留守兒童家庭處境不利累積風險與社會適應：壓力的中介作用與心理社會資源的調(diào)節(jié)作用*

范興華 方曉義 趙 纖 陳鋒菊

留守兒童家庭處境不利累積風險與社會適應：壓力的中介作用與心理社會資源的調(diào)節(jié)作用*

范興華1,2,3方曉義4趙 纖5陳鋒菊6

(1湖南師范大學教育科學學院;2認知與人類行為湖南省重點實驗室;3湖南省心理健康教育研究基地;6湖南師范大學圖書館, 長沙 410081) (4北京師范大學發(fā)展心理研究院, 北京 100875) (5永州師范高等專科學校小學教育學院, 湖南 永州 425000)

基于生態(tài)系統(tǒng)理論和累積風險觀的觀點, 考察了留守兒童家庭處境不利因素對社會適應的累積效應及其作用機制。采用問卷法對651名農(nóng)村兒童進行入戶調(diào)查, 1年后實施追蹤。以前后測中一直處于留守狀態(tài)的285名兒童為分析對象, 其他樣本作為對照組僅參加社會適應比較。結果顯示：(1)與非留守兒童相比, 留守兒童的前測、后測社會適應得分均較低; 留守兒童家庭處境不利累積風險與即時/延時社會適應的關系模式均為線性模式; (2)控制性別、年齡的作用后, 留守兒童家庭處境不利累積風險對社會適應的即時/延時預測作用均顯著(β = ?0.42/?0.23,s < 0.001)。即時預測中, 壓力起部分中介作用, 心理社會資源對后半條中介路徑有調(diào)節(jié)效應, 隨著資源水平提高, 壓力的中介能力降低; 延時預測中, 后測壓力起部分中介作用, 心理社會資源對中介模型中的主效應及前半條中介路徑同時有調(diào)節(jié)作用, 隨著資源水平提升, 延時主效應及后測壓力的中介效應同時減弱, 至高分組時兩類效應均不顯著?？梢? 家庭處境不利累積風險是留守兒童低社會適應的重要近端環(huán)境因素, 且部分通過誘發(fā)壓力來實現(xiàn); 心理社會資源對其社會適應有重要保護作用。

留守兒童, 家庭處境不利累積風險, 社會適應, 壓力, 心理社會資源

1 問題提出

農(nóng)村留守兒童, 簡稱留守兒童, 指父母雙方外出務工或一方外出務工另一方無監(jiān)護能力、不滿16周歲的未成年人(國務院, 2016)。2018年我國留守兒童總數(shù)為697萬, 主要分布在四川、湖南等中西部七省。近年來, 留守兒童的社會適應狀況引發(fā)社會各界關注。社會適應指個體在與環(huán)境相互作用過程中調(diào)整自己的身心狀況, 達到社會期望的與其年齡和所處文化群體相適應的發(fā)展標準的程度(王建平等, 2010); 它是一個多維度概念, 相關評估主要聚焦于情緒與行為適應(牛更楓等, 2019)。與非留守兒童相比, 留守兒童的抑郁(范興華, 方曉義等, 2018)、孤獨感(Cheng & Sun, 2015)、焦慮(Dai & Chu, 2016)較高, 幸福感(范興華等, 2017)、快樂感(Dai & Chu, 2016)、生活滿意度(Sun et al., 2015)較低, 注意力不集中(Wen et al., 2019)、同伴交往問題與品行問題(程培霞等, 2010)較突出。國務院文件(2016)指出, 留守現(xiàn)象導致部分兒童出現(xiàn)心理健康問題甚至極端行為, 社會各方對此反響強烈。

部分留守兒童社會適應出現(xiàn)問題, 可能與其家庭撫養(yǎng)環(huán)境的“引擎”功能失調(diào)有關。人類發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)理論認為, 個體的發(fā)展是在與直接接觸環(huán)境中的他人、物體和符號的相互作用過程中完成的; 這一過程是個體發(fā)展的“引擎”, 其作用取決于環(huán)境的性質(zhì)、環(huán)境與個體間的能量傳遞、個體特點以及個體暴露在該環(huán)境下的時間長度與頻率四方面(Bronfenbrenner & Evans, 2000)。留守背景下, 親子長期分離, 家庭撫養(yǎng)環(huán)境中存在著缺少父母關愛等多種處境不利因素。對此, 一些兒童較為敏感、壓力體驗明顯, 出現(xiàn)了社會適應問題; 一些兒童能主動利用內(nèi)外部資源進行應對以降低它們及其壓力帶來的影響, 社會適應良好。近40年研究表明, 環(huán)境中多種風險因素并存時, 它們傾向于以累積方式發(fā)揮作用, 且對兒童發(fā)展存在重要影響(Evans et al., 2013)。那么, 留守兒童家庭處境不利累積風險對社會適應的消極作用, 是否通過提升壓力體驗這一心理能量傳遞過程來實現(xiàn)？在此過程中, 心理社會資源這一個體特點是否起到了緩沖作用, 從而導致兒童成長出現(xiàn)分化？這些效應是否隨留守時間推移而變化？本文采用追蹤設計進行探討。

1.1 留守兒童家庭處境不利累積風險與社會適應

留守兒童家庭處境不利(簡稱家庭處境不利)是指與非留守兒童相比, 留守兒童感知到的家庭撫養(yǎng)環(huán)境中不利于健康成長的系列風險因素(范興華等, 2011), 其中家庭撫養(yǎng)環(huán)境是指家庭中監(jiān)護人對未成年(孫)子女實施關愛、保護、教育及培養(yǎng)活動的情況和條件。家庭處境不利累積風險是由家庭處境不利因素轉(zhuǎn)換為二分型風險變量后累加而成。轉(zhuǎn)換方法有兩種(Gach et al., 2018; Wade et al., 2018)：一是當變量為分類變量時, 基于先驗理論將其中的某個或某些類別確定為參照類別并用“0”表示, 代表風險未出現(xiàn); 待比較類別用“1”表示, 代表風險出現(xiàn)。二是當變量為連續(xù)變量時, 基于統(tǒng)計標準將風險變量得分位于高分段(即≥ P75或≥ 1)或積極變量得分位于低分段(即≤ P25或≤ –1)的個案編碼為“有風險”并賦值為“1”, 其余個案為“無風險”并用“0”表示。累積風險(cumulative risk)觀認為(Evans et al., 2013), 風險因素孤立出現(xiàn)時, 它給個體適應帶來的影響小; 累積出現(xiàn)時, 對個體造成的危害大且持續(xù)時間較長; 整體上, 對兒童發(fā)展存在重要影響的是累積風險因素而非單個風險因素。

