儿童中期和青春期早期独处偏好与心理适应之关系：有调节的中介效应*

刘俊升 周 颖 李 丹 陈欣银

(1上海师范大学心理学系, 上海 200234) (2中国浦东干部学院教研部, 上海 201204)(3宾夕法尼亚大学教育学院, 美国费城 19104-6216)

1 引言

自 20世纪80年代开始, 有关社会退缩(social withdrawal)的研究受到了研究者们的广泛关注(Rubin, Coplan, & Bowker, 2009)。所谓社会退缩泛指儿童在社会情境中表现出来的独处行为(solitary behavior), 并且这种独处的行为表现不是因为被同伴孤立这一外部因素所导致, 而是有其内在的动机(Rubin et al., 2009)。研究发现, 儿童选择独处的内在动机有很大的差异。相应地, 社会退缩也可以分为不同的亚类型(Coplan, Prakash, O’Neil, & Armer,2004)。其中一类儿童对社会交往的趋近和回避动机都很低, 他们对社会交往没有太大的兴趣, 更愿意独自活动。研究者通常采用不爱社交(unsociability)、社交淡漠(social disinterest)等术语来指代这一特定的社会退缩亚类型。而由于上述两个术语均有消极的涵义, 越来越多的研究者开始采用独处偏好(preference for solitude)来指代这类社会退缩的儿童(Goossens, 2014)。

独处偏好的适应功能是研究者关注的重要问题。从现有的研究结果来看, 独处偏好与心理适应的关系似乎存在文化特异性。西方的研究结果表明,独处偏好似乎与心理适应不良没有直接的联系(Coplan & Weeks, 2010; Bowker & Raja, 2011;Coplan et al., 2013)。而针对中国儿童青少年的几项研究则发现, 独处偏好与心理、社会和学校适应不良密切相关(Chen, Wang, & Cao, 2011; Liu et al.,2014; 苑春永, 邵爱惠, 梁丽婵, 边玉芳, 2014)。Chen等人(2011)认为, 西方社会强调自主、独立以及个人目标的达成, 在这种情境下, 选择独处可能只是被视作个人选择的一种表达, 并不意味着社交技能差或者不成熟。而中国社会强调相互依赖和群体依附(Greenfield, Suzuki, & Rothstein-Fisch,2006)。在这种情境下, 个体如果有意识地与群体保持距离, 可能会被视作与集体利益不符, 也有可能被视作自私或问题行为的表现(Chen, 2008)。这可能是导致独处偏好的适应功能存在文化差异的原因。

需指出的是, 目前针对中国儿童的研究均采用了同伴提名的方法来考察独处偏好, 而对西方儿童独处偏好的测量则多采用自我报告的方法。方法上的不一致使得结果的可比性受到一定的影响, 进而导致独处偏好适应功能存在文化特异性的研究结论存在不确定性。从研究方法来说, 同伴提名虽然采用了参与者的视角, 并且信息的来源比较广泛,但无法反映个体的主观经验和内在的社会动机(Spangler & Gazelle, 2009)。独处偏好主要反映的是个人的社会取向, 因而, 自我报告的方法可以提供很有意义的内在动机信息。基于此, 本研究拟采用自我报告法考察中国儿童独处偏好的发展及其与心理适应各指标的关系, 从而进一步验证已有研究所揭示的独处偏好适应功能存在文化特异性的结论。

此外, 我们还将考察同伴接纳在独处偏好与心理适应之间所起的中介作用以及年龄阶段对这一中介作用的调节。根据情境发展观(the contextualdevelopmental perspective), 社会行为的适应功能之所以存在文化差异, 是因为不同文化情境中的同伴和成人对特定行为的态度和反应存在差异。而这种态度和反应最终影响了儿童在特定文化情境中的适应状况(Chen & French, 2008; Chen, 2012)。也就是说, 社会互动在儿童行为与适应结果之间扮演着重要的中介作用。具体而言, 在社会互动过程中,同伴和成人会依据自己的信念和价值观对个体的行为做出评判。在此基础上, 他们会对表现出相应行为的儿童做出特定的行为反应或表达相应的态度。而他人的评价和反应又会调节儿童的行为, 并影响其适应的结果。对于儿童青少年来说, 与同伴的互动是其社会互动的重要组成部分(Rubin et al.,2009)。独处偏好之所以与心理适应不良相联系, 很有可能是因为这种行为特征难以被同伴所接受, 从而诱发心理适应不良。也就是说, 同伴接纳在独处偏好与心理适应之间很有可能扮演着重要的中介作用。

