亲子关系和移情对青少年社会创造力的预测：友谊质量的中介作用 *

2020-10-24张景焕

心理与行为研究 2020年4期

李昂张景焕

(山东师范大学心理学院，济南 250358)

1 问题提出

社会创造力（social creativity）特指在人际问题解决过程中所体现出的创造力（Mouchiroud &Lubart, 2002），是个体以新颖、独特、适当而有效的方式提出和解决社会问题的品质（谷传华, 张海霞, 周宗奎, 2009）。社会创造力有状态与特质之分，前者是指个体在特定情境中表现出来的创造性状态，而后者是指个体日常生活中一贯的创造性倾向或特质（谷传华, 张笑容, 陈洁, 郝恩河, 王亚丽, 2013）。本研究在特质的层面上来理解社会创造力。

根据创造力发展的生态系统模型（Yeh, 2004），创造力发展是环境因素和个体因素共同作用的结果。家庭是个体最先接触到的环境，是影响社会创造力的潜在因素（Mouchiroud & Bernoussi,2008）。同时，移情作为个体因素，是理解他人情感并做出适当反应的能力，是人际交往中的重要影响因素。友谊是影响个体自尊、幸福感及发展结果的重要环境因素（Hartup & Stevens, 1997）。因此，本研究以亲子关系、移情、友谊质量作为预测变量，研究中学生在日常生活中新颖、有效地解决社会问题时所体现出的稳定存在的创造力，并探究其影响因素与作用机制。

1.1 亲子关系与社会创造力的关系

Bowlby（1973）的依恋理论指出，良好的亲子关系是个体发展的重要基础，同时社会创造力是青少年发展良好人际关系的重要能力之一。关于亲子关系与社会创造力的关系，以往研究大多集中在小学儿童。研究表明，儿童的社会创造力与亲子关系显著正相关（Zhang, Zhou, Gu, Lei, &Fan, 2018），与父母的情感温暖、理解、自主支持显著正相关，与父亲的惩罚、严厉、过度保护显著负相关（谷传华, 范翠英, 张冬静, 杨森, 宋娟娟,2012; 谷传华, 周宗奎, 2008; 张景焕等, 2013）。以往相关研究的结果显示，亲子关系可以直接影响社会创造力（宋静静, 谷传华, 张永欣, 张菲菲, 郝恩河, 2013）。据此，本研究提出假设1：青少年的亲子关系正向预测社会创造力。

1.2 移情与社会创造力的关系

移情是指源于他人的情绪状态或状况的情感反应，指与他人的情绪状态一致，并且至少在自身和他人之间存在最小程度的区分（Eisenberg,Shea, Carlo, & Knight, 1991）。大量研究表明，移情与亲社会行为显著正相关（Barr & Higgins-D’Alessandro, 2007; Mesurado & Richaud, 2017），儿童的积极移情和社交能力存在跨时间的正相关（Sallquist, Eisenberg, Spinrad, Eggum, & Gaertner,2009）。更有研究明确提出移情影响创造力（Dostál, Plháková, & Záškodná, 2017; Takeuchi et al.,2014）。有研究者指出，移情可以帮助创作者预测社会环境对其创意产品的反应并相应调整原创产品的数量（Form & Kaernbach, 2018），从而将移情时创造力的影响引向社会创造力领域。据此本研究提出假设2：青少年的移情能力正向预测社会创造力。

1.3 友谊质量的中介作用

生态系统理论指出，影响个体发展的微系统主要是家庭和同伴。同伴关系与社会创造力的相关研究表明，与不受欢迎的儿童相比，受欢迎的儿童在与他人交往中的社会创造性水平更高（谷传华, 周宗奎, 种明慧, 2009）。友谊是同伴关系的重要研究内容，友谊质量可以促进青少年的心理资本（陈秀珠, 赖伟平, 麻海芳, 陈俊, 单彦彤,2017），预测更强的社交能力（Glick & Rose,2011）。由此推断，拥有高质量友谊的个体，可以从友谊中获得更多的支持，进而采用适当且独特的方式来解决人际问题。

