師范生父母教養方式、人際信任與宿舍人際困擾的關系

魏昌武，馬 燕，謝 靜

(1.賀州學院教育與音樂學院，廣西賀州，542899；2.賀州學院外國語學院，廣西賀州，542899)

一、研究背景

大學生宿舍人際困擾問題日益成為研究熱點。[1-4]宿舍生活對大學生有著積極或消極的影響。積極的影響表現為和諧的宿舍生活會促進大學生的正義、人性、智慧、勇氣、超越和幸福，良好的宿舍人際關系會減少大學生抑郁，積極的宿舍同伴可以提升室友的學業成績等。[5-8]消極的方面則主要表現為人際困擾。大學生人際困擾正向預測手機成癮傾向、問題性移動社交網絡使用，負向預測學生的幸福感等。[2-3,9]人際困擾是指個體在適應生活的過程中，覺察或認識到人際環境要求與自身應對能力不足而產生的不平衡狀態，并表現出來身體緊張或心理困擾狀態，是心理壓力的一種。[10]宿舍人際困擾是大學生在宿舍人際情境下遭遇的人際困擾。我國大學生宿舍人際困擾檢出率為13.70%—34.97%。[1，11]大學生宿舍總體上存在輕度宿舍人際困擾，在待人接物方面存在中度困擾，在交談、交友以及異性相處方面存在輕度困擾。[4]

大學生宿舍人際困擾的形成和發展與其父母教養方式存在密切關聯。父母教養方式是指在家庭生活中以親子為中心的，父母在對子女進行撫養和教育的日常活動中所表現出來的一種對待孩子的相對穩定的、固定的行為模式和行為傾向，是父母傳達給子女的態度以及由父母的行為所表達出的情感氣氛的集合體。[12]人際交往能力是負向預測宿舍人際困擾的重要因子[3]，探討人際交往能力的預測因子在一定程度上可以預測大學生的宿舍人際困擾。有研究表明，積極的父母教養方式(如父母溫暖)正向預測大學生人際交往能力，負向預測宿舍人際困擾，父母溫暖可以正向預測大學生的親社會行為，母親溫暖對大學生社會責任感有顯著正向預測作用，而消極的父母教養方式(如父母保護與父母拒絕)則正向預測宿舍人際困擾，父母拒絕對大學生社會責任感有顯著負向預測作用。[13-16]雖然這些結果都表明父母溫暖與宿舍人際困擾負相關，父母拒絕和父母保護與宿舍人際困擾正相關，但是有關二者之間的作用機制的研究還不充足。對此，有必要探討父母教養方式對大學生宿舍人際困擾的影響機制。

人際信任是一種心理狀態[17]，人際信任與人際關系的發展和維護有關[18]，人際信任對人際關系有著重要的意義。在人際關系中，信任是基礎，讓人們愿意相互依存、在社會互動中接受脆弱性。[19]而人際信任的形成與發展也與父母教養方式密切相關。研究表明，父母教養方式與人際信任的各因子間顯著相關，父母教養方式量表的幾個因子都能夠較好地預測大學生人際信任水平。[20]也有研究表明，人際信任與宿舍人際困擾顯著負相關，較低的人際信任水平會窄化自我認知功能和行為，從而產生更多的宿舍人際困擾，人際信任在父母教養方式對大學生人際關系的影響中起部分中介作用。[21-23]綜合上述文獻可以合理推測，人際信任可能是父母教養方式影響大學生宿舍人際困擾的中介因素。

當前，有關師范生宿舍人際困擾的研究還不充足，對此，本研究以師范生為研究對象，探討他們的父母教養方式、人際信任與宿舍人際困擾的關系。本研究主要研究的問題包括：師范生父母教養方式、人際信任與宿舍人際困擾的關系；人際信任在父母教養方式對師范生宿舍人際困擾的影響中的中介作用。

二、研究對象與方法

(一)研究對象

本研究采用立意抽樣的方法，在廣西某學院以班級為單位總共發放600份問卷，回收問卷580份，有效問卷468份，有效問卷率80.7%。其中，男生97人，女生371人；大二學生347人，大三學生121人；來自農村358人，來自城市110人；獨生子女82人，非獨生子女386人；學生干部223人，非學生干部245人。因疫情原因，大一學生還沒有開學，大四學生還沒有回校，故本次研究對象未包含大一和大四的學生。

