和探索性因素分析．

樣本2： 正式施測， 結(jié)合年級分層抽樣和方便取樣的方法， 通過網(wǎng)絡(luò)平臺在線測試來自四川、 重慶、 遼寧、 廣東、 福建、 江蘇、 浙江等省市的小學四年級到高中三年級的3 368名兒童青少年， 剔除規(guī)律性作答、 極端數(shù)據(jù)等無效問卷后， 剩余有效問卷3 217份， 問卷有效回收率為95.52%， 其中男生問卷1 594份(49.55%)， 女生問卷1 623份(50.45%)， 用于信效度檢驗及現(xiàn)狀分析．

1.2 問卷編制的過程

1.2.1 初始問卷的編制

通過文獻分析， 并由心理學研究生組成的小組進行討論， 整理出兒童青少年社會適應(yīng)心理能力調(diào)查問卷(專家咨詢問卷)， 通過郵件等方式邀請16名心理學專家對兒童青少年社會適應(yīng)能力的定義、 理論模型從覺察力、 承受力、 應(yīng)對力、 復原力和反思力5個維度進行評定， 根據(jù)專家返回意見， 對社會適應(yīng)能力及各分維度定義進行修訂， 如將承受力的界定從“個體承載負面刺激的能力和體驗正面情緒的能力”更改為“對外界刺激的接受程度”， 應(yīng)對力的界定強調(diào)了“認知和行為上的努力”， 將復原力與學界普遍認同的“心理韌性”概念作了區(qū)分， 界定“復原力”為狹義的恢復能力， 不包括承受和應(yīng)對的能力， 但在學界普遍使用的“心理韌性”或“心理彈性”的概念中， 個體的反彈能力與承受及應(yīng)對能力有所重合[37-39]． 在此基礎(chǔ)上， 結(jié)合文獻編制兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷初始題目， 經(jīng)4名心理學研究生和1名心理學教授對題項進行挑剔性閱讀， 經(jīng)多次修改得到88道題， 其中覺察力維度18題， 承受力維度15題， 應(yīng)對力維度17題， 復原力維度16題， 反思力維度22題． 采用李克特5點計分， 1-5分別代表完全不符合-完全符合． 項目編制過程中遵循簡潔明了、 符合青少年認知發(fā)展水平、 無歧義和客觀化4項基本原則．

1.2.2 初始問卷修訂

根據(jù)樣本1問卷結(jié)果， 對初始問卷進行修訂．

首先， 將所有初擬的社會適應(yīng)能力題項的總分按高分組(高分位 27%)和低分組(低分位 27%)的被試劃分為兩個組； 將這兩組被試在各個題項上的得分進行獨立樣本t檢驗； 如果某個題項的高分組與低分組的t檢驗結(jié)果無統(tǒng)計學意義， 則刪除此項． 結(jié)果顯示， 所有題項均有統(tǒng)計學意義(p<0.001)， 具有良好的區(qū)分度．

然后， 計算各題項與總分之間的相關(guān)性， 若相關(guān)性無統(tǒng)計學意義或相關(guān)系數(shù)低于0.3， 則刪除該題項． 刪除相關(guān)系數(shù)小于0.3的11個題項， 剩余77題．

最后， 對77個題項做探索性因素分析(EFA)． 為確保滿足做EFA的條件， 首先運用KMO和Bartlett球形檢驗對數(shù)據(jù)進行檢驗， 結(jié)果表明， KMO檢驗值為0.965， 且Bartlett球形檢驗結(jié)果卡方值為32 651.684(p<0.001)， 表明數(shù)據(jù)適合做因素分析． 運用主成分分析法和正交極大方差旋轉(zhuǎn)法， 根據(jù)結(jié)果進行項目篩選， 標準如下： ① 在所處因素上的因子載荷高于0.40的項目； ② 同時在多個因素上有較大因子載荷的項目需刪除， 這表明該項目對因素的代表性較差； ③ 因素的特征值大于1； ④ 每個因素至少包含3個項目； ⑤ 依據(jù)研究的理論構(gòu)想和項目內(nèi)涵， 剔除歸類不恰當?shù)捻椖亢筒荒艹浞址从衬骋蛩靥卣鞯捻椖浚?最終保留30個項目、 5個維度的兒童青少年社會適應(yīng)能力正式問卷， 共解釋變異的51.49%， 根據(jù)問卷編制的理論構(gòu)想和各因子包含的題項特征， 得到各題目的所屬維度及因子載荷(表1)．

表1 兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷的探索性因素分析結(jié)果(n=920)

