學校人際關系對初中生樂觀傾向的影響：多重中介效應分析 *

張 野 韓 雪 李俊雅 張珊珊

(沈陽 師范大學教育科學 學院，沈陽 110034)

1 引言

近年來，隨著積極心理學研究的興起，樂觀傾向逐漸成為積極人格特征的重要預測變量和心理健康的有效指標（侯典牧, 劉翔平, 李毅, 2012;Schweizer & Koch, 2001; Peterson, 2000）。樂觀傾向（optimistic tendency）是指個體對與之有關的所有領域事物的發展趨勢及結果普遍抱有并保持積極、正面評價傾向的特征（Scheier & Carver, 1987）。樂觀傾向一方面直接影響個體的主觀幸福感、情緒調節和生活滿意度（Karademas, 2006），另一方面，其對個體的學業成就、職業成就等多項能力發展也具有重要意義（Chemers, Hu, & Garcia,2001）。學校是學生社會化發展的重要場所。學校人際關系是指個體在學校這一特定環境中與他人的交往，是學校同一團體內或不同團體間成員在相互認知、體驗的過程中形成的帶有感情色彩的穩定的心理關系，具體包括師生關系（teacherstudent relationship）和同伴關系（peer relationship）。師生關系是教師與學生在教育、教學及日常交往過程中形成的，以認知、情感和行為反應等為主要形式的心理關系（張野, 李其維, 張珊珊,2009）；同伴關系則是指同齡人之間或心理發展水平相當的個體之間在交往過程中建立和發展起來的一種平行的、平等的人際關系（周宗奎, 孫曉軍,趙冬梅, 田媛, 范翠英, 2015）。作為微觀生態系統的重要組成部分，積極的學校人際交往對個體的樂觀傾向具有重要意義（Gillham, Reivich, Jaycox, &Seligman, 1995）。

社交自我概念（social self concept）是自我概念的下屬概念，具體指個體對自身社會交往狀況和社會交往能力的認知和評價。已有研究發現，學校人際關系影響個體的社交自我概念（黃玉芬,李偉健, 2010）。相較于具體運算階段而言，處于形式運算階段的中學生更傾向于廣泛思索自我和他人的理想特征或特質，在人際交往中通過組織和整合能力的提升，達到良好的社交自我概念水平（Harter, 1990）。高社交自我概念個體具有較強的調節力和控制感（邢夢瑤, 陳功香, 2012），當面臨不良溝通情境時，高社交自我概念個體傾向將自我形象的不同方面整合成具有邏輯性和連貫性的整體，促進自我概念的一致性和有序性，進而采用更積極的行為方式。有學者認為，良好的社交自我概念作為一種保護因子可有效處理問題行為和情緒障礙，即青少年自我概念發展越好，自我同一性越穩定，對自身的期望越合理，進而認知評價越樂觀（Ybrandt, 2008）。由此可見，社交自我概念可能在學校人際關系和初中生樂觀傾向間發揮重要的中介作用。此外，學校人際關系也可能通過心理一致感（the sense of coherence）對樂觀傾向產生影響。心理一致感是指個體對生活的總體感受和認知，是個體內部穩定的心理傾向（Antonovsky, 1993）。有益健康模型認為，心理一致感對個體的生活健康質量具有良好的促進作用（Julkunen & Ahlstr?m, 2006）。在充滿壓力的人際環境中，心理一致感水平較高的個體更傾向于對外部應激源進行合理解釋，控制自身的感知應對程度，進而增強積極的情感投入（蔡亮, 張仲明,李紅, 2013），而低心理一致感個體則會表現出更多的負性解釋偏向（陸洋, 桑標, 2012）。本研究擬引入心理一致感，深入探討社交自我概念和心理一致感在學校人際關系與初中生樂觀傾向之間的中介作用及其相關關系。

以往關于學校人際關系與樂觀傾向的研究多集中于大學生，鮮涉及中學生尤其是初中生群體。初中階段是個體心理與學業發展的關鍵期（蘇萍等, 2017），也是個體身心矛盾的集中凸顯期，積極心理特質的養成在該階段具有重要意義。本研究擬深入探究初中生學校人際關系與樂觀傾向的相互關系，進一步厘清初中生樂觀傾向的心理機制。研究提出如下假設：（1）學校人際關系與樂觀傾向呈正相關；（2）學校人際關系通過社交自我概念影響樂觀傾向；（3）學校人際關系通過心理一致感影響樂觀傾向。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群隨機抽樣方法，選取遼寧省沈陽市、大連市、盤錦市的1120 名初中生，以班級為單位進行集體施測，剔除 填寫不完整的問卷 后，共回收有效問 卷1040 份，有效率92.86%。其中男生 507 人（48.75%），女生 533 人（51.25%）；初一 280 人（26.92%），初二 385 人（37.01%），初三 375 人（36.05%），平均年齡 14.32±1.54 歲。