同伴对独处偏好行为的接纳程度并非稳定不变, 而是处于不断的变化当中。对于个体成长而言,青春期早期是一个特殊的发展阶段。在这一时期,伴随着生理的成熟, 个体对自主和独立的需求逐渐显现(Collins & Steinberg, 2006), 他们也开始逐渐重视私人的空间和独处的时间(Larson, 1997;Marcoen, Goossens, & Caes, 1987), 其应对独处的能力也有了很大的提升(Marcoen & Goossens, 1993)。在这种情况下, 相比于儿童中期的儿童, 青春期早期的个体由于意识到自身的自主需求, 很有可能会更加理解和尊重独处偏好儿童的选择, 从而在一定程度上接纳这类儿童。如此一来, 独处偏好经过同伴接纳影响心理适应的中介作用很有可能受年龄因素的调节。相比于儿童中期, 在青春期早期, 独处偏好经由同伴接纳影响心理适应的效应可能会大大降低, 甚至消失。也就是说, 独处偏好与心理适应之间可能存在有调节的中介效应(如图1所示)。

图1 研究的基本假设

情境发展观为独处偏好适应功能的文化特异性提供了很好的解释, 但已有研究多是将同伴接纳作为适应的指标之一, 很少考察其在个体行为与心理适应结果之间的中介作用。不仅如此, 已有关于社会退缩的研究多关注儿童早期和儿童中期的个体, 很少有研究考察儿童中期与青春期早期个体退缩行为适应功能的差异。基于此, 本研究拟选取儿童中期和青春期早期的被试, 考察独处偏好与心理适应的关系及其背后的作用机制。考虑到独处偏好的本质以及中国文化的特点, 我们预测, 在中国儿童青少年中, 独处偏好与心理适应不良相联系。基于情境发展观, 我们认为这种联系在一定程度上以同伴接纳为中介。最后, 基于青春期早期个体对独处时间的逐渐重视, 我们预测上述中介作用会受年龄阶段的调节。对于青春期早期的个体而言, 独处偏好经由同伴接纳影响心理适应的效应会大大降低, 甚至消失。

2 方法

2.1 被试

采用简单随机整群抽样法, 选取上海市两所小学和两所中学的3～4年级和7～8年级学生为研究对象。首先委托教师发放介绍本研究的《家长知情同意书》, 由父母签名后再由教师收回转交给研究人员。98%的父母同意孩子参加本项研究。在此基础上, 发放问卷 1046份, 回收有效问卷 1026份, 回收有效率为98%。卡方检验表明, 性别分布不存在年级差异, χ= 2.56, p > 0.05。其中, 小学3～4年级被试564人, 平均年龄为9.35岁, SD = 8.51个月;初中7～8年级被试462人, 平均年龄13.35岁, SD =8.10个月。

2.2 工具

2.2.1 独处偏好量表

采用 Coplan等人(2013)编制的自评独处偏好量表(Preference for Solitude Scale)测量儿童的独处偏好程度。该量表由7个项目组成(如“我喜欢自己一个人待着”), 采用5级记分。计算7个项目的平均分, 所得分数越高表明独处偏好的程度越强。量表的翻译由宾夕法尼亚大学陈欣银教授完成, 并经过翻译-回译过程, 最后经过发展心理学专业多名教授评估, 认为语言表述没有不妥之处。探索性因素分析结果表明, 特征根大于 1的因子只有一个,可解释总体方差的 49.47%。各个项目的因子载荷在 0.56至 0.81之间。在本研究中, 该量表在 3～4年级被试中的内部一致性系数为0.75, 在7～8年级被试中的内部一致性系数为0.88。

2.2.2 同伴提名

采用同伴提名的方式, 要求被试各提名三位最喜欢一起玩和三位最不喜欢一起玩的同班同学。每名被试得到的积极提名和消极提名总数以班级为单位标准化, 并参照 Coie, Dodge和 Coppotelli(1982)的程序, 将积极提名标准分与消极提名标准分做相减, 所得分数反映了儿童被同伴接纳的程度。同伴提名被广泛应用于不同文化背景下儿童同伴接纳程度的测量(Chen et al., 2011), 是一种非常有效的测量方法。

