家校支持系统与初中生亲社会行为——人际信任和自尊的中介作用及年级差异

张 野，申 婷，胡少贤

（1.沈阳师范大学 教育科学学院，辽宁 沈阳 110034；2.安阳职业技术学院 思政教学部，河南 安阳 455000）

一、问题提出

亲社会行为（prosocial behavior）是个体在社会交往中表现出的帮助、合作、分享和安慰等一切有利于他人和社会和谐的行为及趋向[1]。作为社会适应的重要指标，亲社会行为一直是积极心理学的研究热点。青少年期是个体身心健康发展的关键时期，对其亲社会行为产生机制的考察有助于改善和提升青少年的社会适应水平。

（一）社会支持与青少年亲社会行为的关系

社会支持指个体在其所属社会关系中感受到的爱、关心及尊重，即个体领悟到的社会支持[2]。人际关系促进成长模型（Model of Thriving Through Relationship）提出，社会支持一方面可以安抚在逆境中受创伤的个体，缓解其消极情绪，给予其重建认知的力量；另一方面，还能通过积极参与、拓宽和构建个体资源来增强积极幸福感，帮助个体找到生活的目的和意义[3]。此外，生态系统理论（the Ecological Systems Theory）指出，家庭、学校等直接作用于儿童青少年的微观系统对其心理发展和行为表现的影响最大[4]187-249。因此，从家庭和学校层面探讨来自不同群体的社会支持对青少年亲社会行为的作用机制便显得尤为重要。

目前，关于家庭和学校支持系统与个体亲社会行为的研究颇多。大多数证据表明，父母支持和投入[5][6]、良好的学校（同伴、师生）关系[7][8]均能正向影响青少年的亲社会行为。其中，同伴关系与师生关系质量对青少年利他行为的作用更为突出[9][10]。但是，一项针对青少年后期的中职生的研究则只发现了学校支持对个体的亲社会行为的正向预测作用，父母支持的作用并不显著[11]。依恋理论认为，个体与早期抚养者形成的亲密关系和交往经验会内化为该个体的“内部工作模式”，从而影响其后期对他人的心理表征和行为方式[12]。上述观点表明，家庭支持和学校支持均会对个体的亲社会行为产生积极影响，但随着儿童年龄的增长和交往范围的不断扩大，来自家庭外重要他人的支持作用似乎越来越明显，然而上述变化也并不预示着家庭支持能够被外部支持所取代。据此，本研究假设：家庭支持和学校支持对青少年的亲社会行为均具有正向预测作用（H1）。

（二）人际信任与自尊的中介作用

人际信任（interpersonal trust）指一种期望或信念，表示人们对他人或团体的言辞、诺言、口头或书面的陈述可以相信和依靠的程度[13]。心理—社会发展理论认为，信任感的建立源于儿童与父母早期的关系与经验。随着年龄增长，人际互动大体沿着“父母—教师—同伴—他人”的路径发展[14]208-225。研究表明，和谐接纳的环境有利于人际信任的产生[15]，社会支持给个体提供了构建信任认知和实施信任行为所需要的心理和社会资源[16]。此外，道德情感理论认为，人际信任能够影响个体的亲社会动机[17]。作为一种认知因素，人际信任可能在社会支持（外界环境因素）和亲社会行为间具有桥梁作用。研究表明，人际信任与亲社会行为间具有显著正相关[18]；以小学生和成年人为被试的研究均证明了人际信任是亲社会行为的直接预测因素[19][20]。据此，本研究假设：人际信任在家庭支持/学校支持与初中生亲社会行为之间起中介作用（H2）。