累積風險因素與兒童發(fā)展結果的關系模式可分為線性模式和非線性模式。線性模式認為, 各風險因素獨立發(fā)生作用, 它們累積在一起以線性組合方式影響發(fā)展結果, 風險因素每增加一個, 發(fā)展水平下降或適應問題增長一個單位, 表現(xiàn)出“梯度效應” (Rauer et al., 2008; 李董平等, 2016)。非線性模式假定, 風險因素間存在交互作用, 它們通過相互增強作用來形成“大規(guī)模累積效應”, 致使累積風險因素對發(fā)展結果的影響遠超單個風險因子之和(Evans et al., 2013); 它有兩種表現(xiàn)形式, Rauer等(2008)稱其為惡化模式(exacerbation model)和飽和模式(saturation model), 李董平等(2016)稱之為正加速模式和負加速模式。惡化模式或正加速模式下, 某個特定風險因素與積極發(fā)展結果的負向關系或與心理病理性問題的正向關系在其它風險因素同時出現(xiàn)時會變得更強; 飽和模式或負加速模式下, 隨著累積風險數(shù)目增加, 積極發(fā)展水平驟降或心理病理性問題劇增, 當風險數(shù)目增至閾值后, 新增風險因素對積極發(fā)展結果的負向影響或心理病理性問題的正向效應越來越小直至趨于平穩(wěn)?？梢? 兩種分類分別關注發(fā)展結果的積極面與消極面, 但對變量關系的描述并無本質(zhì)差異。

線性模式和非線性模式均獲部分研究支持。Gach等(2018)發(fā)現(xiàn), 兒童3歲時經(jīng)歷的累積生態(tài)風險對其10歲時外化問題行為有正向預測作用, 結果支持了線性模式; Biederman等(1995)的研究顯示,以家庭環(huán)境中無風險因素的兒童為參照類別, 經(jīng)歷了2個、3個風險因素的兒童罹患ADHD的幾率分別是參照類別的9.5倍和34.6倍, 結果支持了非線性模式中的正加速模式。不同的關系模式蘊含的實踐意義不同。線性模式下, 針對特定風險因素的干預不受其它風險因素影響, 全面預防或重點干預都有價值。惡化模式或正加速模式下, 需對多個風險因素同時進行干預, 干預難度大。飽和模式或負加速模式下, 對累積風險因素數(shù)目較少(小于閾值)個體的干預效果會比數(shù)目較大個體更理想。因此, 對累積風險因素與發(fā)展結果的關系模式進行檢驗非常重要。

留守情境下, 96%的兒童由祖輩監(jiān)護(民政部, 2018)。與父母監(jiān)護相比, 祖輩監(jiān)護的家庭中存在著缺少溝通等處境不利因素; 它們與兒童抑郁、孤獨感呈正相關, 與主觀活力、生活滿意度呈負相關(范興華, 簡晶萍等, 2018)。從來源看, 這些不利因素與留守現(xiàn)象密切相關, 整體上具有共同的發(fā)生基礎;從性質(zhì)看, 它們增加了兒童的消極發(fā)展結果, 是兒童需要面對的風險因素; 從作用時間看, 因親子長期分離, 它們對兒童成長的影響可能持續(xù)存在。Evans等(2013)指出, 當風險因素共同發(fā)生時, 累積風險是考察其影響的有效方法。由于尚無研究關注留守兒童家庭處境不利累積風險, 故對其影響模式不作假設; 但根據(jù)累積風險觀提出假設H1：家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應既有即時預測效應也有延時影響。

1.2 壓力對留守兒童家庭處境不利累積風險與社會適應關系的中介作用

壓力是個體與環(huán)境間的平衡狀態(tài)被打破后, 個體在未能獲得充足資源或資源遭受了損失及損失的威脅時產(chǎn)生的(Hobfoll, 2001)。壓力過程的整合模型認為(Cohen et al., 1997), 面對壓力源, 個體會評估它是否構成潛在威脅或自己是否有能力應對; 如果壓力源使個體不堪重負或無力應對, 壓力就會產(chǎn)生, 進而誘發(fā)消極情緒甚至情感障礙、行為或生理反應。研究發(fā)現(xiàn), 壓力在網(wǎng)絡受欺負與青少年抑郁(胡陽等, 2014)、生活壓力事件與癌癥女患者焦慮及抑郁(Seib et al., 2018)間均起完全中介作用?？梢? 壓力是壓力源引發(fā)適應問題的中介變量。

家庭處境不利情境下, 留守兒童的家庭支持資源長期面臨缺失。根據(jù)Hobfoll (2001)的壓力觀, 這將引發(fā)兒童持續(xù)的壓力體驗。換言之, 家庭處境不利累積風險對留守兒童壓力既有即時預測作用也有延時影響。綜合“壓力將引發(fā)個體不良的情緒與行為反應”的前述論斷, 提出假設H2：家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應的即時與延時預測中, 即時/延時壓力分別起中介作用。

1.3 心理社會資源對壓力應對過程的調(diào)節(jié)作用

心理社會資源(Psychosocial Resources)指對身心健康有促進作用的個體因素和社會關系因素的總稱(Taylor & Broffman, 2011)。不同研究者采用的具體觀測指標不盡相同。例如, Burns等(2022)采用應對方式、學校歸屬感、父母支持進行評估; Manove等(2021)采用生活目標、虔誠、社會支持進行表征。盡管如此, 以往研究都聚焦于個體內(nèi)心理資源與個體間社會資源, 前者包括個體積極的內(nèi)在特征(如樂觀)、信念系統(tǒng)(如自信)和情感狀態(tài)(如積極心境) (Harber et al., 2007), 后者主要涉及社交網(wǎng)絡與社會支持。認知適應理論認為(Taylor, 1983), 面對壓力事件, 個體的某些心理資源和社會資源會自發(fā)產(chǎn)生, 以共同應對威脅與挑戰(zhàn); 研究者據(jù)此將其合成為“心理社會資源” (Taylor & Broffman, 2011)。本研究選取心理資本和社會支持作為心理資源和社會資源的代表性指標, 以此表征留守兒童心理社會資源。其中, 留守兒童心理資本是指留守背景下兒童擁有的對社會適應具有促進作用的類狀態(tài)積極心理能力(如樂觀、自信、感恩等) (范興華等, 2015), 內(nèi)容上涵蓋了Harber等(2007)提出的三類心理資源。