2.2.3 儿童孤独感量表

采用 Asher等人编制的伊利诺斯孤独感量表(Illinois Loneliness Questionnaire)测量儿童的孤独感水平。该量表由16个项目组成(如“我觉得孤独”等)。量表采用5级记分, 反向题转换之后, 计算16个项目的平均分, 所得分数越高, 表明孤独感越强烈。伊利诺斯孤独感量表已经被广泛应用于中国儿童的研究, 具有较高的信效度(Liu, Chen, Li, &French, 2012)。在本研究中, 该量表在3～4年级被试中的内部一致性系数为0.87, 在7～8年级被试中的内部一致性系数为0.91。

2.2.4 儿童抑郁量表

采用Kovacs编制、Chen, Cen, Li和He (2005)修订的儿童抑郁量表(Childhood Depression Inventory)测量被试的抑郁水平。该量表共包括14个项目, 涵盖睡眠失调、食欲不振、自杀意念等多种典型的抑郁症状。量表采用 3级记分, 反向题转换之后, 计算14个项目的平均分, 所得分数越高, 表明抑郁水平越高。儿童抑郁量表已经被广泛应用于中国儿童研究, 具有较高的信效度(Chen et al., 2005; Liu et al., 2014)。在本研究中, 该量表在3～4年级被试中的内部一致性系数为0.80, 在7～8年级被试中的内部一致性系数为0.85。

2.2.5 儿童自我觉知量表

采用Harter编制、Chen等人(2005)翻译并修订的儿童自我觉知量表(Self-Perception Profile for Children)测量被试的自尊水平。该量表共36题, 采用5级记分, 包含整体自尊、社交自尊、认知自尊等6个维度。本研究只选用整体自尊这一维度。均分越高, 表示自尊水平越高。已有研究表明, 该量表具有良好的信度和效度(Chen et al., 2005)。在本研究中, 该量表在3～4年级被试中的内部一致性系数为0.74, 在7～8年级被试中的内部一致性系数为0.83。

2.3 程序

首先对承担测试任务的发展与教育心理学专业研究生进行注意事项和指导语的培训。然后, 以班级为单位组织施测, 施测后当即收回问卷。在指导语中向被试说明本次调查的目的, 并承诺会对被试的回答保密。参加测试的儿童在测查后都会获得一份精美的小礼物。

3 结果

3.1 各变量的描述性统计结果

各研究变量的均值和标准差如表1所示。

表1 各研究变量的均值和标准差(M ± SD)

以性别(0 = 男, 1 = 女)和年龄阶段(0 = 儿童中期, 1 = 青春期早期)为自变量, 独处偏好、同伴接纳、孤独、抑郁、自尊为因变量做多元方差分析(MANOVA)。结果表明：性别的主效应显著, Wilks’λ = 0.98, F(5, 1018) = 5.24, p < 0.001, η= 0.03; 年龄阶段的主效应显著, Wilks’λ = 0.93, F(5, 1018) =16.50, p < 0.001, η= 0.08; 性别和年龄阶段的交互作用不显著, Wilks’λ = 0.99, F(5, 1018) = 1.32, p >0.05, η= 0.01。

进一步单因变量方差分析结果表明, 同伴接纳的性别差异显著, F(1, 1022) = 19.44, p < 0.001, η=0.02, 女生的同伴接纳得分显著高于男生; 孤独的性别差异显著, F(1, 1022) = 11.36, p < 0.01, η=0.01, 男生的孤独感得分显著高于女生; 抑郁的性别差异显著, F(1, 1022) = 6.47, p < 0.05, η= 0.01,男生的抑郁水平显著高于女生。独处偏好的年龄阶段差异显著, F(1, 1022) = 39.80, p < 0.001, η= 0.04,青春期早期独处偏好得分显著高于儿童中期; 孤独的年龄阶段差异显著, F(1, 1022) = 18.39, p < 0.01,η= 0.02, 青春期早期的孤独水平显著高于儿童中期; 抑郁的年龄阶段差异显著, F(1, 1022) = 48.98,p < 0.001, η= 0.05, 青春期早期的抑郁水平显著高于儿童中期; 自尊的年龄阶段差异显著, F(1, 1022) =34.31, p < 0.001, η= 0.03, 青春期早期的自尊水平显著低于儿童中期。两个年龄阶段各研究变量之间的相关如表2所示。在两个年龄阶段, 独处偏好均与孤独、抑郁显著正相关, 而与自尊显著负相关,说明其可能是儿童心理适应的风险因子。同伴接纳则均与孤独、抑郁显著负相关, 而与自尊显著正相关, 说明其可能是儿童心理适应的保护因子。