自尊（self-esteem）是指个人对自我价值和自我能力的情感体验，属自我系统中的情感成分，同时具有一定的评价意义[21]1-26。核心—边缘理论（core-periphery theory）认为，自我价值是自尊的核心成分，源于个体在婴儿期所接受的父母无条件的爱；自我信心则是自尊的边缘成分，源于个体在随后的幼儿和青少年时期获得的来自他人的支持。由于自尊的边缘成分不如核心成分稳定，因而需不断强化资源（社会支持）才能得以保持[22]150-169。社会支持一方面，提供工具性资源，增加个体克服困难的信心，形成对自我的积极评价；另一方面，提供情感支持，使个体感受到更多的“被爱”感，增强自我接纳和自我认同[23]，进而提升自尊水平[24]。此外，社会计量理论指出，自尊是个体人际关系好坏的一种内在反映，它会促使个体采取某些行为来恢复人际和谐[25]。研究发现，自尊水平高的个体在群体中更倾向于与同伴彼此接纳，表现出亲社会行为[26]。据此，本研究假设：自尊在家庭支持/学校支持与亲社会行为间具有中介作用（H3）。

（三）人际信任与自尊的链式中介作用

人际关系促进成长模型指出，社会支持可以通过重塑认知及构建个体资源来促进社会适应性行为[3]。作为社会适应过程中的一种积极认知，人际信任能激发个体对自身能力的积极体验，从而提升自尊水平[23]。由此可见，人际信任和自尊在社会支持下可以通过“串行”方式对亲社会行为产生影响。还有研究发现，重要他人与个体的良好互动和支持性关系会显著影响人际信任的建立[16][20]，在相同情境下，人际信任水平较高的个体，在社交中更易表现出信任行为[27]，且良好的人际信任给予个体积极的反馈，能维持个体较高的自我价值感，也越容易表现出利他、合作等亲社会行为。基于以上分析，本研究提出假设：家庭支持/学校支持可以分别通过人际信任、自尊的链式中介作用对青少年亲社会行为产生影响（H4）。基于此，本研究构建一个链式中介模型（见图1）。

图1 假设的中介作用模型

（四）家校支持系统的年级差异

以往研究表明，小学高年级至高中阶段个体的亲社会行为会随年级升高呈现出先上升后下降的发展趋势[28][29]。此外，青少年是一个分化的群体，个体自青少年早期逐渐降低对父母的依赖程度，直至青少年后期达到独立或依恋他人[30]419-435。研究发现，中学生感知到的家庭支持随年级增长逐渐下降[31]。同时，青少年阶段的人际关系处于由垂直关系（亲子关系、师生关系）到平行关系的转换时期，同伴支持对青少年社会适应的作用随年龄的增长日益凸显[32]。此外，师生关系对青少年的影响力强于亲子关系[33]。基于此，本研究提出假设：家庭支持系统对初中生亲社会行为的作用随年级的增长逐渐减弱，而学校支持系统的作用则逐渐增强（H5）。

二、方法

（一）被试

采取整群抽样方式，从辽宁省、河北省3所初中选取830 名学生进行问卷调查，回收有效问卷773 份，有效率91.13%。其中，辽宁省 444 人（57.44%），河北省 329 人（42.56%）；三所普通中学人数分别为225 人（29.11%）、219 人（28.33%）、329 人（42.56%）；男生 401 人（51.88%），女生 372 人（48.12%）；初一 243 人（31.44%），初二 264 人（34.15%），初三 266 人（34.41%），平均年龄 13.76±1.25 岁。

（二）研究工具

1.儿童及青少年社会支持量表

研究采用Malecki 和Demaray 编制，罗雪峰、陈启山、沐守宽修订的儿童及青少年社会支持量表[34]。该量表包括5 个分量表共60 个条目，每个分量表包含情感性支持、信息性支持、评价性支持和工具性支持4 个维度。量表采用6 点计分法，得分越高表明支持行为出现的频率越高。研究选取父母支持分量表测量家庭支持水平，量表在本研究中的Cronbach α 系数为0.88，效度指标拟合良好（χ2/df=3.23，IFI=0.97，GFI=0.97，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.05）；合并教师支持和同学支持分量表测量学校支持水平，合并后量表的Cronbach α 系数为0.93，效度指标拟合良好(χ2/df=3.03，IFI=0.95，GFI=0.93，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.05）。