壓力應對過程中, 無論是個體內(nèi)心理資源還是個體間社會資源, 都有助于個體合理地評估壓力源的潛在威脅并進行積極應對, 還能幫助人們在自然災害等壓力源面前發(fā)展起韌性(Taylor & Broffman, 2011)。換言之, 心理社會資源可以緩沖壓力源對適應的不利影響。該過程可能通過兩個環(huán)節(jié)來實現(xiàn)。其一, 可能緩沖壓力源對適應的直接效應。Luthar等(2000)認為, 保護因子可以減輕風險因子對個體發(fā)展結果的危害。研究顯示, 心理資本可以緩沖家庭累積風險對青少年抑郁與焦慮(熊俊梅等, 2020)、職場排斥對職員職場偏差行為(Preena & Janadari, 2021)的消極效應, 社會支持可以減輕家庭暴力對女性抑郁與焦慮(Costa & Gomes, 2018)以及負性生活事件對流動兒童行為問題(曾守錘, 2013)的不利影響。其二, 可能調(diào)節(jié)壓力在壓力源與適應間的中介過程。資源知覺模型指出(Harber et al., 2011), 心理社會資源豐富的個體, 會通過強化社會聯(lián)結、提高自信與自我價值、完善自我等渠道, 使自我變得更為安全, 有利于他們采取合理、恰當?shù)姆绞絹砀兄獙ψ晕彝{有關的事物(即壓力源)從而感受到較低的壓力, 并使用積極應對策略來緩解壓力引發(fā)的消極效應。研究發(fā)現(xiàn), 心理資本可以減弱生活壓力源對大學生壓力的正向預測作用(旦增卓瑪?shù)? 2021), 也能降低壓力對留守兒童孤獨感與幸福感(范興華等, 2017)、研究生學業(yè)投入(Saleem et al., 2022)的消極效應; 社會支持能緩沖校園欺凌對初中生壓力(康鋒, 2019)以及壓力對青少年抑郁(胡陽等, 2014)和偏差行為(單欣雨, 2021)的消極影響。這說明, 心理資本和社會支持既可以減輕壓力源對壓力的正向影響, 也能增強個體應對壓力危害的能力。綜上推測, 由心理資本和社會支持共同表征的“心理社會資源”, 既可能緩沖壓力源對適應的直接影響, 也可能緩沖壓力源誘發(fā)壓力和壓力危害適應這兩條中介路徑。

留守情境下, 一些兒童自立自強、銳意進取, 社會適應良好。究其原因, 他們的心理資本水平較高, 社會支持系統(tǒng)較為完善(Fan & Fan, 2021), 兩者結合在一起可能為抵御家庭處境不利累積風險提供了防護屏障?；谇笆稣撟C, 提出兩個假設, 其中, H3：心理社會資源可以緩沖家庭處境不利累積風險對留守兒童壓力、社會適應以及壓力對社會適應的即時預測效應; H4：心理社會資源能減輕家庭處境不利累積風險對留守兒童壓力、社會適應的延時影響。

綜合各假設, 將研究內(nèi)容整合為圖1即時模型和圖2延時模型。由于留守女生、留守小學生的社會適應狀況分別好于留守男生(張更立, 2017)、留守中學生(繆華靈等, 2021), 故分析時控制性別、年齡的作用。延時模型中, 控制壓力、社會適應各自前測值的影響。

圖1 留守兒童家庭處境不利累積風險對社會適應的即時預測假設模型

2 研究方法

2.1 被試

由于96%的留守兒童由祖輩監(jiān)護(民政部, 2018), 故選取雙親外出務工且由祖輩監(jiān)護的留守兒童及其對照組兒童(非留守兒童)為研究對象。T1被試為來自完整家庭的655名4～9年級農(nóng)村兒童, 居住在湖南省內(nèi)65個鄉(xiāng)鎮(zhèn), 其中留守兒童329名, 非留守兒童326名。一年后進行追蹤(T2), 4人流失。651名有效被試中, T1/T2均處于留守狀態(tài)的兒童285人、非留守狀態(tài)的兒童287人, T1留守T2非留守的兒童44人, T1非留守T2留守的兒童35人, 其性別、學齡段分布見表1。T1被試年齡范圍為9～15歲, 平均年齡11.76 ± 1.61歲。將T1～T2間一直處于留守狀態(tài)的285名兒童作為分析對象, 其他兒童作為對照組僅參加社會適應比較。對個別被試的項目缺失值采用其他被試在該項目上的平均數(shù)進行補充。

2.2 工具

2.2.1 留守兒童家庭處境不利累積風險

選取范興華等(2011)編制的農(nóng)村留守兒童家庭處境不利問卷修訂版(范興華, 簡晶萍等, 2018)進行評估。問卷含缺少父母關愛、家庭氣氛冷清、學習管理不善、監(jiān)管不力、家庭應對能力差、缺少溝通6個維度, 共27個條目, 5點評分, 1為“完全符合”或“非常多(好)”或“從不”, 5為“完全不符合”或“非常少(差)”或“總是”。該問卷維度及條目是基于訪談結果提取而來。將部分條目答案反向計分后, 計算維度均分, 分數(shù)越高代表家庭撫養(yǎng)環(huán)境中相關問題愈嚴重。問卷及維度的Cronbach α系數(shù)為0.56～0.90。MANOVA分析發(fā)現(xiàn), 留守兒童的各維度得分均顯著高于非留守兒童。鑒此, 以651名被試為分析對象, 將各維度上得分≥ P75的個案賦值為“1”, 余為“0”; 將6個風險因子值相加, 得到家庭處境不利累積風險的度量值。

2.2.2 心理社會資源

由心理資本與社會支持合成。其中, 心理資本采用范興華等(2015)編制的農(nóng)村留守兒童心理資本問卷進行測量, 共25題, 5點評分, 1為“完全符合”, 5為“完全不符合”。肯定表述題經(jīng)反向計分后, 計算項目均分, 得分越高, 代表心理能力越強。問卷的Cronbach α系數(shù)為0.88。社會支持采用Zimet等(1988)編制、Su等(2017)修訂的社會支持問卷中文版進行測量, 共16個項目, 5點計分, 1為“完全不符合”, 5為“完全符合”。計算項目均分, 得分越高代表感知到的支持越多。問卷的Cronbach α系數(shù)為0.90。參照牛更楓等(2019)的研究對心理資本與社會支持進行合成：首先, 對兩個指標進行主成分分析, 得到特征根大于1.00的主因子1個(特征根值為1.29), 兩因子載荷均為0.80, 共解釋了64.2%的方差; 其次, 利用兩個指標的分數(shù)、因子載荷以及對應的特征根值, 按公式(0.80 ×心理資本+ 0.80 ×社會支持) / 1.29計算, 得到心理社會資源合成分數(shù), 取值范圍在?2.79～2.85之間,±為0.00 ± 0.99。得分越高, 代表心理社會資源越豐富。

表1 被試性別、學齡段與留守類型的分布(n, %)

2.2.3 壓力

采用Cohen等(1983)編制、范興華等(2017)翻譯的青少年壓力知覺問卷進行測量。共14個條目, 5點評分, 1為“從不”, 5為“總是”。將正性條目的答案反序計分后, 計算條目均分, 得分越高表示壓力越大。前、后測中問卷的Cronbach α系數(shù)為0.62、0.69。