移情和友谊质量在青少年期关系密切，高移情能力可以使青少年拥有更高的友谊质量（Meuwese,Cillessen, & Güroğlu, 2017）。实证研究也发现，移情正向预测友谊质量（Chow, Ruhl, & Buhrmester,2013; Smith & Rose, 2011），移情能力高的个体会对朋友做出更多的亲社会行为（Mesurado &Richaud, 2017），更好地理解朋友的情绪，减少沟通中的误解，从而提升社会创造力。因此，本研究提出假设3：友谊质量在移情和社会创造力之间起中介作用。

家庭是个体成长的首要场所，是影响个体社会化及发展的重要微环境（吴旻, 刘争光, 梁丽婵,2016）。研究表明，较少感受到父母的感情和行为肯定的青少年体验到的同伴关系质量也较低（Kretschmer et al., 2016），父母支持可通过影响友谊质量间接影响情绪适应（田录梅, 张文新, 陈光辉, 2014）。因此，本研究提出假设4：友谊质量在亲子关系和社会创造力之间起中介作用。

此外，亲子关系对个体发展的影响与性别相关。以往研究表明，同性别间的亲子互动对个体发展的作用更强，母女亲密关系预测女生更好的社交能力，父子之间的冲突预测男生更差的社交能力（Xu, Liu, Li, Liu, & Huntsinger, 2018）。关于友谊的研究表明，对于女生，朋友支持在父母安全依恋与抑郁之间均起中介作用；对于男生，朋友支持仅在父亲依恋与抑郁之间起中介作用（Liu,2006）。因此，本研究将进一步检验友谊质量中介作用的性别差异。

2 研究方法

2.1 被试

采用整群随机抽样法，从济南市某中学选取七、八年级学生，删除无效问卷后，有效被试588名。其中男生292名，平均年龄13.48±0.72岁；女生296名，平均年龄13.37±0.63岁；所有被试平均年龄13.43±0.68岁。

2.2 研究工具

2.2.1 社会创造力

采用谷传华和周宗奎（2008）编制的小学儿童社会创造性倾向问卷测量社会创造力，以往研究表明，该问卷在应用于初中生时同样具有良好的信效度（宋静静等, 2013）。问卷包括威信或同伴影响力、问题解决特质或冲突解决能力、出众性、坚毅进取性、交往能力或社会智力、主动尽责性六个维度，共24个项目，采用3点计分。二阶验证性因素分析的结果显示该问卷具有良好的结构效度，χ2/df=2.85，CFI=0.95，TLI=0.95，RMSEA=0.04，同时该问卷在本研究中的信度良好，Cronbach’s α系数为0.95，分半信度系数为0.89。

2.2.2 亲子关系

采用Buchanan，Maccoby和 Dornbusch（1991）编制并由张锦涛等（2011）修订的亲子亲密度量表，分别对父子关系和母子关系进行测量，每份量表有9个项目，采用5点计分，1为“完全不符合”，5为“非常符合”。采用各项目的总分作为父子关系或母子关系的得分，总分越高，代表关系越亲密。该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.90（父子关系）和0.91（母子关系）。验证性因素分析的结果显示两份量表均具有良好的结构效度，父子关系量表：χ2/df=2.78，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.04；母子关系量表：χ2/df=5.86，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.06。

2.2.3 移情

采用Davis（1983）编制、张凤凤、董毅、汪凯、詹志禹和谢伦芳（2010）修订的人际反应指针量表（Interpersonal Reactivity Index-C, IRI-C）对移情能力进行测量。该量表包括观点采择（PT）、想象力（FS）、共情性关心（EC）和个人痛苦（PD）四个维度，共22个项目，采用5点评分，1为“完全不符合”，5为“完全符合”。对该量表进行二阶验证性因子分析，删除因子载荷小于0.3的5个项目后，最终模型拟合良好，χ2/df=3.29，CFI=0.93，TLI=0.91，RMSEA=0.06，该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为 0.85。

2.2.4 友谊质量

采用周宗奎、孙晓军、赵冬梅和Yeh（2005）修订的友谊质量问卷简表对青少年与最好朋友的友谊质量进行测量。该问卷包括肯定与关心、帮助与指导、陪伴与娱乐、亲密袒露与交流、冲突解决策略、冲突与背叛六个维度，共18个项目，采用5点计分，1为“完全不符合”，5为“完全符合”。对该量表进行二阶验证性因子分析，删除因子载荷小于0.3的一个维度后，最终模型拟合良好，χ2/df=4.13，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06，该问卷在本研究中的Cronbach’s α系数为0.90。