(二)研究工具

1.宿舍人際困擾量表

本研究采用楊榮改編的宿舍人際困擾量表[24]，共28個題項，采用5點計分法(0=“肯定不是”，0.25=“大部分不是”，0.5=“時有時無”，0.75=“大部分是”，1=“肯定是”)計分，分為交談、交際交友、待人接物、室友支持因子四個維度。本研究中，該量表的Cronbach，α為0.929，各維度Cronbach，α介于0.787—0.899之間，具有較好的信度。驗證性因素分析表明，宿舍人際困擾量表的四因素結構模型的擬合度雖不是十分理想，但是可以接受(χ2/d?=4.427，TLI=0.811，CFI=0.828，IFI=0.829，NFI=0.790，RMSEA=0.086)。

2.人際信任量表

本研究采用汪向東等人編制的人際信任量表[25]，共18個題項，采用Likert 7點計分法(從1=“完全不同意”到7=“完全同意”)計分，分為可預測性、可依靠性和信賴三個維度。本研究中，該量表的Cronbach，α=0.928，各維度Cronbach，α介于0.908—0.932之間，具有較好的信度。人際信任量表的三因素結構模型的擬合度良好(χ2/d?=2.846，GFI=0.915，TLI=0.953，CFI=0.96，IFI=0.96，NFI=0.939，RMSEA=0.063)，表明具有較好的結構效度。

3.父母教養方式問卷

本研究采用蔣獎等人修訂的中文版簡式父母教養方式問卷[26]，共有42個題項(分為父親版和母親版，每版各21個題項)，采用Likert 4點計分法(從1=“比較不符合”到4=“非常符合”)計分，分為情感溫暖、拒絕和過度保護這三個維度。本研究中，該問卷各維度Cronbach，α介于0.81—0.91之間，具有較好的信度。父母教養方式問卷父親版三因素結構模型的擬合度良好(χ2/d?=2.54，GFI=0.91，TLI=0.94，CFI=0.95，IFI=0.95，NFI=0.92，RMSEA=0.057)；母親版三因素結構模型的擬合度良好(χ2/d?=2.77，GFI=0.90，TLI=0.88，CFI=0.90， IFI=0.90，NFI=0.85，RMSEA=0.062)，表明該問卷具有較好的結構效度。

所有數據采用SPSS 26.0 進行描述性統計、差異分析和相關分析、探索性因素分析(Harman單因子檢驗)，采用AMOS 24.0進行驗證性因素分析與中介效應分析。

(三)共同方法偏差檢驗

本研究以自評問卷收集數據，變量間的關系可能受到共同方法偏差的影響，為了盡可能減少這種影響，在數據收集過程中，研究者通過向被試強調匿名性、保密性等方式進行了程序控制，數據回收后，研究者采用Harman單因子檢驗對共同方法偏差進行檢驗。結果表明，經未旋轉的主成分因素分析后，有19個因子特征根大于1，最大因子解釋變異量18.01%，遠低于40%的臨界值[27]，本研究的共同方法偏差問題并不嚴重。

三、研究結果

(一)父母教養方式、人際信任與宿舍人際困擾之間的關系

如表1所示，父母溫暖與父母拒絕、宿舍人際困擾呈顯著負相關，與人際信任呈顯著正相關；父母保護與父母拒絕、宿舍人際困擾呈顯著正相關，與人際信任呈顯著負相關；父母拒絕與人際信任呈顯著負相關，與宿舍人際困擾呈顯著正相關；人際信任與宿舍人際困擾呈顯著負相關。

表1 父母教養方式、人際信任與宿舍人際困擾之間的關系

(二)人際信任在父母教養方式對宿舍人際困擾的影響中的中介作用

為考察父母教養方式對宿舍人際困擾的影響以及人際信任在二者之間的中介作用，本研究運用AMOS建立結構方程模型進行驗證，通過重復隨機抽樣的方法抽取5000個Bootstrap樣本，運用偏差校正的非參數百分位Bootstrap法估計95%的置信區間進行中介效果檢驗。在模型分析中，本研究以宿舍人際困擾作為結果變量，父母溫暖、父母保護和父母拒絕為預測變量，人際信任為中介變量。其中，父母溫暖由父親溫暖和母親溫暖構成，父母保護由父親保護和母親保護構成，父母拒絕由父親拒絕和母親拒絕構成，宿舍人際困擾是由交談、待人接物、交際交流和室友支持構成，人際信任由信賴、可靠性和可預測性構成。

