1. 引言
心理适应(psychological adaptability)是指在环境或是身心发生变化时，个体通过调整心理与行为反应状态，使得自身能与环境保持平衡状态的能力(张大均，江琦，2006)。皮亚杰基于发生认知论对“适应”的内在机制进行了阐释，他认为，个体通过“同化”和“顺应”进而达到“平衡”，从而能够“适应”。个体可以通过自我调节，对新的经验和已产生的心理图式进行不断建构与融合，从而实现心理适应。而生态系统理论强调环境影响个体的心理适应，个体心理是否健康积极，需要积极的环境作为重要的支撑。心理适应是个体的积极行为活动受环境作用影响后保持的一种平衡状态(刘杰，孟会敏，2009)。以往研究表明，心理适应与孤独感、幸福感和身心健康息息相关(Nicolas et al., 2019; Taylor et al., 2020)。心理适应水平是衡量个体心理健康的重要标志(Petersen, Louw, & Dumont, 2009; 李凤梅，2013)。培养青少年具备良好的心理适应能力是当代教育的目的之一。一众研究显示，初中生的心理适应能力、心理健康水平随其年级的增长而呈下降趋势(卢家楣，陈宁，胡霞，丁志刚，2008；李文倩，2017)，因此，有必要探究其心理适应能力发展的影响因素，为提升初中生心理适应能力、促进其心理健康发展提供依据。
2023年4月，教育部等十七部门联合印发《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划(2023~2025年)》，标志着加强学生心理健康工作上升为国家战略。儿童青少年身心健康全面发展已经成为党政关心、群众关切、社会关注的重要现实问题。亲子亲合(parental cohesion)是指父母与子女之间情感联结的亲密程度(Zhang & Fuligni, 2010)。一众研究表明，亲子亲合是影响青少年心理健康水平的重要因素(曾练平等，2021；吴旻等，2016)。依恋理论和社会学习理论都认为，亲子亲合可以显著地降低青少年的外化问题和内化问题，是初中生心理适应的重要保护因子(Avant, Gazelle, & Faldowski, 2011)。基于“个体–环境模型”的观点，个体心理或行为特质的形成来自于个体和环境因素的共同作用。儿童所处的家庭环境与其内部因素之间的交互作用会为其身心发展及变化提供重要的影响(Christopher et al., 2011)。因此，亲子亲合对初中生心理适应能力的影响可能是直接的，也有可能是通过个体内部因素影响其心理适应水平。诸多内部因素中，坚毅品质这一因素引起了研究者的关注。
坚毅(grit)是指尽管有可能面对失败和障碍，仍然对长期目标保持持续的毅力和激情。积极心理学认为，坚毅是预测个体成功的重要品质，对个体的发展具有重要意义(Duckworth et al., 2007)。目前，坚毅成为国内外学者研究的热点之一。越来越多的研究认为坚毅是促进青少年适应性行为模式的重要个体特征之一(Lan, 2020; Lan & Moscardino, 2019; Feng & Lan, 2020; Lan & Radin, 2019)。个体坚毅品质的养成离不开家庭环境的支持。Soenens等研究得出，高水平的亲子关系、父母给予的自主支持能够促进青少年坚毅品质的提升(Soenens & Vansteenkiste, 2005)。因此，本研究希望探究初中生心理适应能力、亲子亲合水平及坚毅品质三者之间的关系，以期为初中生心理适应能力的培养与提升、心理健康教育等提供新的依据。
2. 对象与方法
2.1. 对象
选取某中学455名初一、初二、初三的学生作为调查对象，发放问卷455份，剔除无效问卷后，共获得有效问卷423份，问卷回收率为92.97%。其中，男生204人，女性219人，独生子女为153人，非独生子女为270人，初一年级221人，初二年级75人，初三年级127人，学生年龄11~17岁，平均(13.19 ± 1.079)岁。
2.2. 方法
采用整群抽样、自愿参与、统一施测的方式，对某中学9个班级的学生进行测查，由2名教师协助完成。问卷采用不记名方式填写，当场收回，然后进行无效问卷的剔除、数据录入并进行描述及进一步的统计学分析。