2.3 施测程序和数据分析

本研究的主试均为心理学专业学生，在正式施测前经过严格的培训。以班级为施测单位，总时长为20分钟。为避免研究方法对数据及结果的影响，采用匿名作答的方式对施测程序进行控制。

采用SPSS23.0、Mplus7.0及Amos24.0进行数据分析。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究根据周浩和龙立荣（2004）的建议，采用Harman单因素检验对可能存在的共同方法偏差进行检验。采用SPSS23.0将所有问卷的所有项目作为探索性因素分析的所有条目，第一公因子解释率为22.93%，远小于40%，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述统计和相关分析

使用Pearson积差相关分析计算各变量之间的相关关系，结果表明，父子关系、母子关系、移情、友谊质量和社会创造力之间均显著正相关。相关分析的结果表明，亲子关系和移情与友谊质量和社会创造力之间的关系满足中介作用检验的条件（参见表1）。

3.3 中介作用检验

首先，考察亲子关系与移情对社会创造力的直接效应，结果发现模型拟合指数良好：χ2/df=5.63，CFI=0.92，TLI=0.90，RMSEA=0.09，SRMR=0.07。路径分析结果表明，母子关系显著正向预测作用社会创造力（β=0.15,p＜0.05），父子关系显著正向预测作用社会创造力（β=0.21,p＜0.01），移情显著正向预测作用社会创造力（β=0.35,p＜0.01）。

采用潜变量结构方程模型对友谊质量在亲子关系与社会创造力、移情与社会创造力之间的中介作用进行检验（参见图1）。结果显示：χ2/df=3.70，CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06，说明该模型可以接受。具体而言，母子关系对社会创造力的预测作用不显著（β=0.10,p＞0.05），移情、父子关系和友谊质量对社会创造力的正向预测作用均显著（β=0.26,p＜0.01; β=0.21,p＜0.01; β=0.22,p＜0.01）；父子关系对友谊质量的预测作用不显著（β=-0.03,p＞0.05），母子关系和移情对友谊质量的正向预测作用均显著（β=0.24,p＜0.01; β=0.46,p＜0.01）。

采用Bootstrap法抽样2000次对模型的中介路径进行分析，结果显示：友谊质量在父子关系和社会创造力之间的中介作用不稳定（置信区间包括0），而友谊质量在母子关系和社会创造力之间、移情和社会创造力之间的中介作用稳定（置信区间不包括0）；母子关系通过友谊质量的完全中介作用正向预测社会创造力，间接效应为0.05；移情可以直接预测社会创造力，直接效应值为0.26，也可以通过友谊质量的部分中介作用正向预测社会创造力，中介效应值为0.10（参见表2）。这一结果说明，父子关系和母子关系对于社会创造力的影响机制存在差异。

图1 亲子关系、移情、友谊质量和社会创造力的关系模型

表2 基于Bootstrap法的中介效应检验

采用跨组比较的方法检验中介效应的性别差异，建立未限制模型（M1）、限定测量权重模型（M2）、限定测量和结构权重模型（M3），结果显示，三个模型均拟合良好，M2与M3模型差异不显著，△χ2=7.70，△df=7，p＞0.05，表明友谊质量的中介作用不具有性别差异。

4 讨论

4.1 亲子关系与移情对社会创造力的直接作用

本研究结果支持创造力发展的生态系统模型（Yeh, 2004），即环境因素和个体因素影响创造力的发展。首先，父子关系、母子关系对社会创造力都有直接正向预测作用，即亲子关系越亲密，社会创造力水平越高，这与以往的研究结果一致（Zhang et al., 2018）。亲子关系在个体成长中的作用至关重要，和父母的日常互动是儿童社交技能发展的基础（Cohn, Patterson, & Christopoulos,1991）。与父母的良好互动会让青少年在生活中感受到更多的支持，从而勇于尝试多样的社交方式，表现自己的与众不同并学会采用更加新颖的方式解决人际问题（张景焕, 刘欣, 任菲菲, 孙祥薇,于颀, 2016）。此外，移情对社会创造力有直接正向预测作用，验证了以往的研究结论（Dostál et al.,2017）。高移情水平的青少年能够理解他人的社交处境，从而采用有效的社交技能，创造性地解决人际交往中出现的问题。