2.2 研究工具

2.2.1青少年樂觀量表

采用張國華、雷靂和王薇（2015）編制的青少年樂觀量表。該量表包括樂觀主義、悲觀主義和自我效能樂觀3 個因子，共27 個項目，采用5 點計分方式，得分越高表示個體的樂觀水平越高。該量表在本研究中的內部一致性信度為0.90。

2.2.2初中生師生關系問卷

采用張野等（2009）編制的初中生師生關系問卷。該問卷分為理解性、回避性、親密性、期待性、沖突性5 個因子，含26 個項目，采用5 點計分方式，問卷的同質信度系數為0.87。

2.2.3同伴關系量表

采用陳國鵬、朱曉嵐、葉瀾瀾和唐永明（1997）修訂的自我描述問卷中的同伴關系分量表。該分量表含18 個項目，采用6 點記分方式。本次測量中的內部一致性信度為0.73。

2.2.4社交自我概念量表

采用Harter（1982）編制的自我概念量表中社交自我概念分量表。該分量表含有7 個項目，采用4 點計分方法。分量表在本研究中的內部一致性系數為0.80。

2.2.5心理一致感量表

采用Antonovsky（1993）編制、包蕾萍和劉俊升（2005）修訂的心理一致感量表。該量表含理解感、可控制感、意義感3 個因子，含13 個項目，采用7 點計分方式。本次測量中的內部一致性系數為0.76。

2.3 研究程序和數據處理

采用統一的問卷進行施測。問卷 采用統一指導語，且強調真實作答及個人信息保密。采用SPSS21.0 和Amos22.0 進行數據的處理與分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗

研究采用學生自我報告法。為減少共同方法偏差，選擇多所學校及匿名調查等方式施測。此外，采用Harman 單因素法加以檢驗的結果表明，特征值大于1 的因子有18 個，且第一個主因子解釋的變異量僅為28.72%，低于40%的臨界值，說明不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 變量間的描述性統計和相關分析

對樂觀傾向、師生關系、同伴關系、社交自我概念和心理一致感進行描述性統計和Pearson 相關分析，結果見表1。結果顯示，樂觀傾向、師生關系、同伴關系、社交自我概念和心理一致感間均呈現顯著正相關。

3.3 變量間的中介模型分析

研究構建了兩個結構模型：（a）不包括中介變量（心理一致感、社交自我概念）的直接效應模型；（b）包含中介變量的中介效應模型。如果預測變量（師生關系、同伴關系）到結果變量（樂觀傾向）的路徑系數效應模型和中介效應模型均顯著，但在中介模型效應中有所降低，則中介變量起部分中介作用；如果預測變量到結果變量的路徑系數在直接效應中顯著，而在中介效應模型中不顯著，則中介變量起完全中介作用。結果表明，師生關系和同伴關系對樂觀傾向的直接效應模型擬合指數M0擬合良好（見表2）。師生關系-樂觀傾向（β=0.45, t=9.14, p＜0.001）及同伴關系-樂觀傾向（β=0.30, t=6.35, p＜0.001）系數均顯著。

表 1 師生關系、同伴關系、社交自我概念、心理一致感及樂觀傾向的相關分析結果（n=1040）

表 2 結構方程模型擬合結果

將心理一致感和社交自我概念作為中介變量納入上述模型構建中介效應模型，統計結果表明，中介效應模型擬合指數M1良好（見表2），具體標準化路徑見圖1。由于師生關系-樂觀傾向的路徑系數在直接效應模型（β=0.45, t=9.14,p＜0.001）和中介效應模型中均顯著（β=0.26,t=5.13, p＜0.001），但在中介效應模型中路徑系數值有所降低，因此心理一致感與社交自我概念在二者間起部分中介作用。同時，同伴關系-樂觀傾向的路徑系數在直接效應模型中顯著（β=0.29,t=6.35, p＜0.001），但在中介效應模型中不顯著（β=0.08, t=1.78, p=0.074），故心理一致感與社交自我概念在二者間起完全中介作用。

采用Amos22 中的Bootstrap 程序進行中介效應的顯著性檢驗。從原始數據中抽取2000 個樣本，并保存2000 次運行后的路徑系數。結果發現，從師生關系到樂觀傾向直接效應的95%置信區間為[0.13, 0.40]，區間不包括0，因此心理一致感和社交自我概念在師生關系與樂觀傾向中起部分中介效應。同伴關系到樂觀傾向直接效應的95%置信區間為[-0.03, 0.20]，區間包括0，故心理一致感和社交自我概念在同伴關系與樂觀傾向中起完全中介作用。