2.亲社会行为量表

研究采用Carlo 编制，寇彧、洪慧芳、潭晨修订的亲社会倾向量表[35]。该量表共26 个条目，包括公开性、匿名性、利他性、依从性、情绪性和紧急性6 个维度。研究选取依从性、情绪性和紧急性3个维度，合成潜变量[36]，采用5 点计分方式，得分越高表示个体亲社会行为水平越高。量表在本研究中的Cronbach α 系数为0.82，效度指标拟合良好（χ2/df=2.38，IFI=0.95，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.04）。

3.人际信任量表

研究采用Rotter 编制，汪向东、王希林、马弘修订的人际信任量表[37]。该量表共25 个条目，采用5 点计分方式，分数越高表示人际信任程度越高。量表在本研究中的Cronbach α系数为0.77，单因子模型对数据拟合良好（χ2/df=3.68，GFI=0.91，AGFI=0.90，RMR=0.06，RMSEA=0.05）。

4.自尊量表

研究采用Rosenberg 编制，韩向前、江波、汤家彦等修订的自尊量表[38]。该量表共10 个条目，采用4 点评分方式，得分越高表明自尊水平越高。量表在本研究中的Cronbach α 系数为0.78，单因子模型对数据拟合良好（χ2/df=3.62，IFI=0.95，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.06）。

（三）研究程序和数据处理

以班级为单位，由受过培训的心理学专业研究生进行施测。所有问卷均匿名填写，当场回收。采用SPSS22.0 软件和Amos24.0 软件对数据进行录入与分析。采用Amos24.0 建立结构方程模型，并进行年级的跨群组比较和Bootstrap 分析。

三、结果

（一）共同方法偏差检验

研究采用Harman 单因素方差检验方法对所有条目进行探索性因素分析。结果表明，特征值大于1 的因子共有22 个，抽取的第一个因子解释变异量为13.76%，低于40%临界值[39]，说明不存在严重的共同方法偏差。

（二）各变量的描述性统计及相关分析结果

各变量描述性统计及相关系数见表1。初中生的家庭支持/学校支持、人际信任、自尊与亲社会行为两两间均存在显著正相关（p＜0.001）。

表1 各变量描述性统计及相关系数

（三）人际信任、自尊在家庭支持/学校支持与亲社会行为间的中介作用检验

首先，本研究采用结构方程模型检验家庭支持和学校支持对初中生亲社会行为的影响，在控制地域、性别、年级及学校(γ=-0.11，p＜0.01）后，模型拟合指数良好（χ2/df=2.03，RMSEA=0.04，SRMR=0.02，CFI=0.99，NFI=0.98），家庭支持和学校支持显著正向预测初中生的亲社会行为(γ=0.22/0.44，p＜0.001），假设 1 得到验证。

其次，在控制地域、学校、性别及年级(γ=-0.12，p＜0.001）后，根据研究的理论构想，以家庭支持和学校支持为自变量，亲社会行为为因变量，人际信任和自尊为中介变量构建链式中介模型，结果如图2 所示，模型拟合指数良好(χ2/df=1.99，RMSEA=0.04，SRMR=0.02，CFI=0.99，NFI=0.98）。路径系数结果显示：家庭支持/学校支持对亲社会行为和人际信任具有显著正向预测作用(γ=0.13/0.38，p＜0.01/0.001；γ=0.17/0.28，p＜0.001），人际信任对亲社会行为具有显著正向预测作用(γ=0.09，p＜0.05），假设 2 得到验证；家庭支持/学校支持对自尊具有显著正向预测作用(γ=0.33/0.12，p＜0.001/0.01），自尊对亲社会行为具有显著正向预测作用(γ=0.19，p＜0.001），假设3 得到验证；人际信任对自尊具有显著正向预测作用（γ=0.20，p＜0.001），假设4 得到验证。偏差校正的非参数百分比Bootstrap 方法检验（重复取样5 000次）结果显示，人际信任和自尊产生的间接效应的Bootstrap 95%的置信区间不包含0，说明人际信任和自尊在家庭支持/学校支持与亲社会行为间的关系中具有显著中介作用。中介效应通过六条路径对亲社会行为产生影响，家庭/学校支持—人际信任—亲社会行为，相对效应量为7.37%/5.71%；家庭支持/学校支持—自尊—亲社会行为，相对效应量为29.49%/5.25%；家庭/ 学校支持—人际信任—自尊—亲社会行为，相对效应量为3.23%/2.51%，具体见表3。

