中华家教

 

—家庭教育学术研究—

2023年第5期

摘要：为探讨家庭教养方式与小学生学校归属感的关系及孤独感和自尊在二者关系间所起的作用，本文采用家庭教养方式量表、小学生学校归属感正式问卷、儿童孤独量表和自尊量表对730名2～6年级小学生进行调查。结果显示：（1）父母情感温暖、父母过度保护与学校归属感呈正相关，父母拒绝与学校归属感呈负相关；（2）孤独感和自尊在家庭教养方式与小学生学校归属感之间分别起部分中介作用；（3）孤独感和自尊在家庭教养方式与小学生学校归属感间起链式中介作用。研究启示，应该从家校社三个方面协同努力，为小学生提供良好的教育环境。在家庭层面，父母应为子女提供积极的教养方式；在学校层面，应通过多种方式发挥育人主导作用；在社会层面，应构建完善的家庭教育公共服务体系。

关键词：家庭教养方式 学校归属感 孤独感 自尊 小学生

作者简介：

廖雨馨 / 成都市龙泉驿区第一小学心理教师，华中师范大学心理学院硕士研究生

宋微 / 贵州省黔西第一中学心理教师，华中师范大学心理学院硕士研究生

黄湘琳 / 湖北工程学院心理教师，华中师范大学心理学院硕士研究生

宋友志 / 华中师范大学心理学院博士研究生

田媛（通讯作者） / 华中师范大学心理学院教授、博士生导师

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一、问题的提出与研究假设

归属需要是人最重要的基本需要之一，个体在不同社会领域会产生不同的归属需要。小学生在学校中有被接纳的需要，即学校归属感，是指学生在学校中能感受到自己被他人接受、尊重、容纳和支持。[1]它不仅能增加积极的教育体验，还对儿童身心健康、社会行为发展有重要影响。[2]小学阶段是儿童社交技能发展的重要时期，若该时期能通过与他人交往建立归属需要，则能促进其今后的社会性发展。因此，研究小学生学校归属感的影响因素，对提升其心理健康水平有重要意义。

家庭环境会影响学生的学校归属感，温暖的家庭环境有利于儿童校园人际关系的发展，增强其学校归属感。[3]家庭教养方式指父母在教育子女时表现出的行为倾向，可分为父母情感温暖、父母拒绝和父母过度保护。[4]家庭教养方式作为儿童早期生活的重要家庭环境因素，会带给儿童重要的社会支持，而这是形成学校归属感的基础。[5]有研究表明，积极的教养方式有利于形成良性亲子关系[6]，消极的教养方式则容易导致孩子产生心理问题。[7]也有研究表明，亲子关系会对学校归属感产生影响。[8]由此推测，家庭教养方式与学校归属感之间可能存在相关关系，因此有必要探究不同家庭教养方式对小学生学校归属感影响的潜在机制。

孤独感指个体处于陌生情境时产生的孤独体验，童年期的孤独感可能会持续影响今后的心理健康水平。[9]一方面，有研究表明，家庭教养方式是孤独感的预测变量之一。[10]其中，积极的教养方式与孤独感呈显著负相关，消极的教养方式与孤独感呈显著正相关。[11]另一方面，多项研究证实，孤独感与学校归属感之间存在相关关系。高孤独感个体的学校归属感更低。[12]因此，孤独感是小学生学校归属感的重要预测变量之一。

自尊是个体持有的对自我的积极态度。[13]家庭教养方式被认为是自尊形成的主要因素。[14]父母情感温暖能提高孩子的自尊[15]，父母拒绝和过度保护都不利于孩子自尊发展。[16]根据自尊缓冲器理论，高自尊个体有较强的心理缓冲功能，适应环境能力强，容易形成学校归属感。[17]研究表明，自尊与学校归属感存在相关关系，高自尊个体的社交技能强，更容易适应学校生活，因而学校归属感较高。[18]因此，自尊也是学校归属感的重要预测变量之一。

家庭是儿童成长的微环境，积极的家庭教养方式会降低孩子的孤独感。[19]若儿童长期无法得到父母等重要他人的支持，而常常受到父母拒绝或过度干涉，则会感到孤单。[20]社会测量理论认为，自尊会受孤独感影响，儿童越孤独，其自尊越低[21]，从而导致归属感减弱。[22]由此推断，孤独感和自尊可能在家庭教养方式与小学生学校归属感之间起链式中介作用。