4.2 亲子关系与移情对社会创造力的间接作用及作用机制差异

本研究发现，亲子关系与移情通过友谊质量影响社会创造力的间接作用机制存在差异：父子关系直接预测社会创造力，母子关系通过友谊质量的中介作用预测社会创造力，移情既直接作用于社会创造力，也通过友谊质量的中介作用预测社会创造力，这种作用机制不存在性别差异。相较于父子关系与母子关系，移情对社会创造力的直接效应（0.26）大于父子关系对社会创造力的直接效应（0.21），移情对社会创造力预测的间接效应（0.10）大于母子关系对社会创造力的间接效应（0.05）。这说明对于青少年而言，个体因素对于自身社会创造力发展的影响，无论直接或间接作用均超过家庭环境因素。一方面，移情有助于青少年更多理解他人，从而做出更多的亲社会行为（Mesurado & Richaud, 2017），以普遍能接受的方式解决人际问题。另一方面，移情有助于青少年获得更多的同伴支持，建立友谊关系，拥有相对高质量的友谊，进而使用创造性的方式与他人互动，解决人际交往问题，提升社会创造力。

值得一提的是，母子关系对社会创造力的影响符合研究者依据Bowlby（1973）的依恋理论提出的“间接效应模型”，即亲子关系是朋友关系建立和发展的基础，并可以通过朋友关系间接影响青少年的行为适应（田菲菲, 田录梅, 2014），而父子关系直接预测社会创造力。因此，父子关系与母子关系以不同的方式预测社会创造力。这可能是由于我国大多数家庭中还是延续“严父慈母”的父母角色。在这一模式中，青少年与母亲有更多互动，建立更多的情感联结，而与父亲的互动相对较少，感知到的母亲教养投入多于父亲，使得母子关系较父子关系更为亲密（刘海娇,田录梅, 王姝琼, 张文新, 2011）。这种亲密关系的迁移以及具体解决问题办法的传授，有助于青少年与他人和睦相处，与他人形成亲密的情感互动，进而促进创造力的发展（张景焕等, 2016）。实证研究也证实，母亲在子女成长的过程中能够提供更多情感上的支持，有助于子女建立更高质量的友谊（Blair et al., 2014），并通过友谊质量促进社会创造力。关于父子关系，一方面，中国传统家庭中父亲较少参与青少年的日常生活，青少年与父亲相处中形成的交往模式倾向于垂直关系下的服从，父亲处于权威地位（侯芬, 伍新春, 邹盛奇, 刘畅, 黄彬彬, 2018）；另一方面，父亲往往以更广阔的视野和理性分析传达社会规则。在一定程度上正是因为父子之间互动少，子女反而更深刻地理解父亲传达的社会规则，直接运用到人际交往中，并采取更新颖的方式解决人际交往问题。

4.3 局限与展望

本研究依据创造力的生态理论和依恋理论，从环境因素和个体因素两个角度出发，考察了亲子关系和移情对社会创造力的作用机制，验证和丰富了社会创造力的影响因素模型，发现了父子关系和母子关系对社会创造力影响的不同作用路径。本研究存在一定局限性。首先，本研究将移情作为独立的个体特质进行讨论，但以往研究表明，移情与亲子关系是相关的，移情既可以在高质量亲子关系中得到发展，又能够促进亲子关系质量的提升（Boele et al., 2019）。本研究仅从移情与亲子关系相关的角度来认识二者的关系，可能导致研究结果存在局限性。其次，本研究采用横断设计，无法推断自变量与因变量之间的因果关系，并且本研究的被试处于青少年期，社会认知和社交能力还在发展，研究结果只能说明社会创造力在此阶段的发展及其预测因素。今后可以使用追踪设计，以探索青少年社会创造力的发展规律。另外，个体进入社会之后，所处的环境和人际交往方式都会发生变化，后续研究可以进一步探究成年期个体的社会创造力及其影响因素，以期形成对社会创造力的更加全面的认识。