图2 人际信任和自尊在家庭支持/学校支持与初中生亲社会行为间的链式中介模型

（四）家校支持系统的年级差异检验

综合以往研究结果来看，家庭支持/学校支持、人际信任、自尊在亲社会行为上存在年级差异。基于此，本研究检验了人际信任、自尊的中介效应在家庭支持/学校支持与亲社会行为间是否具有跨年级的一致性。首先，分别检验不同年级的中介效应模型，结果表明，各年级的中介模型拟合良好（见表2），可进行跨组比较[40]89-104。随后，采用结构方程模型中多组比较的方法设定等值模型，结果表明，模型各项指标拟合良好，且各模型两两间拟合指数差异ΔTLI 与ΔCFI 均小于0.01，说明各等值模型成立（见表3）。这表示该中介模型在初一、初二、初三中具有相同的意义和潜在结构，即人际信任和自尊的中介效应具有跨年级的一致性。

表3 初中各年级及中介模型三组等值性拟合指数

在此基础上，检验人际信任、自尊在家庭支持/学校支持与亲社会行为间的中介作用及年级差异。首先，家庭支持/学校支持对初一至初三学生亲社会行为的直接效应分别为0.246/0.286，0.174/0.294，044/0.455。中介效应检验表明，对初一学生而言，中介效应通过一条路径对亲社会行为产生影响（学校支持—人际信任—自尊—亲社会）；对初二学生而言，中介效应则通过三条路径对亲社会行为产生影响（家庭支持—自尊—亲社会、家庭支持/学校支持—人际信任—自尊—亲社会）；对初三学生而言，中介效应通过三条路径对亲社会行为产生影响（家庭支持/学校支持—自尊—亲社会、家庭支持—人际信任—自尊—亲社会）（见表2）。此外，家庭支持对三个年级学生亲社会行为影响的总效应值分别为0.310、0.306、0.106，占总效应比值分别为49.76%、46.15%、17.12%；学校支持对三个年级学生亲社会行为影响的总效应值分别为0.313、0.357 和0.513，占总效应比值分别为50.24%、53.85%和82.88%，假设5 得到验证。

表2 中介效应显著性检验的Bootstrap 分析

四、讨论

（一）家庭支持、学校支持与初中生亲社会行为的关系

本研究发现，家庭支持和学校支持均能正向预测初中生的亲社会行为，该结论与以往研究结果相一致[41][42]。人际关系促进成长模型和社会支持的主效应模型指出，人际关系尤其是亲密他人关系中的支持对个体适应行为和终身繁荣具有重要作用[43][44]。首先，社会支持与积极情绪具有密切联系[41]，积极的情绪线索能够提高人际交往意愿，增加助人者的同理心和对正义行为的认同感[45]。其次，社会支持提供给个体克服困难的工具与资源，为个体实现亲社会行为创造了可能。

本研究还发现，相较于家庭支持，学校支持对青少年亲社会行为的直接影响更为显著。对于成人感凸显的青少年学生而言，平行的同伴关系具有情感宣泄与支持的多重作用，是该阶段学生的首要人际关系。此外，虽然初中生的个体意识逐步觉醒，但仍受到中国传统文化中注重服从权威和学业成绩的影响[46]1-26。董奇、陈传升的研究表明，师生关系与青少年学业成绩、不端行为和利他行为的相关度均高于亲子关系[47]。还有研究发现，不同支持系统对于个体情绪和行为适应的增益作用存在差异，行为适应同时获益于父母支持和同伴支持，但高压力情境下亲子关系对于行为的保护作用有限，而同伴支持对于情绪适应及亲社会行为的影响则更为明显[48][49]。