續(xù)表1

1.2.3 正式問卷的施測

使用樣本2數(shù)據(jù)， 進行項目分析、 信度和效度分析， 并使用獨立樣本t檢驗和單因素方差分析對本次調(diào)查樣本進行分析．

1.3 數(shù)據(jù)處理方法

采用SPSS 25.0和Mplus 8.3處理數(shù)據(jù)．

2 結(jié)果

2.1 項目分析

使用樣本2數(shù)據(jù)進行分析顯示， 題項與總分之間的相關(guān)系數(shù)為0.53～0.73， 且臨界比率法顯示， 前27%的高分組和后27%的低分組t檢驗差異有統(tǒng)計學意義， 項目區(qū)分度良好， 結(jié)論與樣本1結(jié)果一致．

2.2 信度分析

兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷及5個維度的Cronbach’sα系數(shù)為0.84～0.95， 其中總問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.95， 分半信度為0.92， 說明本問卷具有良好的信度．

2.3 效度分析

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度分析

采用極大似然估計法對問卷進行驗證性因素分析， 以考察模型的擬合度(表2)． 根據(jù)探索性因子分析結(jié)果， 將正式問卷設(shè)定為包含30個觀測變量的5因子模型， 使用Mplus 8.3對所有的題項進行驗證性因子分析， 一階模型和二階模型結(jié)果均顯示擬合指數(shù)RMSEA<0.05，SRMR<0.05， 并且CFI，TLI都大于0.9[40]， 且30個題項的因子負荷均高于0.5， 表明該模型擬合度良好， 即編制的兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷支持探索性因素分析結(jié)果， 且符合理論架構(gòu)．

表2 兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷的驗證性因子分析主要擬合指數(shù)(n=3 217)

相關(guān)分析結(jié)果顯示， 各維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.48～0.75， 各維度與總分之間的相關(guān)系數(shù)為0.77～0.89(表3)， 相關(guān)性均有統(tǒng)計學意義(p<0.001)， 且分維度與總分的相關(guān)系數(shù)大于分維度之間的相關(guān)系數(shù)， 說明編制的兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度．

表3 兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷的結(jié)構(gòu)效度

2.3.2 效標關(guān)聯(lián)效度

本研究使用潘彥谷等[41-44]在已有小學生心理素質(zhì)量表的基礎(chǔ)上編制的小學生心理素質(zhì)量表(簡化版， 2017)的適應(yīng)能力分維度作為效標， 計算兒童青少年社會適應(yīng)總分及其分維度得分與校標得分之間的相關(guān)系數(shù)， 結(jié)果如表4所示， 社會適應(yīng)總分與各維度得分均與效標問卷得分正相關(guān)性有統(tǒng)計學意義(p<0.001)， 說明本問卷具有良好的效標關(guān)聯(lián)效度．

表4 兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷的效標關(guān)聯(lián)效度

2.4 兒童青少年社會適應(yīng)能力的現(xiàn)狀分析

本研究使用描述統(tǒng)計、 獨立樣本t檢驗和單因素方差分析對兒童青少年社會適應(yīng)能力的發(fā)展狀況進行分析， 結(jié)果如表5所示．

表5 兒童青少年社會適應(yīng)能力的現(xiàn)狀分析表

兒童青少年的社會適應(yīng)能力總體均分為3.97(3分為中間值)， 這表明兒童青少年社會適應(yīng)能力整體屬于中等偏上水平． 其中， 承受力維度得分最低， 覺察力維度得分最高．

以社會適應(yīng)能力總分及各分維度得分為因變量， 以性別、 獨生與否、 留守與否為自變量進行獨立樣本t檢驗， 結(jié)果顯示： 男生的社會適應(yīng)能力顯著高于女生， 具體到分維度， 覺察力、 復原力和反思力差異無統(tǒng)計學意義， 但男生的承受力和應(yīng)對力顯著高于女生； 獨生子女的社會適應(yīng)能力顯著高于非獨生子女， 除反思力外， 其余4個維度差異均有統(tǒng)計學意義； 非留守兒童的社會適應(yīng)能力顯著高于留守兒童， 且各分維度差異均有統(tǒng)計學意義．