2.2.4 社會適應

它是反映個體心理健康水平的重要指標, 目前尚無公認統(tǒng)一的評估工具, 以往相關測量涉及積極情緒、消極情緒與問題行為三方面(牛更楓等, 2019)。心理健康雙因素模型認為, 心理健康不僅指沒有抑郁等心理疾病, 而且包含有較高的幸福感; 積極心理學理論指出, 問題行為出現(xiàn)并不意味著積極行為缺乏。據(jù)此, 選取抑郁、幸福感、問題行為與積極行為4個指標, 從消極和積極的情緒與行為方面對兒童社會適應進行較全面的評估。其中, 抑郁測量采用Radloff編制的流調(diào)中心用抑郁量表(CES-D) (汪向東等, 1999), 共20個條目, 要求被試對最近一周內(nèi)各癥狀出現(xiàn)的頻度進行評定, 4點計分, 1為“偶爾(少于1天)或無”, 4為“大部分時間(5～7天)或持續(xù)”。將正性條目的答案反序計分后, 計算條目均分, 得分越高代表抑郁情緒越嚴重。前、后測中量表的Cronbach α系數(shù)為0.81、0.85。幸福感測量采用申繼亮(2009)編制的總體幸福感單題：總的來說, 過去一年內(nèi), 你覺得你生活得幸福嗎？11點計分, 0為“一點也不幸?！? “1”為“約1/10的時間幸福”, “10”表示“每天都幸?！? 其余類推。問題行為測量選用方曉義等(1996)編制的青少年問題行為問卷修訂版, 涉及考試作弊等11種問題行為, 要求被試根據(jù)最近半年內(nèi)情況回答, 4點計分, “1”為“從未”, 4為“經(jīng)常”。計算項目均分, 得分越高代表問題行為越多。前、后測中問卷的Cronbach α系數(shù)為0.70、0.87。積極行為條目改編自楊秀君和孔克勤(2005)編制的青少年積極行為問卷, 包含“自覺努力學習”等4種行為, 4點計分, “1”為“從未”, “4”為“經(jīng)?！? 要求被試根據(jù)最近半年內(nèi)情況進行回答。計算條目均分, 得分越高代表積極行為越多。前、后測中問卷的Cronbach α系數(shù)為0.68、0.70。最后, 參照牛更楓等(2019)的研究對社會適應進行合成。對651名兒童在4個指標上的前/后測得分分別進行主成分分析并發(fā)現(xiàn), 各有1個公因子的特征根(1.94/1.91)大于1.00, 其方差解釋率為48.6%/ 47.8%, 幸福感、積極行為、抑郁、問題行為的因子載荷依次為0.60/0.60、0.71/0.67、?0.73/?0.79、?0.74/?0.69。利用4個指標的因子載荷、分數(shù)及特征根值, 按公式[0.60 ×幸福感+ 0.71 ×積極行為? 0.73 ×抑郁? 0.74 ×問題行為] / 1.94和[0.60 ×幸福感+ 0.67 ×積極行為? 0.79 ×抑郁? 0.69 ×問題行為] / 1.91對前/后測社會適應進行合成, 分數(shù)范圍為?3.47～2.25/?2.95～2.22,±為0.00 ± 1.00/0.00 ± 1.00; 得分越高, 代表適應狀況越好。

2.3 數(shù)據(jù)收集過程

從湖南某高校招募65名農(nóng)村籍大學生為主試, 其生源地來自湖南省62個縣(市)。2016年寒假, 主試在規(guī)定的一周內(nèi)對家庭所在地村莊的兒童進行入戶調(diào)查, 調(diào)查在獲得兒童本人及(代理)監(jiān)護人同意后進行。前測時, 主試按1∶1對留守/非留守兒童取樣。對小學生施測時, 主試逐個朗讀題目, 以助其理解后作答; 初中生被試在主試講解注意事項后獨立作答。作答結束后, 主試當場檢查問卷是否填寫完整。2017年寒假進行追蹤。

2.4 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法對留守兒童前、后測數(shù)據(jù)分別進行探索性因素分析。前、后測中特征根大于1.00的因子數(shù)目分別為36個、12個, 第一個因子的方差解釋率為12.4%、18.9%, 均低于40%的臨界標準, 說明研究數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差問題。

2.5 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 24.0和AMOS 22.0分析數(shù)據(jù), 含初步分析與模型檢驗。初步分析包括：(1)四類兒童社會適應的得分比較及其發(fā)展趨勢; (2)留守兒童在家庭處境不利累積風險變量上的取值分布及其與社會適應的關系模式; (3)留守兒童研究變量的相關關系。模型檢驗時, 使用變量分數(shù)對留守兒童即時/延時的主效應模型、中介作用模型和有調(diào)節(jié)的中介作用模型進行檢驗。

3 結果與分析

3.1 初步分析

3.1.1 四類兒童社會適應的得分比較及其發(fā)展趨勢

四類兒童在T1/T2社會適應上的得分見表2。以兒童類型為分組變量, 以T1/T2社會適應為結果變量進行MANOVA方差分析。結果顯示, 兒童類型在T1社會適應((3, 647) = 13.90,< 0.001, η2p= 0.061)和T2社會適應((3, 647) = 2.74,< 0.05, η2p= 0.013)上的主效應均顯著。事后檢驗發(fā)現(xiàn), 在T1社會適應方面, T1留守T2非留守兒童和留守兒童的得分均顯著低于非留守兒童和T1非留守T2留守兒童, T1留守T2非留守兒童得分又顯著低于留守兒童; 在T2社會適應方面, 留守兒童得分顯著低于非留守兒童。

表2 四類兒童在社會適應上的得分(M ± SD)

注：***< 0.001,**< 0.01,*< 0.05,+< 0.08, 下同。

以兒童類型為被試間變量, 以兩次測量時間為被試內(nèi)變量, 以T1/T2社會適應為結果變量, 進行4×2的重復測量方差分析, 以考察4類兒童社會適應的發(fā)展趨勢。結果發(fā)現(xiàn), 兒童類型的主效應((3, 647) = 9.63,< 0.001, η2p= 0.043)、兒童類型與測量時間的交互作用((3, 647) = 4.57,< 0.01, η2p= 0.021)均顯著, 測量時間的主效應不顯著。簡單效應分析發(fā)現(xiàn), T1留守T2非留守兒童的T2社會適應顯著高于其T1社會適應(MD = 0.48,(1, 647) = 9.11,< 0.01, η2p= 0.014)。由于T1非留守T2留守、T1留守T2非留守兩類兒童的留守類型在追蹤期發(fā)生了改變, 故不參與后面分析; 非留守兒童作為對照組, 亦不參與后續(xù)分析。