（二）人际信任与自尊的中介作用

中介效应检验发现，人际信任在家庭支持/学校支持与初中生的亲社会行为间具有中介作用。正如社会资本理论的观点所言，人际交往是产生信任、规范等社会资本形式的基础[50]。较多的支持和沟通利于青少年与他人建立亲密和谐的人际关系，增加彼此间的信任度[15]。此外，父母、教师和同伴作为初中生群体的主要接触对象，他们的支持为学生提供了一个安全、可信赖的环境，促使其产生积极的认知和关系评估，促进合作、助人等亲社会行为的产生[51]。

此外，本研究还发现，家庭支持、学校支持均通过个体自尊影响初中生的亲社会行为，以往研究也得出相似结论[52]。一方面，社会支持提供工具性资源增益于个体能力，大大提升了个体帮助他人的自信水平；另一方面，父母、教师和同伴的包容、关爱和积极评价帮助青少年形成了积极的自我概念，使其更加认可自己的价值感[16]，从而产生亲社会动机。研究还发现，在家庭支持模型中，自尊的中介效应更加明显。可见，个体与抚养者之间的交往关系和经验会内化为他们的内部模式，形成较为稳定的“自我图式”和“他人图式”[53]，进而影响其后期的心理健康和社会化行为[54]。

（三）人际信任与自尊的链式中介作用

本研究发现，人际信任和自尊在家庭支持/学校支持与亲社会行为间具有链式中介作用，说明充沛的支持资源积极影响青少年的人际信任及自尊水平，进而促进亲社会行为的发生。正如亲社会行为理论所指出的那样，亲社会行为的发生历经对他人需要的关注、产生帮助他人的意愿，以及将助人意愿与助人行为相联系三个阶段[1]。个体能否注意他人需要主要源于外部情境线索[55]，人际信任是个体对外部环境的认知和态度，影响其是否产生助人意愿和动机，而如何将助人动机与最终的助人行为相联系，则更多依赖于个体对自我能力（自尊、自我效能感）的判断[56][57]。

（四）家校支持系统的年级差异

跨群组比较结果表明，家庭支持系统对初中生亲社会行为的作用随年级提高逐渐减弱，学校支持系统的作用则逐渐增强。中国父母角色强调“权威”和“控制”，随着年龄增长，初中生心理逐渐向成熟过渡，行为上出现有目的地反抗或远离父母，亲子之间的情感联结逐渐降低[58]。一方面，父母权威度的降低导致家庭支持系统对个体的影响力逐渐减弱；另一方面，初中生脱离父母控制，其自身家庭支持感知程度也逐渐降低。与此同时，初中生的关注重心随年级增长转向学业、同伴[9]，因而，学校人际关系的日益稳固和团体归属感的逐步强烈使得学校支持系统的作用凸显，并积极作用于个体的社会适应行为[7][48]。

（五）研究的不足与展望

首先，研究仅选取初中生作为采样对象。青少年早中期个体的自尊多属于依赖性自尊水平，较易受到外部评价的影响，因而，不排除当取样样本更成熟时，由于青少年独立性和无条件自尊的良好发展，其亲社会行为将更多源于自我思考而非他人支持。未来研究有必要扩大采样范围，验证社会支持是否存在曲线效应。其次，本研究属于横断研究，难以得出严格的因果推论。未来有必要通过追踪研究进一步明确社会支持与青少年亲社会行为间的关系及作用机制。

五、结论

本研究得出以下结论：家庭支持和学校支持对初中生的亲社会行为均具有正向预测作用；人际信任和自尊在家庭支持/学校支持与初中生亲社会行为间分别起部分中介作用；人际信任和自尊在家庭支持/ 学校支持与初中生亲社会行为之间起链式中介作用；随着年级不断提升，家庭支持对初中生亲社会行为的影响逐渐减弱，学校支持的影响逐渐增强。