以往研究更多从校园视角探讨学校归属感的影响因素，且研究对象多为中学生。少有研究将孤独感与自尊同时作为中介变量，探究不同家庭教养方式对小学生学校归属感的影响。因此，本研究将孤独感和自尊纳入链式中介模型来深入解析不同家庭教养方式对小学生学校归属感的影响。本研究假设积极的家庭教养方式即父母情感温暖正向预测小学生学校归属感；消极的家庭教养方式即父母拒绝和父母过度保护负向预测小学生学校归属感；孤独感和自尊在不同家庭教养方式与学校归属感之间分别起简单中介作用；孤独感和自尊在不同家庭教养方式与学校归属感的关系中起链式中介作用。

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二、研究方法

（一）研究对象

本研究选取某省会城市4所小学2～6年级的小学生进行问卷调查，共收取问卷1017份。剔除无效问卷287份，共回收有效问卷数量730份。其中，男生408人（56%），女生322人（44%）。所有参与者年龄为7～12岁，平均年龄为9.32岁（SD=1.53）。

（二）研究工具

1.简式家庭教养方式量表

本研究采用了蒋奖等修订的简式家庭教养方式量表[23]施测，共42个条目，分为父亲版和母亲版，各21个条目，题目相同且都包含三个维度：情感温暖、拒绝和过度保护。采用李克特4点量表计分，从“从不”到“总是”，将部分题目进行反向计分，得分越高代表孩子越倾向认为父母使用该种教养方式。在本研究中，父母情感温暖维度的Cronbach'α系数为0.87，父母拒绝维度的Cronbach'α系数为0.80，父母过度保护维度的Cronbach'α系数为0.72。

2.小学生学校归属感正式问卷

本研究采用郭光胜编制的小学生学校归属感正式问卷[24]施测，共20个条目，分为学业专注、人文环境、同伴关系和学校卷入四个维度。采用李克特5点计分法，从“非常不符合”到“非常符合”。对部分条目进行反向计分，总分越高说明该学生的学校归属感越强。在本研究中，该量表的Cronbach'α系数为0.85。

3.儿童孤独量表

本研究还采用Asher等编制的儿童孤独量表[25]施测，共24个条目。其中16个条目评定儿童的孤独感，另外8个条目是为了给儿童营造放松氛围而设置的插入题。采用5级计分，从“始终如此”到“一点都没有”。对部分条目进行反向计分后得到总分，得分越高表示该学生孤独感水平越高。在本研究中，该量表16个题目的Cronbach'α系数为0.87。

4.自尊量表

采用Rosenberg编制、汪向东等修订的中文版自尊量表。[26]该量表共10个条目，考虑到中外文化差异，即第8题“我希望我能为自己赢得更多尊重”存在文化适用性问题[27]，故将其删除。采用4点计分，对部分题目进行反向计分，得分越高表示该学生自尊程度越高。在本研究中，该量表的Cronbach'α系数为0.73。

（三）施测过程与数据处理

本研究在正式施测前对施测人员进行培训。施测人员首先宣读指导语，然后告知被试，在作答过程中有任何问题都可以询问主试，主试在不干扰被试作答的情况下对其不理解的地方进行详细讲解，以确保被试能够理解题项内涵。本研究使用SPSS25.0和Mplus8.3对所收集的数据进行分析和处理。

（四）共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验方法，将家庭教养方式、孤独感、自尊和学校归属感四个变量所有项目做了探索性因子分析，结果表明，特征值大于1的因子有26个，第一个因子解释的变异量为13.95%，小于40%的临界标准，说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

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三、结果与分析

（一）描述性统计与相关分析

对家庭教养方式的三个维度、学校归属感、孤独感和自尊进行描述性统计分析和相关分析，结果显示家庭教养方式中父母情感温暖、父母拒绝和父母过度保护三个维度、孤独感、自尊及学校归属感存在显著相关。其中，父母情感温暖与孤独感呈显著负相关，与自尊和学校归属感均呈显著正相关；父母拒绝与孤独感呈显著正相关，与自尊和学校归属感呈显著负相关；父母过度保护与学校归属感呈显著正相关，与孤独感和自尊的相关不显著；孤独感与自尊、学校归属感呈显著负相关；自尊与学校归属感呈显著正相关。详见表1。