對兒童青少年社會適應(yīng)能力在年級上的差異進行單因素方差分析， 結(jié)果顯示， 年級間的社會適應(yīng)能力差異有統(tǒng)計學意義， 進一步事后檢驗發(fā)現(xiàn)， 社會適應(yīng)能力總分， 小學六年級高于其他年級， 小學五年級、 初中一年級高于初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 小學四年級高于初中二年級、 高中三年級， 高中二年級高于初中二年級、 高中三年級； 覺察力維度， 小學六年級高于小學五年級、 初中一年級、 初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 小學四年級、 小學五年級高于初中二年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 初中一年級、 高中一年級高于初中二年級、 高中三年級， 高中二年級高于初中二年級； 承受力維度， 小學六年級高于小學四年級、 小學五年級、 初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 初中一年級、 小學五年級高于初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 小學四年級、 高中二年級高于高中一年級； 應(yīng)對力維度， 小學六年級高于其他年級， 小學五年級、 初中一年級高于初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級； 復原力維度， 小學六年級、 小學五年級高于初中一年級、 初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 小學四年級、 初中一年級高于初中二年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級； 反思力維度， 小學六年級高于小學四年級、 小學五年級、 初中二年級、 初中三年級、 高中一年級、 高中二年級、 高中三年級， 初中一年級高于小學四年級、 初中二年級、 高中一年級、 高中三年級， 小學五年級、 高中二年級高于初中二年級、 高中一年級， 具體趨勢如圖2所示．

圖2 兒童青少年社會適應(yīng)能力分年級情況

3 討論

本研究旨在編制兒童青少年社會適應(yīng)能力評估問卷的基礎(chǔ)上， 探究其社會適應(yīng)能力的發(fā)展狀況及影響因素． 經(jīng)過文獻研究、 模型建構(gòu)、 專家咨詢、 預施測、 項目分析、 探索性因素分析以及驗證性因素分析， 本研究編制的問卷具有較好的信效度， 而且模型擬合較好， 最終結(jié)果符合理論構(gòu)想．

3.1 社會適應(yīng)能力問卷的編制

本研究嚴格遵循心理學量表編制的程序以確保科學性． 首先， 本研究基于文獻分析， 根據(jù)心理應(yīng)激的認知—交互作用理論提出了理論構(gòu)想， 根據(jù)個體應(yīng)對壓力事件的已有研究， 將兒童青少年的社會適應(yīng)能力建構(gòu)為覺察力、 承受力、 應(yīng)對力、 復原力和反思力5個維度， 并根據(jù)專家咨詢問卷反饋， 對5個維度的含義做了進一步的修正， 以此為基礎(chǔ)， 形成初始問卷． 然后， 進行問卷的預施測， 項目分析及探索性因素分析結(jié)果支持了構(gòu)想模型， 形成5個因子共計30個題項的正式問卷． 最后使用正式問卷再次收集數(shù)據(jù)， 對問卷的信效度進行評估． 信度方面， 5個維度的Cronbach’sα系數(shù)為0.84～0.95， 其中總問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.95， 分半信度為0.92， 表明量表具有良好的穩(wěn)定性和可靠性； 效度方面， 本研究編制的兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷各維度及總分與小學生心理素質(zhì)量表(簡化版， 2017)的相關(guān)性有統(tǒng)計學意義， 效標關(guān)聯(lián)效度良好， 且驗證性因素分析結(jié)果顯示， 一階模型和二階模型結(jié)果均顯示擬合指數(shù)RMSEA和SRMR小于 0.05， 并且CFI，TLI都大于0.9， 表明量表的結(jié)構(gòu)效度良好．

探索性因素分析過程中， 各維度的方差變異解釋率從大到小依次為反思力、 覺察力、 應(yīng)對力、 復原力和承受力， 這反映了各個維度在社會適應(yīng)能力中的重要性程度的變化． 反思力和覺察力在社會適應(yīng)能力中重要性較高， 根據(jù)本研究提出的社會適應(yīng)能力的模型， 覺察力幫助個體覺察到事件并影響后續(xù)心理反應(yīng)和行為應(yīng)對方式， 在“事件和評價”兩個環(huán)節(jié)中發(fā)揮著重要作用． 此外， 個體反思力參與到次級評價過程， 并對自身應(yīng)對力和應(yīng)對方式的評估產(chǎn)生影響， 因此反思力在“評價、 應(yīng)付、 反思”3個環(huán)節(jié)起著不可替代的作用． 承受力在5個維度中位居最后， 方差變異解釋率略低， 一方面可能是由于該維度題目數(shù)量略少； 另一方面， 承受力是指個體的身心對外界刺激所能接受的程度， 具有內(nèi)隱性特點， 本研究通過問卷測量的方法對于承受力的測量具有一定的局限性， 具體原因仍需進一步探索．