测量工具：① 亲子亲合量表：由张文新等修订的Olson等编制的亲子亲合评价量表测量初中生与父母的亲子关系质量(张文新，王美萍，Andrew Fuligni，2006)。问卷包括父亲亲合和母亲亲合两个分问卷，采用Likert5点计分，各问卷共10个项目，其中部分题为反向计分。计算所有项目的平均分作为被试的亲子亲合水平，分数越高表示被试的亲子亲合水平越高，即青少年感知的父母支持越强烈。该问卷已被国内外广泛使用，具有良好的信度和效度。本研究测得该量表的内部一致性信度为0.811。② 12条目坚毅量表(12-Item (Grit Scale))由Duckworth等编制，由我国学者谢娜等进行汉化，且其中文版已被证实在我国青少年群体中具有良好的信效度(宋莉莉，邱瑀，王詠等，2021)。量表共12个项目，采用5点量表计分(1~5从低到高分别表示该表述与自我的符合程度)。该量表包括努力持续度和兴趣稳定度两个维度，共12个项目，采用Likert5点计分。其中兴趣稳定度为反向计分。各条目得分之和为量表总分，总分越高，表明个体坚毅品质水平越高。本研究测得该量表的内部一致性为0.692。③ 本研究采用北京师范大学陈会昌教授等人编制的青少年心理适应性量表(陈会昌，胆增寿，陈建绩，1995)，该量表涉及身体与体育竞赛适应、陌生情境与学习情境适应、考试焦虑环境适应及群体活动适应四个维度，共20个项目，采用Likert5点计分，有部分项目为反向计分，计算所有项目的平均分表示该学生的心理适应能力。以往研究表明该量表在测量青少年心理适应方面具有良好的信度和内容效度(徐微，2021)。本研究中问卷涉及的所有项目的内部一致性系数为0.802，KMO值为0.785。
由于本研究中的所有问卷均为自我报告法，为排除共同方法偏差问题，采用Harman单因素检验法对所有变量包含的项目进行未旋转的主成分因素分析。结果发现，特征根大于1的因子有16个，第一个因子的变异解释率为13.029%，低于40%的临界标准。说明，本研究中问卷所得数据并不存在显著的共同方法偏差问题。
2.3. 统计学处理
采用SPSS21.0版本对问卷数据进行录入、整理和分析，组间比较采用独立样本t检验和单因素方差分析，相关分析采用Pearson法，并采用Andrew F. Hayes教授基于SPSS和SAS开发的插件PROCESS3.3版本进行中介效应分析，对其显著性进行Bootstrap检验。
3. 结果
3.1. 初中生亲子亲合、坚毅品质和心理适应的总体水平
总体上，初中生亲子亲合平均(3.32 ± 0.61)分，坚毅品质平均(3.21 ± 0.60)分，心理适应平均(3.20 ± 0.40)分，与性别、是否独生分析差异无统计学意义，但在年级这一变量上存在显著差异，如表1所示。
Table 1. Analysis of differences in three variables for grade
表1. 年级在三个变量的差异性分析
变量 |
类别 |
N |
M ± SD |
F |
P |
LSD |
心理适应 |
初一a |
221 |
3.24 ± 0.40 |
4.737 |
0.009 |
a > b, c |
初二b |
75 |
3.20 ± 0.37 |
初三c |
127 |
3.10 ± 0.41 |
坚毅 |
初一a |
221 |
3.28 ± 0.60 |
3.858 |
0.022 |
a > b, c |
初二b |
75 |
3.16 ± 0.51 |
初三c |
127 |
3.10 ± 0.64 |
亲子亲合 |
初一a |
221 |
3.43 ± 0.61 |
8.354 |
0 |
a > b, c |
初二b |
75 |
3.21 ± 0.54 |
初三c |
127 |
3.19 ± 0.60 |
注：*P < 0.05, **P < 0.01, ***P < 0.001。
以年级为自变量进行单因素方差分析，结果显示，初一年级的心理适应、坚毅水平及亲子亲合水平得分均为最高，而初三年级得分最低，即初中生的心理适应、坚毅水平及亲子亲合水平随着年级的增长而显著下降(P < 0.05)。
3.2. 相关分析
对初中生心理适应、坚毅水平与亲子亲合得分两两进行Pearson相关分析，结果如表2所示。