（二）孤独感和自尊：链式中介效应检验

根据中介效应检验流程，本研究采用Mplus8.3对家庭教养方式、孤独感、自尊和学校归属感之间的关系进行路径模型的分析，并采用Bootstrap的方法，随机抽取5000个Bootstrap样本，在95%的置信区间下对中介效应进行检验，若置信区间不含0则表示中介效应显著。

路径分析结果表明（详见图1）：父母情感温暖显著负向预测孤独感（β=-0.27，p<0.001）、显著正向预测自尊（β=0.17，p<0.001）与学校归属感（β=0.18，p<0.001）；父母拒绝显著正向预测孤独感（β=0.14，p<0.01），对自尊和学校归属感的直接预测作用均不显著；父母过度保护对孤独感、自尊和学校归属感的直接预测作用均不显著；孤独感显著负向预测自尊（β=-0.53，p<0.001）与学校归属感（β=-0.21，p<001）；自尊显著正向预测学校归属感（β=0.15，p<0.01）。孤独感、自尊和归属感在该模型中的R⊃2;分别为0.12、0.38和0.20。

采用偏差校正的百分位Bootstrap法对间接效应进行检验，结果详见表2。

通过对孤独感和自尊在父母情感温暖和学校归属感之间的链式中介效应进行分析，结果发现，父母情感温暖对学校归属感的直接效应为0.18（p<0.001），95%的置信区间不包含0（LLCI=0.10，ULCI=0.26）。其中，父母情感温暖→孤独感→学校归属感、父母情感温暖→自尊→学校归属感、父母情感温暖→孤独感→自尊→学校归属感三条中介路径均显著（置信区间不包含0），结果详见表2和图1。总效应为0.29，总中介效应为0.10，总中介效应的效应量为35.80%，表明父母情感温暖与学校归属感间有1条直接效应路径和3条中介效应路径。

对孤独感和自尊在父母拒绝和学校归属感之间的链式中介效应进行分析，结果发现，父母拒绝对学校归属感的直接效应为-0.05（p=0.19），95%的置信区间包含0（LLCI=-0.13，ULCI=0.02）。其中，父母拒绝→孤独感→学校归属感和父母拒绝→孤独感→自尊→学校归属感两条中介路径显著（置信区间不包含0），但父母拒绝→自尊→学校归属感的中介路径不显著（置信区间包含0），结果详见表2和图1。总效应为-0.10，总中介效应为-0.05，总中介效应的效应量为47.10%，表明父母拒绝与学校归属感间有2条中介效应路径。

对孤独感和自尊在父母过度保护和学校归属感间的链式中介效应进行分析，结果发现，父母过度保护对学校归属感的直接效应为0.08（p=0.06），95%的置信区间包含0（LLCI=-0.00，ULCI=0.16）。其中，父母过度保护→孤独感→学校归属感、父母过度保护→自尊→学校归属感、父母过度保护→孤独感→自尊→学校归属感三条中介路径均不显著（置信区间均包含0），结果详见表2和图1。总效应为0.08，总中介效应为0.003，总中介效应的效应量为5%，表明父母过度保护与学校归属感间不存在直接或间接效应路径。

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四、研究讨论

（一）家庭教养方式对小学生学校归属感的影响机制

本研究发现，父母情感温暖对小学生学校归属感的直接效应显著，这支持了以往研究，父母情感温暖对小学生学校归属感有显著正向预测效果。[28]但区别于以往研究[29]，本研究发现，父母拒绝对小学生学校归属感的直接效应不显著，这恰恰说明了父母拒绝这种教养方式可能是通过影响个体其他方面从而间接对小学生学校归属感产生影响的。另外，本研究还发现，父母过度保护对小学生学校归属感的直接效应不显著，可能因为过度保护这种教养方式在保护孩子不受伤害的同时，也强化了父母对孩子的心理控制[30]，而这会削弱其对学校归属感的预测。所以对于家长而言，建议使用情感温暖的教养方式，以增强孩子的学校归属感。