3.1.2 留守兒童家庭處境不利累積風險變量的取值分布及其與社會適應的關系模式

首先, 對留守兒童T1家庭處境不利累積風險變量的取值分布進行頻次統(tǒng)計。結果顯示, 取值有0、1、2、3、4、5、6共7種, 其中數(shù)值6的頻數(shù)為7, 占2.5%, 故將其與數(shù)值5合并為“≥5個”一類進行分析。6種取值對應的頻數(shù)、百分比及其在社會適應上的得分見表3。

表3 留守兒童T1家庭處境不利累積風險變量的取值分布及其在社會適應上的得分

其次, 根據(jù)Cohen等(2003)的建議, 在累積風險一次項基礎上納入其二次項, 如果二次項的預測作用顯著, 表明累積風險與結果變量間呈非線性關系; 若僅一次項預測作用顯著, 則為線性關系。檢驗方法有One-Way-ANOVA趨勢分析(Appleyard et al., 2005)、分層回歸分析(Ashworth & Humphrey, 2020)、協(xié)方差結構方程模型分析(李董平等, 2016)三種。因協(xié)方差結構方程模型分析不僅可以控制無關變量的作用, 還能對累積風險一次項與二次項的殘差相關以及模型整體擬合情況進行估計, 故選用它探討在控制性別、年齡的作用后, T1家庭處境不利累積風險一次項及二次項對留守兒童T1/T2社會適應的預測效應, 以考察其關系模式。結果顯示, T1累積風險二次項→T1/T2社會適應路徑均不顯著; 增加T1累積風險一次項與二次項的殘差相關后, 即時/延時模型的整體擬合情況均較理想(χ2/=0.57/0.57, NFI = 0.97/0.96, CFI = 1.00/1.00, RMSEA = 0.000/0.000), T1累積風險一次項→T1社會適應(β = ?0.42)/T2社會適應(β = ?0.37)、性別→T1社會適應(β = ?0.22)/T2社會適應(β = ?0.14)、年齡→T1社會適應(β = ?0.14)/T2社會適應(β = ?0.18)的路徑均顯著(s < 0.01), 但T1累積風險二次項→T1社會適應(β = ?0.03)/T2社會適應(β = ?0.08)的路徑仍不顯著(s > 0.08)?？梢? 家庭處境不利累積風險與留守兒童即時/延時社會適應的關系模式均為線性模式而不是非線性模式, 故此后分析僅對T1累積風險一次項的作用機制進行考察。

再者, 線性關系模式說明, 社會適應水平隨T1累積風險數(shù)目增加呈線性下降趨勢, 但該模式并不能清楚地描述各個風險數(shù)目對應的群體在適應水平上的差異情況, 故采用MANOVA分析考察。結果顯示, T1家庭處境不利累積風險在T1社會適應((5, 279) = 14.27,< 0.001, η2p= 0.204)和T2社會適應((5, 279) = 10.90,< 0.001, η2p= 0.163)上的主效應均顯著。事后檢驗(LSD)發(fā)現(xiàn)(見表3), T1累積風險數(shù)目為0個、1個的兒童, 在T1/T2社會適應上的得分均顯著高于數(shù)目≥2個的四類兒童; 數(shù)目為2個、3個的兒童, 在T1/T2社會適應上的得分又顯著高于數(shù)目≥5個的兒童。

3.1.3 留守兒童研究變量的相關分析

研究變量的積差相關系數(shù)見表4。結果顯示, T1家庭處境不利累積風險與T1心理社會資源、T1/T2社會適應呈負相關, 與T1/T2壓力呈正相關; T1心理社會資源與T1/T2社會適應呈正相關, 與T1/T2壓力呈負相關; T1/T2壓力與T1/T2社會適應呈負相關。上述相關均在0.001水平顯著。此外, 性別、年齡與T1/T2社會適應的相關均有統(tǒng)計學意義(s < 0.05)。

3.2 模型檢驗

3.2.1 即時預測模型檢驗

首先, 以T1家庭處境不利累積風險為預測變量, T1社會適應為結果變量, 性別、年齡為協(xié)變量建立即時主效應模型。結果顯示, 模型擬合良好(χ2/= 0.59, NFI = 0.98, CFI = 1.00, RMSEA = 0.000), T1家庭處境不利累積風險對T1社會適應的預測作用顯著(β = ?0.42,< 0.001)。

其次, 在即時主效應模型中增加T1壓力的中介作用。模型擬合良好(χ2/= 0.91, NFI = 0.97, CFI =1.00, RMSEA = 0.000), T1家庭處境不利累積風險→ T1社會適應(β = ?0.33)/T1壓力(β = 0.34)以及T1壓力→T1社會適應(β = ?0.30)的路徑均顯著(s < 0.001); 壓力的中介效應值為?0.101, 占總效應的23.9%, 對應95% CI為(?0.150, ?0.062), 中介效應顯著(= 0.001)。說明家庭處境不利累積風險部分通過壓力進而負向預測留守兒童社會適應。

再者, 在中介模型基礎上, 增加T1心理社會資源→T1壓力/T1社會適應、T1家庭處境不利累積風險×T1心理社會資源→T1壓力/T1社會適應以及T1壓力×T1心理社會資源→T1社會適應五條路徑, 建立即時的有調(diào)節(jié)的中介模型。結果顯示, T1家庭處境不利累積風險×T1心理社會資源→T1壓力(β = 0.07)/T1社會適應(β = ?0.01)路徑均不顯著(s > 0.08)。刪除這兩條路徑, 并增加T1家庭處境不利累積風險與T1心理社會資源、T1壓力與T1壓力× T1心理社會資源交互項的殘差相關后, 模型整體擬合良好(χ2/= 1.64, NFI = 0.94, CFI = 0.98, RMSEA = 0.047), 且T1壓力×T1心理社會資源→ T1社會適應路徑顯著(β = 0.11,< 0.05), 結果見圖3。

最后, 采用結構方程模型對交互作用進行簡單效應分析, 即對T1心理社會資源低、中、高三組的即時壓力中介模型分別進行檢驗。低分組(≤ ?1)中, T1家庭處境不利累積風險→T1社會適應路徑不顯著(β = ?0.13,> 0.05), 同時T1家庭處境不利累積風險→T1壓力(β = 0.50,< 0.001)、T1壓力→ T1社會適應(β = ?0.39,< 0.01)路徑均顯著, T1壓力的中介效應值為?0.192, 對應95% CI為(?0.381, ?0.040), 占總效應的59.3%, 中介效應顯著(= 0.015)且為完全中介。中間組(?1 << 1)中, T1家庭處境不利累積風險→T1社會適應(β = ?0.24,< 0.001)/T1壓力(β = 0.28,< 0.001)及T1壓力→T1社會適應(β = ?0.31,< 0.001)的路徑均顯著, T1壓力的中介效應值為?0.086, 對應95% CI為(?0.150, ?0.040), 占總效應的26.1%, 部分中介效應顯著(= 0.001)。高分組(≥ 1)中, T1家庭處境不利累積風險→T1社會適應(β = ?0.44,< 0.001)/T1壓力(β = 0.29,< 0.05)顯著, 但T1壓力→T1社會適應路徑不顯著(β = ?0.10,> 0.08), T1壓力的中介效應值為?0.028, 95% CI為(?0.132, 0.033), 中介效應不顯著(= 0.252)。綜上, 隨著心理社會資源水平提高, 壓力對家庭處境不利累積風險與留守兒童社會適應關系的中介能力降低。