表2 各研究变量之间的相关

3.2 独处偏好与心理适应的关系：有调节的中介效应检验

初步分析结果表明, 独处偏好与同伴接纳及心理适应各指标的关系不存在显著的性别差异, 因此在后面的分析中将男女被试的数据合并使用。参照温忠麟和叶宝娟(2014)提出的检验方法, 考察独处偏好与心理适应各指标的关系, 同伴接纳在上述关系中的中介效应以及年龄阶段对该中介作用前半路径的调节效应。除年龄阶段外, 将所有变量做标准化处理, 所有运算均通过SPSS宏程序PROCESS 2.1 (Hayes, 2013)完成。

首先, 检验独处偏好对心理适应各变量的直接效应是否受年龄阶段的调节。检验的回归方程为Y =c+ c独处偏好 + c年龄阶段 + c独处偏好*年龄阶段 + e(方程一)。结果表明, 独处偏好对孤独的效应显著, β = 0.33, t = 7.68, 95%置信区间为[0.24,0.42], p < 0.001, 独处偏好与年龄阶段的交互作用项对孤独的效应不显著, β = ‒0.03, t = ‒0.60, 95%置信区间为[‒0.15, 0.08], p > 0.05; 独处偏好对抑郁的效应显著, β = 0.26, t = 6.03, 95%置信区间为[0.18, 0.35], p < 0.001, 独处偏好与年龄阶段的交互作用项对抑郁的效应不显著, β = ‒0.003, t =‒0.04, 95%置信区间为[‒0.12, 0.12], p > 0.05; 独处偏好对自尊的效应显著, β = ‒0.20, t = ‒4.47, 95%置信区间为[‒0.29, ‒0.11], p < 0.001, 独处偏好与年龄阶段的交互作用项对自尊的效应不显著, β = 0.04, t =0.70, 95%置信区间为[‒0.08, 0.16], p > 0.05。独处偏好与心理适应各指标的直接效应不受年龄阶段调节。

接下来, 建立有调节的中介模型, 检验独处偏好经过同伴接纳对心理适应各指标的中介效应是否受年龄阶段的调节。检验方程分别为：同伴接纳= a+ a独处偏好 + a年龄阶段 + a独处偏好×年龄阶段 + e(方程二)和 Y = c’ + c’独处偏好 + b同伴接纳 + e(方程三)。方程二的检验结果表明,独处偏好对同伴接纳的效应显著, β = ‒0.21, t =‒4.55, 95%置信区间为[‒0.30, ‒0.12], p < 0.001, 独处偏好与年龄阶段的交互作用项对同伴接纳的效应显著, β = 0.27, t = 4.21, 95%置信区间为[0.14,0.39], p < 0.001。方程三的检验结果表明, 独处偏好对孤独的效应显著, β = 0.31, t = 11.03, 95%置信区间为[0.25, 0.36], p < 0.001, 同伴接纳对孤独的效应显著, β = ‒0.31, t = ‒11.08, 95%置信区间为[‒0.36, ‒0.25], p < 0.001; 独处偏好对抑郁的效应显著, β = 0.28, t = 9.53, 95%置信区间为[0.22, 0.33],p < 0.001, 同伴接纳对抑郁的效应显著, β = ‒0.22, t= ‒7.68, 95%置信区间为[‒0.28, ‒0.17], p < 0.001;独处偏好对自尊的效应显著, β = ‒0.19, t = ‒6.41,95%置信区间为[‒0.25, ‒0.13], p < 0.001, 同伴接纳对自尊的效应显著, β = 0.20, t = 6.51, 95%置信区间为[0.14, 0.25], p < 0.001。综合以上结果, 本研究提出的有调节的中介模型得到支持(温忠麟, 叶宝娟,2014)。独处偏好经过同伴接纳对心理适应各指标的中介作用前半路径受年龄阶段的调节。为了进一步理解调节作用的本质, 我们采用 Aiken和 West(1991)的作法, 分别考察儿童中期和青春期早期独处偏好对同伴接纳的预测效应。简单效应检验的结果如图2所示。其中, 纵坐标为同伴接纳的标准分,横坐标为独处偏好的标准分。从图2可以看出, 在儿童中期, 独处偏好可以显著负向预测同伴接纳, 而在青春期早期, 独处偏好对同伴接纳的效应不显著。