3.2 兒童青少年社會適應(yīng)能力的現(xiàn)狀

本研究發(fā)現(xiàn)兒童青少年社會適應(yīng)能力得分均值為3.97分， 這表明社會適應(yīng)能力總體狀況良好， 說明個體在面對外界刺激源時， 基本上具備協(xié)調(diào)自身和環(huán)境的能力， 能夠利用自身的調(diào)節(jié)系統(tǒng)調(diào)動相應(yīng)的社會資源以應(yīng)對環(huán)境事件， 最終能夠從刺激中恢復過來， 達成與環(huán)境和生活和諧、 融洽一致的狀態(tài)． 在各維度上， 覺察力、 復原力和反思力得分高于承受力和應(yīng)對力， 得分均在3.8分及以上， 這表明兒童青少年在各維度的能力表現(xiàn)良好．

性別上， 總體的社會適應(yīng)能力男生顯著高于女生， 分維度上， 其中覺察力、 復原力和反思力差異無統(tǒng)計學意義， 但男生的承受力和應(yīng)對力顯著高于女生， 這與此前研究結(jié)果一致[45]， 這可能是社會對于男女性別角色期望的不同， 如我們鼓勵男孩子， 要成長為“小男子漢”， 要勇敢地面對困難， 遇到挫折要迎難而上， 保護身邊的家人和朋友， 而對于女孩子， 我們更多的叮囑是： “女孩子要保護好自己”， 從而使得男生有更強的抗挫折能力和處理問題的能力， 從而增加了其承受力及應(yīng)對力． 但針對留守兒童的研究顯示[45-46]， 相較于女生， 男生的社會適應(yīng)能力更低， 與本研究結(jié)果不一致， 提示不同的研究對象， 可能存在不同的性別差異結(jié)果．

年級上， 小學四到六年級和初中一年級社會適應(yīng)能力得分均高于4分， 其中小學六年級社會適應(yīng)能力得分最高． 而初中二、 三年級及高中3個年級得分均低于4分， 初中二年級得分最低． 這說明， 處于青春期的學生面臨更多的學業(yè)壓力和人際交往壓力， 與此同時， 其社會支持卻隨年級的升高而下降[48]， 故而顯示出更低的社會適應(yīng)能力水平； 小學六年級處于小學階段的最后一年， 即將轉(zhuǎn)變學習環(huán)境， 學生對于未來的初中生活可能會有更多的期待和憧憬， 社會適應(yīng)能力水平較高． 而初二學生正處于少年向成熟青年期過渡的關(guān)鍵期， 生理發(fā)展迅速致使心理發(fā)展不穩(wěn)定， 自我發(fā)展壓力高[49]， 容易表露出沮喪、 失意、 不滿、 焦慮等緊張情緒， 社會適應(yīng)能力較差．

獨生子女在總體社會適應(yīng)能力和除反思力外的4個子維度上均顯著高于非獨生子女， 此結(jié)論提示， 在全面開放二胎， 鼓勵三胎的背景下， 多子女家庭更需要關(guān)注孩子的社會適應(yīng)能力發(fā)展的情況[50]． 留守學生在社會適應(yīng)能力和各個分維度上均顯著高于非留守學生， 這與此前研究一致[50]．

3.3 不足與展望

本研究構(gòu)建了社會適應(yīng)的心理能力要素模型并將社會適應(yīng)能力劃分為覺察力、 承受力、 應(yīng)對力、 復原力和反思力5個維度， 編制了社會適應(yīng)能力問卷． 經(jīng)檢驗， 自編問卷具有良好的信效度． 使用包含全國各區(qū)域的樣本數(shù)據(jù)對兒童青少年的社會適應(yīng)能力狀況進行了初步分析， 在一定程度上揭示了兒童青少年社會適應(yīng)能力的現(xiàn)狀． 但本研究還存在以下不足： 第一， 自陳問卷可能會存在社會贊許效應(yīng)， 未來研究可在此基礎(chǔ)上加入多角度評估， 如老師、 家長的評價； 第二， 針對不同階段學生的社會適應(yīng)能力發(fā)展狀況的分析， 僅通過橫斷面數(shù)據(jù)分析， 可能存在組群效應(yīng)， 若需進一步了解其各維度能力的發(fā)展， 仍需考慮與追蹤研究相結(jié)合； 第三， 本研究尚未建立全國常模， 后續(xù)可建立全國常模， 分析個體在社會適應(yīng)能力的5個維度上的具體情況， 對低于常模水平的學生進行針對性的干預研究．

4 結(jié)論

本研究表明《兒童青少年社會適應(yīng)能力問卷》具有較好的理論構(gòu)想， 良好的信效度指標， 是研究兒童青少年社會適應(yīng)能力的有效工具； 我國兒童青少年社會適應(yīng)能力較好， 在性別、 年級、 獨生與否和留守與否等人口學變量上差異有統(tǒng)計學意義．