表4 留守兒童研究變量的相關關系

注：性別編碼：0 = 女, 1 = 男。

圖3 家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應的即時預測模型

3.2.2 延時預測模型檢驗

首先, 以T1家庭處境不利累積風險為預測變量, 以T2社會適應為結果變量, 以性別、年齡及T1社會適應為協(xié)變量建立延時主效應模型。增加T1家庭處境不利累積風險與T1社會適應以及性別與T1社會適應的殘差相關后, 模型擬合良好(χ2/= 2.24, NFI = 0.95, CFI = 0.97, RMSEA = 0.066), T1家庭處境不利累積風險→T2社會適應的預測作用顯著(β = ?0.23,< 0.001)。

其次, 在主效應模型中增加T2壓力的中介作用, 并控制T1壓力對T2壓力的影響。增加T1壓力與T1家庭處境不利累積風險及T1社會適應的殘差相關后, 模型擬合可以接受(χ2/= 2.24, NFI = 0.94, CFI = 0.97, RMSEA = 0.066), T1家庭處境不利累積風險→T2社會適應(β = ?0.18)/T2壓力(β = 0.15)以及T2壓力→T2社會適應(β = ?0.35)路徑均顯著(s < 0.01)。T2壓力的中介效應值為?0.054, 占總效應的23.6%, 95% CI為(?0.102, ?0.016), 中介效應顯著(= 0.009)。說明家庭處境不利累積風險部分通過誘發(fā)延時壓力進而對留守兒童社會適應產(chǎn)生消極影響。

再者, 在中介模型中增加T1心理社會資源→ T2壓力/T2社會適應以及T1家庭處境不利累積風險× T1心理社會資源→T2壓力/T2社會適應四條路徑, 建立延時的有調(diào)節(jié)的中介模型。增加T1心理社會資源與T1家庭處境不利累積風險/T1壓力/T1社會適應的殘差相關后, 模型擬合良好(χ2/= 1.83, NFI = 0.93, CFI = 0.97, RMSEA = 0.054), T1累積風險×T1心理社會資源→T2壓力(β = ?0.12,= 0.022)/T2社會適應(β = 0.09,= 0.051)路徑顯著或接近顯著, 結果見圖4。

最后, 對T1心理社會資源低(≤ ?1)、中(?1 << 1)、高(≥ 1)三組兒童的延時壓力中介模型分別進行分析。在T1心理社會資源低分組、中間組中, T1家庭處境不利累積風險→T2社會適應(β = ?0.37/?0.14,s < 0.05)/T2壓力(β = 0.40/0.15,s < 0.05)、T2壓力→T2社會適應(β = ?0.34/?0.37,s < 0.01)的作用均顯著, T2壓力的中介效應值為?0.138/?0.055, 對應95% CI為(?0.344, ?0.031)/ (?0.114, ?0.008), 占總效應的27.2%/28.9%, 中介效應均顯著(= 0.007/0.025); 高分組中, T1家庭處境不利累積風險→T2社會適應(β = 0.13)/T2壓力(β = ?0.09)的作用均不顯著(s0.08), T2壓力→T2社會適應作用顯著(β = ?0.47,< 0.001), T2壓力的中介效應值為0.044, 95% CI為(?0.056, 0.188), 中介效應不顯著(= 0.347)?？梢? 隨著前測心理社會資源水平提高, 前測家庭處境不利累積風險對留守兒童后測社會適應的直接效應以及后測壓力的中介效應均在降低, 至高分組時兩類效應都不顯著。

4 討論

基于人類發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)理論觀點, 采用追蹤設計考察了家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應的影響及其作用機制。

圖4 家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應的延時預測模型

4.1 留守現(xiàn)象對兒童社會適應的影響

首先, 與非留守兒童相比, 留守兒童報告的T1/T2社會適應得分均較低, 表明留守現(xiàn)象對兒童社會適應存在消極影響。其次, T1留守T2非留守兒童的后測社會適應水平顯著高于其前測水平, 表明非留守狀態(tài)較留守狀態(tài)更有利于兒童成長。再者, T1非留守T2留守兒童的適應水平在追蹤期有下降趨勢但降幅不顯著。這可能是因為, 他們生活在有少量風險因素(1.26 ± 1.27)的家庭撫養(yǎng)環(huán)境中所習得的抗逆經(jīng)驗, 為其后續(xù)適應奠定了基礎。

4.2 留守兒童家庭處境不利累積風險對社會適應的預測作用

家庭處境不利累積風險與留守兒童即時/延時社會適應的關系模式均為線性模式, 且預測性質(zhì)為“負向”。這說明, 家庭處境不利風險因素每增加一個, 前后測社會適應水平均下降1個單位, 因此對留守兒童家庭處境不利進行全面或重點干預都有價值。進一步分析發(fā)現(xiàn), 即時/延時適應水平隨累積風險數(shù)目增加而下降：風險因子數(shù)目為0～1個的兒童的適應狀況優(yōu)于其他兒童, 數(shù)目為2～3個的兒童的適應狀況好于數(shù)目≥5個的兒童。這表明, 家庭處境不利中的多重風險是留守兒童低社會適應的重要近端環(huán)境因素。累積風險觀認為(Evans et al., 2013), 多重風險會引發(fā)兒童發(fā)展的脆弱性, 是因為它們表征的資源要求超出了兒童擁有的資源, 容易致其煩惱并損害其正常發(fā)展。留守生活中, 缺少父母關愛等多種家庭處境不利因素對兒童成長構成了挑戰(zhàn)。由于多重風險因素常常以協(xié)同方式發(fā)揮作用, 導致留守兒童應對這些風險挑戰(zhàn)所需的資源大幅增加, 對社會適應的危害性增大。