图2 年龄阶段对独处偏好预测同伴接纳的调节作用

独处偏好对心理适应各指标的条件中介效应为M = (a+ a年龄阶段) × b。其中, 独处偏好对孤独的直接效应(direct effect)为 0.31, 儿童中期的中介效应为0.06, 95%置信区间为[0.03, 0.10], 中介效应占总效应的 16%; 青春期早期的中介效应为‒0.02, 95%置信区间为[‒0.04, 0.003], 由于置信区间包括0, 所以中介效应占总效应的比例可以忽略;独处偏好对抑郁的直接效应为0.28, 儿童中期的中介效应为0.05, 95%置信区间为[0.02, 0.08], 中介效应占总效应的 15%; 青春期早期的中介效应为‒0.01, 95%置信区间为[‒0.03, 0.003], 由于置信区间包括0, 所以中介效应占总效应的比例可以忽略;独处偏好对自尊的直接效应为‒0.19, 儿童中期的中介效应为‒0.04, 95%置信区间为[‒0.07, ‒0.02], 中介效应占总效应的17%; 青春期早期的中介效应为0.01, 95%置信区间为[‒0.001, 0.03], 由于置信区间包括0, 所以中介效应占总效应的比例可以忽略。

4 讨论

社会退缩是一个广义的结构, 其下包含多种不同的亚类型(Coplan et al., 2004)。其中有一类社会退缩儿童, 他们参与社会互动的意愿很低, 反而更愿意独处或独自玩耍。研究者们通常用社交淡漠或不爱社交等术语指代这类儿童。但正如 Goossens(2014)所指出的, 上述两个术语均包含消极的涵义,容易给这类儿童贴上消极的标签。基于此, 采用独处偏好这一相对中性化的术语来指代这类儿童, 可以避免消极标签可能会带来的不利影响。

独处偏好与儿童适应的关系是研究者关心的重要问题。从已有的研究结果来看, 独处偏好的适应功能似乎存在文化特异性。西方的研究结果表明,在儿童早期和中期, 独处偏好与孤独、焦虑等内化问题行为并没有直接的联系(Bowker & Raja, 2011;Coplan & Weeks, 2010; Coplan et al., 2013)。而针对中国儿童的研究发现, 独处偏好与心理适应不良有着密切的联系(Chen et al., 2011; Liu et al., 2014; 苑春永等, 2014)。这些针对中国儿童的研究(采用同伴提名)和西方儿童的研究(采用自我报告)在方法上存在一定程度的差异, 因而降低了研究结果的可比性。本研究采用西方研究者广泛采用的自我报告法,考察不同年龄阶段儿童独处偏好与心理适应的关系。研究结果证实了之前基于同伴提名法所得的结论, 并进一步揭示了独处偏好与心理适应关系背后可能的作用机制。

4.1 独处偏好、同伴接纳和心理适应的年龄和性别差异

独处偏好的发展本应是社会退缩研究领域的重要问题, 然而我们对此了解的并不多。究其原因主要有以下两个方面：首先, 采用同伴提名法的研究, 由于要控制班级人数对数据的影响, 大多会以班级为单位做标准化处理, 这使得研究者无法考察不同年级之间独处偏好水平的差异。其次, 采用自我报告法的研究, 大多只关注一个年龄阶段, 很少比较年龄阶段间的差异。本研究的结果表明, 独处偏好的程度存在年龄差异, 相对于儿童中期, 青春期早期的儿童独处偏好的程度更高。这在很大程度上与个体青春期心理发展特点有关。青春期早期的一个典型特征是独立和自主需求逐渐显现(Collins& Steinberg, 2006)。在这一阶段, 个体更加注重私人的空间和独处的时间, 并利用独处的时间进行自我反思(陈晓, 周晖, 2012), 其对独处的偏好程度较之儿童中期自然要提高一些。