初中生坚毅品质的得分与其亲子亲合得分呈显著正相关(r = 0.377, P < 0.01)，与心理适应得分呈显著正相关(r = 0.359, P < 0.01)，亲子亲合得分与心理适应水平的得分呈显著正相关(r = 0.319, P < 0.01)，且各系数均小于0.8，因此不存在共线性问题。
Table 2. Correlation analysis of psychological adaptability, grit, and parental cohesion
表2. 心理适应、坚毅、亲子亲合的相关性分析
|
M ± SD |
心理适应 |
坚毅 |
亲子亲合 |
心理适应 |
3.32 ± 0.61 |
1 |
|
|
坚毅 |
3.21 ± 0.60 |
0.359** |
1 |
|
亲子亲合 |
3.20 ± 0.40 |
0.319** |
0.377** |
1 |
注：*P < 0.05, **P < 0.01, ***P < 0.001。
3.3. 中介效应分析
坚毅品质、心理适应、亲子亲合两两呈显著相关，符合中介效应分析的前提。由于Bootstrap方法在检验中介效果时，比逐步检验法和Sobel方法更为严格。因此，在本研究中，使用SPSS宏程序Process，使用模型4重复采样5000次进行Bootstrap检验，95%置信区间，以检验坚毅品质在亲子亲合与心理适应之间的中介作用，中介效应分析结果见表3、表4。
Table 3. Testing of the mediation effect model
表3. 中介效应模型检验
|
|
标准化回归系数 |
SE |
T |
95%置信区间 |
R2 |
F |
P |
|
|
LICI |
ULCI |
坚毅 |
常数 |
1.96 |
0.15 |
12.94 |
1.66 |
2.26 |
0.14 |
69.76 |
0.00 |
亲子亲合 |
0.38 |
0.04 |
8.35 |
0.29 |
0.46 |
心理适应 |
常数 |
2.14 |
0.006 |
18.40 |
1.91 |
2.37 |
0.17 |
42.54 |
0.00 |
坚毅 |
0.18 |
0.032 |
5.79 |
0.12 |
0.25 |
亲子亲合 |
0.14 |
0.032 |
4.46 |
0.078 |
0.20 |
Table 4. Decomposition table of total effect, direct effect, and intermediary effect
表4. 总效应、直接效应及中介效应分解表
|
Effect |
BootSE |
BootLLCI |
BootULCI |
效应占比 |
中介效应 |
0.069 |
0.015 |
0.042 |
0.100 |
32.86% |
直接效应 |
0.140 |
0.032 |
0.079 |
0.202 |
67.10% |
结果表明，初中生亲子亲合水平正向预测了其坚毅水平，亲子亲合(X)→坚毅(M)的路径回归方程为：M = 1.96 + 0.38X，回归系数显著(P < 0.001)，亲子亲合能显著正向预测心理适应水平，将中介变量坚毅放入后，亲子亲合仍然能够显著正向预测心理适应水平，亲子亲合(X)、坚毅(M)→心理适应(Y)的路径回归方程为：Y = 2.14 + 0.18M + 0.14，回归系数显著(P < 0.001)。在此模型中，亲子亲合对心理适应的直接效应为0.14，在亲子亲合对初中生心理适应的影响中，坚毅品质的中介效应为0.069。用Bootstrap方法对坚毅的中介效应检验，中介效应在Bootstrap 95%置信区间不包含0，所以中介效应显著，而亲子亲合对心理适应的直接效应在Bootstrap 95%置信区间不包含0，说明坚毅在亲子亲合和心理适应水平之间起部分中介作用，中介效应占比32.86%。
4. 讨论
4.1. 初中生坚毅品质、亲子亲合、心理适应的整体水平分析