4 討論

本研究探討了初中生師生關系、同伴關系、社交自我概念、心理一致感和樂觀傾向的關系及其內在機制。結果首先證實了假設1，即初中生的學校人際關系較好，其樂觀傾向水平也較高。階段-環境匹配理論（stage-environment fit theory）指出，青少年的健康發展需要相互信任、支持、關懷的人際關系以及自我表達、自主選擇、自主決定的機會，如果學校未能給青少年提供上述要素，環境與個體的發展需求就難以匹配，就可能導致青少年出現攻擊、欺騙、自卑、抑郁等外化和內化問題（Morin, Ma?ano, Marsh, Nagengast, &Janosz, 2013; van Lier et al., 2012），反之則會給個體提供積極改變的動力（Symonds & Hargreaves,2016）。國內針對兒童和大學生的研究也發現，當學生長期得不到老師與同伴的包容與認同，就會對其自我認同產生消極影響（李小青, 鄒泓, 王瑞敏, 竇東徽, 2008）。相反，如果學生在學校人際交往中感受到更多的理解與期待，就會形成積極的自我認同（張亞利, 陸桂芝, 劉艷麗, 周揚, 2017），表現出積極的行為方式和高水平的樂觀傾向。

本研究發現，社交自我概念在學校人際關系和樂觀傾向間具有顯著的中介作用，支持了假設2，表明學校人際關系通過社交自我概念的正向預測作用，進一步顯著影響樂觀傾向。師生互動行為和同伴經驗是個體認知及自我概念最重要的共同建構者（Preckel, Niepel, Schneide, & Brunner,2013），兒童青少年在學校人際交往中感受到社會支持，獲得了安全感和親密感（周宵, 伍新春, 王文超, 田雨馨, 2018），進而促進了其自我同一性的建構（尚珺, 吳國來, 2014），在此過程中，個體檢驗自己的思想，協調不同觀念，最終形成更加準確的人際知覺和自我概念。此外，自我概念也是個體人格結構的重要組成部分（趙占鋒, 張大均, 劉廣增, 李冰冰, 潘彥谷, 2017），對個體樂觀人格特質的形成與發展具有重要意義。在青少年階段，不同的人際關系與人際角色使該階段個體的自我概念在結構上更為分化，分化出來的社交自我概念呈現出較好的組織性與整合性，使個體的同一性發展得以實現，并促進其樂觀人格的進一步形成（Harter, 1990）。

本研究還發現，學校人際關系可以通過心理一致感進一步影響初中生的樂觀傾向，證實了假設3，也驗證了前人的研究結論（Karademas, 2006;Posadzki, Stockl, Musonda, & Tsouroufli, 2010）。理解和親密型的學校人際關系可以給個體在認知過程中提供一個穩定的心理環境，增強喜悅感與歸屬感（周躍萍, 馬劍虹, 李韜, 2003），幫助個體應對生活壓力，并能從逆境中迅速恢復，表現出樂觀傾向，對未來充滿希望（朱美俠, 蔡丹, 武云露,Zhang, Margraf, 2016）。此外，本研究結果也為有益健康模型理論提供了支持。該模型認為，壓力與人類健康具有重要關聯，個體在面對壓力時如果選取有益因素應對，就可以保持健康狀態。其中，心理一致感是該模型的核心要素（Antonovsky,1993）。以往研究也發現，當處于外部壓力環境（如不良的師生關系與同伴關系）時，高心理一致感個體能合理、系統性地對環境進行識別與判斷，利用自身內外資源，激發自身展開行動，維持健康機能的穩定（Henje Blom, Serlachius, Larsson,Theorell, & Ingvar, 2010; 曾 晶 , 史 慧 穎 , 張 昊 ,2016）。相反，低心理一致感個體體驗到的負性情緒較多，對抗情緒波動能力以及自我康復能力也較弱，對未來的期待感低，其樂觀傾向水平也隨之降低（蔡亮等, 2013）。因此，教育者要重視學校人際關系對初中生樂觀傾向的重要意義，可通過“無條件接納”、“共情訓練”等方式形成良好的學校人際關系（聶宏斌等, 2018），同時引導學生去自我中心化，形成合理的自我認知，提升學生的社交自我概念與心理一致感水平，促進初中學生樂觀傾向的發展。

5 結論

本研究得出以下結論：學校人際關系既可以直接預測初中生的樂觀傾向，也可以通過心理一致感和社交自我概念的多重中介間接預測初中生的樂觀傾向。