从同伴接纳和心理适应各指标的性别、年级差异结果来看, 男孩的同伴关系不良、孤独和抑郁水平均高于女孩。这一结果与以往的研究相一致(Chen et al., 2005)。总体而言, 女孩在社会和心理适应领域会表现出更少的问题, 这可能与某些与性别相联系的特定因素(如自我控制能力)有关。而从心理适应各指标的年级差异来看, 青春期早期的孤独、抑郁水平显著高于儿童中期, 而自尊水平则显著低于儿童中期。这一方面可能与青春期早期各种冲突矛盾的出现有关, 另一方面则可能与青春期早期面临的更高水平学业压力有关。

4.2 独处偏好与心理适应之关系：有调节的中介效应分析

从相关分析的结果来看, 独处偏好与孤独、抑郁呈显著正相关, 而与自尊呈显著负相关。这一结果与同伴提名法所得的研究结果相一致, 再次验证了在中国文化背景下独处偏好与心理适应不良相联系的事实(Liu et al., 2014; Chen et al., 2011)。东西方文化间的差异可能是导致独处偏好适应功能存在文化特异性的原因。西方社会强调个人主义, 重视自我的表达和独立(Triandis, 1995), 在发展的过程中, 西方儿童的社会化目标是成为一个独立、自主的个体(Greenfield, Suzuki, & Rothstein-Fisch,2006)。在这种情境下, 独处往往被认为是个人的选择。而独处偏好的儿童也并不会从同伴和成人那里得到很大的压力。与西方文化不同, 中国是一个比较典型的集体主义取向的国家, 高度强调相互依赖和群体依附(Greenfield et al., 2006; Triandis, 1995)。在社会化的过程中, 成人往往会鼓励和支持儿童形成某种社会归属感, 关心他人, 并为集体做出自己的贡献(Chen & French, 2008)。在这种情境下, 有意识地回避社会交往或与他人保持距离可能会被视作自私或问题行为的表现, 从而引发同伴和成人的消极对待, 并进而导致心理适应不良。

本研究的结果还表明, 对于儿童中期的个体,同伴接纳在独处偏好与心理适应之间起部分中介作用。也就是说, 对于这一年龄阶段的个体来说,独处偏好在一定程度上难以被同伴所接受, 从而诱发心理适应的不良。然而, 有调节的中介效应分析结果表明, 上述效应只存在于儿童中期群体中。对于青春期早期的儿童, 同伴接纳在独处偏好与心理适应的关系中并不起中介作用。从简单效应的分析结果来看, 对于儿童中期的个体, 独处偏好可以显著负向预测同伴接纳, 而到了青春期早期, 独处偏好则无法预测同伴接纳。

根据情境发展观, 社会互动在个体行为及其适应功能的发展过程中扮演着重要角色(Chen &French, 2008; Chen, 2011)。在社会互动的过程中,同伴往往会依据自己的信念和价值观对个体的行为做出评判。在此基础上, 他们会对表现出相应行为的儿童做出特定的回应(如接纳或拒绝)或表达相应的态度(如支持或反对)。而这种来自于他人的社会评价和回应又会反过来调节儿童的行为表现, 并最终影响儿童发展的过程和结果(Chen, 2012)。本研究中有关儿童中期的研究结果支持了上述假说。倾向于独处或对集体活动不感兴趣的儿童很有可能被同伴视作自私或问题行为的表现(Chen et al.,2011), 从而难以被同伴所接纳, 并进而影响这类儿童的心理适应结果。