初中生坚毅品质的均值为3.21，高于其理论均值3，表示初中生已经塑造了较为良好的坚毅品质，具备一定程度的努力持续性(3.36 ± 0.77)和兴趣稳定性(3.05 ± 0.82)。以往研究表明，坚毅水平与自尊及主观幸福感等心理状态显著相关(李文倩，2017；刘权辉，邱丹儿，胡恒德，2020)，且与学生的学业成就、与成人的职业成就都呈显著正相关(蒋文，蒋奖，杜晓鹏等，2018)。然而本研究中，结果显示随着年级的增长，初中生的坚毅水平在逐步下降。个体积极品质的塑造离不开其所处环境的影响，初中三年中学生面临的心理压力逐步增大，遇到的挫折与不得不应对的负面情绪也逐步增加，这些困难与挑战都有可能影响其坚毅品质的塑造。因而我们的教育者必须注意在对其进行学业教导的同时，也需要注意对其进行坚毅品质的培养与提升。
初中生亲子亲合的均值为3.32，高于其理论均值3，表示初中生整体的亲子亲合处于良好的水平，其中父亲亲合的均值为3.24，母亲亲合的均值为3.40，表明初中生与母亲关系的亲密和谐程度要高于父亲，与以往研究结果一致(王美萍，张文新，2007)。这也提示父亲在与孩子的相处过程中，应当更加注意和孩子亲密关系的建立，给予孩子更多的关心和支持。而差异性检验表示，初中生亲子亲合水平整体随年级的增长而下降，这可能是由于正处青春期的中学生多为敏感、自我意识高涨，而其父母也正处于需要面对中年危机的时期，此时期的父母正值中年事业上升期，面临诸多压力，赡养老人，抚养子女、单位同事竞争、因而情绪也时常表现得焦躁易怒，对孩子势必施加更多的负面影响，因而可能导致一系列的紧张和冲突，继而影响其亲子亲合质量。
初中生心理适应的均值为3.19，大于理论均值3，说明初中生整体已具备良好的心理适应能力，并表现在陌生情境与学习适应、身体与体育竞赛、考试焦虑与环境及群体活动四个维度，其中身体与体育竞赛这一维度的适应水平最高，陌生情境与学习这一维度的水平最低，提示初中生突发的陌生情境与日益加重的学习压力最有可能成为其适应不良的缘由。差异性分析表示，初中生心理适应能力也随着年级的增长而逐步降低。初中生的心理适应能力并未随着其生理心理的成熟与发展得到提升，而其心理适应能力的降低更有可能引发初中生一系列的身心适应不良、危险性行为等严重后果，因而如何培养和提高中学生的心理适应能力十分值得家庭、学校乃至社会的重视。
4.2. 坚毅的中介效应分析
坚毅作为一种可以测量的指标，可以预测学生的学业成绩、自我效能感和心理健康水平(Salles et al., 2017)，并且比人格测验有更好的预测率(Christopher et al. 2011)。因此，对于学生坚毅这一品质的关注，可以帮助对其身心及能力发展水平进行有效而全面的评估。本研究显示，学生的亲子亲合可以预测其心理适应，且可以通过坚毅水平间接预测个体的心理适应能力。亲子亲合水平高的个体具有良好的家庭氛围，家庭功能健全，父母会给予其充分的积极关注，而原生家庭是个体心理适应的起点(杨青，罗洁如，2016)，因而和谐稳定的家庭支持对个体的心理适应能力的发展必然会起到积极作用。
良好的亲子亲合水平能够促进个体更好地发展积极品质，以往研究表明，亲子关系良好的个体具有更好水平的抗挫折能力(申青慧，2014)、自尊(李文倩，2017)、情绪调节自我效能感(李菁菁，窦凯，聂衍刚，2018)，本研究结果也显示，亲子亲合水平高的个体具有更高水平的坚毅品质，遇到困难和压力时能够继续保持良好的心态，继续投入努力，而非采取逃避、自暴自弃等不良的应对方式，因而也会对其心理适应能力有积极影响。
本研究结果提示，可以考虑通过培养和提升初中生坚毅品质来促进其心理适应能力的发展，而这需要多方面的努力。首先，学校作为中学生成长的摇篮，应该更加积极的关注学生的身心健康，培养其独立性，多开展与坚毅品质相关的主题活动，为学生树立良好的学习模范，也可以开展正念训练等团体干预课程提高学生的坚毅品质。另外，本研究发现亲子亲合水平与坚毅水平显著正相关，因而，在直接提升中学生坚毅品质的同时，家长也更有责任提供一个良好、功能健全的家庭氛围，与孩子建立良好优质的亲子关系，间接提升其坚毅品质，进而促进其心理适应能力的发展，助力青少年健康成长。
5. 结论
本研究发现以下研究结果：
(1) 初中生亲子亲合、坚毅水平、心理适应能力随年级的增长均呈下降趋势；
(2) 亲子亲合水平可以正向预测初中生的心理适应能力；
(3) 坚毅品质在亲子亲合和心理适应之间起着部分中介作用，中介效应占总效应的32.86%。