本研究采用整體數據對模型進行分析，結果顯示：整體模型的各項擬合指標為χ2/d?=5.93(χ2=326.29，d?=55)，GFI=0.91，CFI=0.92，RMSEA=0.08。除χ2/d?因容易受到樣本數量的影響而不夠理想外，其他指標均可以接受。標準化路徑系數如圖1所示。路徑系數結果顯示，父母溫暖、父母保護和父母拒絕對宿舍人際困擾的直接路徑系數不顯著(β=-0.12，β=0.13，β=0.16，p>0.05)，父母溫暖、父母保護對人際信任直接路徑系數顯著(β=0.31，p<0.001；β=-0.18，p<0.05)，人際信任對宿舍人際困擾路徑系數顯著(β=-0.37，p<0.001)，人際信任在父母溫暖對宿舍人際困擾的影響中起完全中介作用，效應值為-0.114，95%上下限為[-0.19，-0.05]，不包含0，人際信任在父母保護以及父母拒絕對宿舍人際困擾的影響中沒有中介作用，95%上下限分別為[-0.002，0.139]和[-0.083，0.048]，均包含0。

圖1 人際信任在父母教養方式對宿舍人際困擾的影響中的中介作用

四、討論與建議

(一)父母教養方式與人際信任、宿舍人際困擾之間的關系

父母溫暖與父母拒絕顯著負相關，基本符合父母教養方式問卷的構面設計[26]，但此問卷中沒有發現父母溫暖與父母保護之間的顯著負相關關系，這可能跟調查被試樣本量較小有關。父母溫暖與人際信任顯著正相關，這可能是因為父母溫暖與大學生人際交往能力正相關，而交往能力與人際信任正相關[13]，人際信任又與人際關系的發展和維護有關。[20]父母溫暖與宿舍人際困擾顯著負相關，父母溫暖負向預測大學生宿舍人際困擾，父母保護和父母拒絕正向預測大學生宿舍人際困擾。這與蘇語瑄等人的研究結果一致。[14]父母保護和父母拒絕、人際信任顯著負相關，這可能是因為父母保護和父母拒絕會讓其子女獲得較低的人際信任。[20]人際信任與宿舍人際困擾顯著負相關，這可能是因為較低的人際信任水平會窄化自我認知功能和行為，而產生更多的宿舍人際困擾。[22]

(二)人際信任在父母教養方式對宿舍人際困擾影響中的中介效果

人際信任在父母溫暖對宿舍人際困擾的影響中起完全中介作用，而在父母保護以及父母拒絕對宿舍人際困擾的影響中沒有中介作用。這一結果同張田玉等人關于人際歸因在父母教養方式對大學生宿舍人際關系的影響中具有部分中介作用類似[23]，但不完全相同。這可能是因為本研究以父母教養方式的三個維度作為自變量，而張田玉等人則把父母教養方式總分作為自變量[23]。此外，不同文化背景的學生其父母教養方式可能不同，需要更多的研究探究造成這種差異的原因。

(三)建議

基于本研究結果，建議家長較多采用積極的教養方式，以提高孩子的人際信任水平，提升其人際交往能力，減少其宿舍人際困擾。大學教育工作者們應該著力培養師范生的人際信任，采用講座、宣傳、活動等提升他們的人際信任水平，鍛煉他們的人際交往能力，減少宿舍人際困擾。鑒于“社會—學校—家庭—個人四位一體”的人際信任模式[28]，社會方面要構建誠信的社會制度、建立健全法律體系、提高社會支持水平，學校方面要加強大學生人際交往的指導工作和制度化建設，創建公平、公開、透明的制度規則；家庭方面要保持良好的溝通與交流，提倡民主型的家庭教養方式；個人方面要學會交往、注重完善自己的人格，注意提高自身的道德修養等。

五、研究結論

本研究得出以下結論：父母溫暖與人際信任正相關，與宿舍人際困擾負相關；父母保護與父母拒絕同人際信任負相關，而同宿舍人際困擾正相關；人際信任在父母溫暖對宿舍人際困擾的影響中具有完全中介作用。