家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應有即時與延時負向預測效應。這與Gach等(2018)的結果相似, 也驗證了累積風險觀的觀點：相比單一風險因素, 同時經(jīng)歷多種風險因素對個體造成的危害更大且持續(xù)時間更長(Evans et al., 2013)。家庭是個體健康成長的搖籃。生態(tài)系統(tǒng)理論認為, 非反應性教養(yǎng)(unresponsive parenting)是兒童心理煩惱和其它消極適應結果的前端因素, 不僅會阻礙兒童性格與能力的當下發(fā)展, 還可以預示兒童的社會性發(fā)展失調(diào)(Bronfenbrenner & Evans, 2000)。過程取向的家庭功能理論也指出(轉(zhuǎn)引自: 方曉義等, 2004), 對個體身心健康直接產(chǎn)生影響的是家庭系統(tǒng)實現(xiàn)溝通、情感卷入、行為控制等各項功能的過程。父母長期在外, 難以對兒童需求作出及時反應; 祖輩主導的家庭撫養(yǎng)環(huán)境中, 親子溝通、行為監(jiān)管等基本家庭功能被弱化。這些因素匯集在一起形成家庭處境不利累積風險, 對留守兒童當下的健康成長構成了威脅, 故即時預測效應顯著; 持續(xù)留守狀態(tài)下, 不利的家庭撫養(yǎng)環(huán)境難以改善, 對兒童健康的消極影響不會消失, 因此延時影響顯著。這提示, 改善家庭功能中的弱化面以減少家庭處境不利風險因子, 是促進留守兒童社會適應的有效途徑。

4.3 壓力在留守兒童家庭處境不利累積風險與社會適應關系中的中介作用

家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應的即時/延時預測效應, 部分通過即時/延時壓力的中介作用來實現(xiàn)。這一結果與Wadsworth等(2011)提出的“處境不利→壓力→適應不良”的研究范式一致, 也證實了“壓力是壓力源引發(fā)壓力反應的中間序列成分”的觀點(Cohen et al., 1997)。累積壓力源模型(Cumulative Stressors Model)指出, 特定家庭中風險因素傾向于以累積方式發(fā)揮作用(Jaffee et al., 2007)。留守兒童家庭處境不利所涵蓋的風險因素與留守現(xiàn)象密切相關, 它們在時間上可以共同發(fā)生, 在空間上局限在家庭范圍內(nèi), 具備以累積方式發(fā)揮作用的時間與空間條件。從即時效應看, 家庭處境不利背景下, 留守兒童感知到的家庭支持資源缺失, 壓力由此產(chǎn)生, 進而引發(fā)適應不良, 如幸福感等積極情緒減少, 孤獨感等消極情緒增加, 吸煙、沉迷上網(wǎng)等問題行為增多(范興華等, 2017; Ugarte et al., 2021)。就延時效應而言, 持續(xù)留守狀況下, 家庭處境不利風險因素長期存在, 兒童的壓力體驗難以消失, 相關的壓力反應亦會延續(xù)。因此, 壓力的即時與延時中介效應均顯著。這提示, 對家庭處境不利累積風險引發(fā)的壓力進行干預有助于改善留守兒童的社會適應狀況。

4.4 心理社會資源對壓力應對過程的調(diào)節(jié)作用

即時預測模型中, 心理社會資源對家庭處境不利累積風險→壓力/社會適應的調(diào)節(jié)作用均不顯著。與父母在家時相比, 父母外出后, 留守兒童普遍感受到了家庭撫養(yǎng)環(huán)境的不利變化及其給自我、情緒適應帶來的不適(范興華, 2012); 但是, 他們不愿意被稱為“留守兒童”, 不希望受到特別的關照以顯得與父母在家的孩子不同, 而且認為父母是不可替代的, 社會、政府和學校不太可能提供太多幫助(周宗奎等, 2005)。也許, 正是“父母是不可替代的”這一認知圖式, 阻礙了兒童對內(nèi)部積極心理資源(如樂觀)的調(diào)配和對外部支持資源的利用, 導致應對家庭處境不利所需的資源不足, 故即時調(diào)節(jié)效應不顯著。但是,心理社會資源對壓力→社會適應路徑的即時緩沖作用顯著, 隨著資源水平升高, 壓力對適應的預測力下降, 壓力的中介能力進而減弱。資源知覺模型指出, 心理社會資源越豐富, 自我越安全, 資源對壓力的應對效果越明顯(Harber et al., 2011)。研究結果支持了資源知覺模型的觀點, 并揭示了留守背景下心理資本和社會支持結合的資源富集效應。

盡管心理社會資源對家庭處境不利累積風險→壓力/社會適應的即時調(diào)節(jié)作用不顯著, 但延時調(diào)節(jié)效應均顯著, 表現(xiàn)為心理社會資源能有效緩沖家庭處境不利累積風險對后測壓力、后測社會適應的不利影響。持續(xù)留守狀態(tài)下, 兒童的“父母是不可替代的”這一認知圖式可能保持不變, 但其心理社會資源處在發(fā)展當中。從資源的群體發(fā)展趨勢看, 留守時間對兒童的教師支持與同學支持(劉霞等, 2007)、心理資本(李鏗等, 2020)均有顯著正向預測作用。就資源的個體發(fā)展趨勢而言, 心理資本水平較高(即擁有感恩、自立、自信、進取、友善等良好品格)的留守兒童, 在日常生活中較易得到各種幫助, 其資源儲量充足且在消耗后容易獲得補充; 相比之下, 心理資本水平較低者在面對壓力情境時難以持續(xù)獲得想要的幫助, 較易陷入資源的喪失螺旋之中?？梢? 隨著留守時間延長, 留守兒童心理社會資源的群體水平增加、個體差異增大。

留守兒童心理社會資源發(fā)展的異質(zhì)性現(xiàn)象為解釋延時調(diào)節(jié)效應顯著奠定了基礎。動機驅(qū)動的自我調(diào)節(jié)努力分配模型(Motivated Effort-Allocation Model of Self-Regulation)指出, 為減少壓力源對自我的損耗及其帶來的消極影響, 個體傾向于通過調(diào)配自身資源來增強應對效果(Molden et al., 2016)。心理社會資源較豐富的留守兒童, 擁有積極成長的內(nèi)部動機, 面對家庭處境不利累積風險, 他們能從充盈的資源庫中調(diào)配資源持續(xù)應對, 不僅可以化解壓力評估過程中體驗到的威脅, 也可以緩沖該風險給社會適應帶來的延時影響。相比之下, 心理社會資源較貧乏的留守兒童, 可用于調(diào)配的資源有限, 且資源的可持續(xù)性發(fā)展較差, 導致應對累積風險的效果不明顯, 因此該風險對后測壓力及社會適應的危害較大。

此外, 社會支持維度“家人支持”與家庭處境不利維度“缺少父母關愛”的內(nèi)涵存在交叉(= ?0.29,< 0.001), 但刪除“家人支持”維度后的心理社會資源的上述調(diào)節(jié)效應依然穩(wěn)健。