需指出的是, 个体对特定行为的判断和评价并不是一成不变的, 而是处于不断的变化当中(Goossens, 2014)。从发展的过程来看, 人们对独处行为的看法和态度有着巨大的转变。儿童期表现出来的独处行为往往难以被成人和同伴所接受(Rubin et al., 2009; Coplan, Zheng, Weeks, & Chen, 2012),但成人期的独处行为则被认为有积极的适应功能(陈晓, 周晖, 2012; Long & Averill, 2003)。上述态度的转变很有可能是从青春期早期开始的。在青春期早期, 伴随着生理和认知的成熟, 个体独立和自主的需求开始显现, 其有效利用独处时间的能力也逐渐发展起来。他们开始主动地寻求独处的时间, 并利用独处的时间思考和完成个体化及自我同一性形成的发展任务(Goossens & Marcoen, 1999; Goossens,2006)。随着青春期早期个体逐渐意识到独处的价值, 其对于独处的看法也发生了明显的改变。研究发现, 与儿童期相比, 青春期早期个体主动争取独处的意愿更加强烈, 而且独处逐渐开始伴随着积极的情绪体验(Larson, 1997; Goossens, 2014)。青春期早期个体对独处态度的转变也必然影响其对他人行为的判断。他们逐渐能够设身处地理解同伴对独处的需求, 并尊重他人对于独处的选择。这也就解释了为什么在本研究中, 独处偏好与青春期早期的同伴接纳已不再像儿童中期那样存在显著的负向联系。如此一来, 在青春期早期, 独处偏好也便不再经由同伴接纳这一中介因素影响个体的心理适应。

需指出的是, 对于青春期早期的儿童, 虽然同伴接纳在独处偏好与心理适应之间不存在中介作用, 但独处偏好仍然与心理适应不良相联系。这可能由几方面原因所导致。首先, 本研究所涉及的同伴接纳只是同伴关系的组成部分之一。从儿童同伴关系的发展过程来看, 儿童中期的个体更关注他们在群体中受欢迎的程度。而进入到青春期之后, 亲密的友谊关系和个体在群体中的社会支配地位和威望变得更加重要(Parkhurst & Hopmeyer, 1999)。在青春期早期, 独处偏好可能通过同伴关系的其他方面影响其心理适应状况。其次, 从本研究的结果来看, 在儿童中期, 独处偏好与消极的同伴关系相联系。也就是说, 独处偏好儿童在此之前长期体验到同伴的不良对待, 而心理适应不良很有可能是之前不良处境的持续效应。当然, 在青春期早期, 独处偏好究竟是通过怎样的过程影响个体的心理适应, 是否还有其他的心理或社会认知过程参与其中,其他的社会关系在其中又扮演着怎样的角色, 这些问题仍有待未来的研究做进一步的探讨。

4.3 研究的不足及未来研究的展望

本研究采用自我报告法考察了独处偏好与心理适应的关系, 同伴关系在上述关系中的中介作用以及年龄对上述中介作用的调节。研究结果证实,在中国文化下, 独处偏好与心理适应不良相联系,并在一定程度上揭示了独处偏好影响儿童心理适应的可能途径。

本研究存在的不足之处主要有以下几个方面：首先, 本研究采用的是横断研究设计, 这使得我们无法做出因果推断。未来的研究应采取纵向研究设计, 以更好地揭示独处偏好与心理适应关系背后的发展过程。其次, 在本研究中, 我们着重考察了同伴关系在独处偏好与心理适应之间关系的作用, 还有很多重要的社会关系, 如亲子关系、师生关系等,并没有纳入其中。未来的研究应采用更加生态化的研究策略, 系统考察独处偏好适应功能背后可能的过程和机制。第三, 同伴接纳只是同伴关系的组成部分之一。除此之外, 友谊关系、同伴圈子同样在儿童的发展过程中扮演着重要的角色。独处偏好是否还会通过影响其他水平的同伴互动, 对儿童的心理适应产生影响仍有待未来研究进一步揭示。最后,正如之前很多研究所指出的, 中国的社会转型带来了巨大的地区差异。地区之间在文化传统和社会背景上存在很大的差异。本研究的结果是否可以推广至其他的地区, 仍然有待进一步的验证。尽管有上述不足, 本研究的结果在一定程度上可以帮助我们了解中国文化背景下独处偏好的适应功能及其可能的原因和机制。

5 结论

本研究主要得到以下结论：

(1)独处偏好的年龄差异显著, 青春期早期的独处偏好程度高于儿童中期;

(2)独处偏好与孤独、抑郁呈显著正相关, 与自尊呈显著负相关;

(3)独处偏好经由同伴接纳影响心理适应的中介作用受年龄的调节。同伴接纳的中介效应只出现在儿童中期, 在青春期早期并不存在上述中介作用。

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