4.5 研究的意義、啟示及局限性

基于生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點, 建構了家庭處境不利累積風險對留守兒童社會適應的即時與延時預測模型, 研究結果豐富了處境不利兒童研究領域之成果, 且對于認識留守兒童低社會適應現(xiàn)象有一定幫助。從即時效應看, 家庭處境不利累積風險是引發(fā)留守兒童低社會適應的重要近端環(huán)境因素, 其消極作用部分通過誘發(fā)壓力來實現(xiàn); 較豐富的心理社會資源能有效降低壓力對兒童適應的危害。從延時效應看, 家庭處境不利累積風險是留守兒童低社會適應的重要前因變量; 高水平的心理社會資源可以成功阻斷該風險對兒童后續(xù)適應的直接影響和間接危害。綜上可見, 部分留守兒童出現(xiàn)適應問題, 可能與其家庭處境不利累積風險指數(shù)較高和心理社會資源匱乏同時有關。

研究結果對改善留守兒童低社會適應狀況有一定啟示。首先, 從家庭處境不利結構出發(fā), 對祖輩照料者和外出務工父母開展系統(tǒng)化的協(xié)同教養(yǎng)培訓, 傳授親子溝通、行為監(jiān)管等技能, 從源頭上改善家庭功能中的弱化面以重構家庭生態(tài)系統(tǒng)。重構過程中, 應重點關注家庭處境不利累積風險數(shù)目超過2個的兒童的監(jiān)護情況, 尤其要強化風險數(shù)目超過5個的兒童的父母監(jiān)護責任, 以營造良好的家庭撫養(yǎng)環(huán)境。其次, 從心理社會資源的合成因素(心理資本和社會支持)入手, 開展有針對性的干預活動, 著力提升他們的心理社會資源水平以增強其抵御家庭處境不利累積風險的免疫力?？傊? “重構家庭生態(tài)系統(tǒng)”和“培育心理社會資源”雙措并舉, 可能有助于提升留守兒童的社會適應水平。

研究存在一定局限性。一是追蹤測查的時間間隔較短, 難以充分揭示變量的發(fā)展趨勢及其作用機制, 未來可采用多時段追蹤設計來獲取更有解釋力的結果。二是壓力的即時/延時中介效應僅占總效應的23.9%和23.6%, 提示還有其它中介變量存在。研究顯示, 基本心理需求滿足在家庭處境不利與留守兒童心理適應之間(范興華, 簡晶萍等, 2018)、越軌同伴交往在生態(tài)累積風險與留守兒童問題行為之間(Lei et al., 2019)均起部分中介作用。后續(xù)研究若能將基本心理需求滿足、越軌同伴交往納入其中, 可進一步提高研究的內(nèi)部效度。三是“心理社會資源”概念的內(nèi)涵較為寬泛。本文僅選取心理資本與社會支持來表征。在家庭處境不利累積風險與留守兒童適應之間, 可能還存在發(fā)揮保護效應的其它心理社會資源因素, 有待進一步考察。

5 結論

(1)家庭處境不利累積風險與留守兒童即時/延時社會適應的關系模式均為線性模式;

(2)家庭處境不利累積風險指數(shù)越高, 留守兒童的即時/延時社會適應水平越低; 該預測效應部分通過引發(fā)即時/延時壓力來實現(xiàn);

(3)即時預測中, 心理社會資源緩沖了壓力對社會適應的預測作用, 隨著資源水平升高, 壓力對適應的預測力減弱; 延時預測中, 心理社會資源緩沖了家庭處境不利累積風險對后測社會適應及壓力的影響, 資源水平較高時, 累積風險對后測適應的直接影響和間接危害均不明顯。

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The effect of cumulative risk related to family adversity on social adjustment among left-behind children in China: The mediating role of stress and the moderating role of psychosocial resources

FAN Xing-hua1,2,3, FANG Xiao-yi4, ZHAO Xian5, CHEN Feng-ju6

(1School of Educational Science, Hunan Normal University;2Cognition and Human Behavior Key Laboratory of Hunan Province;3Research Center for Mental Health Education of Hunan Province;6Library of Hunan Normal University, Changsha 410081, China) (4Institute of Developmental Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China) (5School of Primary Education, Yongzhou Normal College, Yongzhou 425000, China)

In China, left-behind children (LBC) refer to children (under the age of 16) who remain at rural regions while both of their parents migrate to urban area for work, or one of their parents migrates for work and the other has limited capacity to care for their children. Relative to non-left-behind children (NLBC), LBC are exposed to various risk factors related to family, such as lack of parental care and insufficient family support, which could increase their vulnerability to psychological and behavioral problems. Based on Bronfenbrenner’s bioecological theory and the cumulative risk (CR) model, this study used two-wave data (T1 and T2) and examined the association betweencumulative risk related to family adversity (T1) and social adjustment outcomes (T1/T2), in which stress (T1/T2) is a mediator, and examined the moderating role of psychosocial resources (T1) in this association.

A two-wave longitudinal household surveys were conducted among six hundred fifty-one families of rural children. A total of 285 children whose both parents migrated for work throughout the study waves were categorized as the LBC group, while 366 children who reported living with their parents at least one of waves were categorized as the control group. All measures in the surveys showed good reliability, including family adversity, stress, psychosocial resources (i.e., psychological capital and social support) and social adjustment (i.e., subjective well-being, depression, positive behaviors and problem behaviors). Data analyses were performed using SPSS 24.0 and AMOS 22.0.

Results showed that: (1) LBC’s T1 cumulative risk related to family adversity was linearly associated with their T1/T2 social adjustment; (2) After controlling for gender and age, LBC’s T1 cumulative risk related to family adversity was negatively associated with T1 social adjustment (β = ?0.42,< 0.001), and T1 stress mediated this association. The association between stress and social adjustment was moderated by psychosocial resources, with a higher level of psychosocial resources associated with a smaller mediating effect of stress. (3) After controlling for gender and age, T1 stress and T1 social adjustment, T1 cumulative risk related to family adversity were negatively associated with T2 social adjustment (β = ?0.23,< 0.001), and T2 stress mediated this relationship. T1 psychosocial resources moderated the association of T1 cumulative risk related to family adversity on both T2 social adjustment and T2 stress. This showed that with the level of T1 psychosocial resources increasing, the main effect of T1 cumulative risk related to family adversity on T2 social adjustment and the mediation effect of T2 stress decreased and became statistically non-significant.

The findings of this study demonstrate the detrimental impact of cumulative risk related to family adversity on social adjustment among LBC, as well as the mediating role of stress and the moderating role of psychosocial resources. Overall, these findings suggest that family risk factors are proximal factors for LBC’s social maladjustment, and future intervention should attend to psychosocial resource promotion.

left-behind children, cumulative risk related to family adversity, social adjustment, stress, psychosocial resources

2021-09-18

* 國家社科基金一般項目“留守困境下兒童個人成長主動性的評估與干預研究” (20BSH140)資助。

方曉義, E-mail: fangxy@bnu.edu.cn.

B844; B849: C91