（二）孤独感的中介作用

研究结果表明，孤独感在家庭教养方式(父母情感温暖、父母拒绝)与小学生学校归属感之间起部分中介作用，该结果与已有研究一致。当父母采用积极的教养方式即父母情感温暖时，孩子更愿意与他人相处，从而孤独感降低[31]，更低的孤独感与较高的学校归属感相关。[32]相反，当父母采用拒绝的教养方式时，孩子的表达机会与参与感减少，其孤独感增加[33]，高孤独感个体不能很好地适应学校生活，进而导致学校归属感降低。[34]可能的原因是，孩子常被父母拒绝，从而担心自己遭受除父母以外的他人(如同伴)拒绝，导致其人际关系紧张[35]，孤独感增强，进而学校归属感降低。[36]

（三）自尊的中介作用

研究结果发现，自尊在积极教养方式与小学生学校归属感之间起部分中介作用，这与以往研究一致。父母情感温暖有助于提升孩子的自尊[37]，高自尊个体的学校归属感更强。[38]父母接受—拒绝理论认为，受到父母拒绝的儿童更易低估自身价值，导致低自尊，低自尊个体的学校归属感更低。[39]然而，本研究数据表明，自尊在父母拒绝与小学生学校归属感间的中介作用不显著。我们推测，父母拒绝可能更多地影响了小学生的人际关系如亲子、同伴关系[40]，而并不会影响小学生在人际交往中的自尊水平。

（四）孤独感和自尊的链式中介作用

研究发现，孤独感和自尊在父母情感温暖、父母拒绝与小学生学校归属感之间的链式中介作用显著。根据社会测量理论，当人们感到被人排斥时，会产生孤独感[41]，这可能导致个体对自身人际关系产生负面评价，从而形成低自尊。[42]事实上，个体的孤独感与自尊之间存在密切相关，高孤独感个体的自尊水平更低。[43]因此，受到父母情感温暖养育的小学生，孤独感较低，其自尊水平较高[44]，高自尊个体拥有较强的社会交往技能，更易与学校形成联结，从而产生较高的学校归属感。[45]相反，父母拒绝会导致孩子孤独感增强，个体孤独感与自尊呈显著负相关[46]，其自尊水平较低，并最终与学校归属感产生联系，学校归属感较低。总体而言，孤独感和自尊在父母情感温暖和父母拒绝与小学生学校归属感间起链式中介作用。

有趣的是，本研究发现父母过度保护对孤独感、自尊和小学生学校归属感的预测作用均不显著，该结果值得探讨。虽有研究表明父母过度保护是一种消极教养，采用该教养方式的父母在教养孩子时会过分干涉孩子成长[47]，让孩子感到更多控制，增加其焦虑和抑郁风险，不利于其心理健康发展。[48]但对心理发展尚不完备的小学生而言，他们仍需依赖父母，需要父母一定的照顾。所以研究推测，也许父母过度保护对我国儿童来说并不是一种明显的负性体验。但更多的父母监管是否一定能提供更好的保护，仍是一个值得进一步探讨的开放性问题。

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五、研究意义和家庭教育建议

本研究将家庭教养方式作为自变量，构建了一个以孤独感和自尊为中介的链式中介模型，对小学生学校归属感的影响因素、不同教养方式与学校归属感之间的相互影响进行了探讨，结果表明，外部环境因素（家庭教养方式）会通过预测个体自身因素（孤独感、自尊）进一步对个体心理社会适应（学校归属感）产生影响。这一研究结果不仅对如何增强小学生心理社会适应有一定的指导意义，对家庭教育和家校社协同育人也有重要启发作用。

（一）家庭层面，父母应为子女提供积极的教养方式

首先，避免使用“父母拒绝”的教养方式。本研究显示，受到父母拒绝的孩子的孤独感会增强，自尊降低，不仅不利于孩子的社交能力发展[49]，对其学校适应和学习成绩都会产生不良影响。因此，作为儿童的第一监护人，父母应避免使用“父母拒绝”这种消极的教养方式，多给予儿童情感上的关注和爱护，试着倾听、理解和尊重孩子，不以“忙”为借口拒绝和敷衍孩子的需求，而要真正把孩子看作和成人一样平等的、有独立意识的个体，这不仅能促进亲子关系的良好发展，也能帮助儿童减少心理问题的发生。

其次，营造良好温暖的家庭氛围。良好的互动、温暖的生长环境能给孩子带来心理上的安全感，进而促进其人格的完善。父母应该为儿童营造温馨、舒适的家庭氛围，让孩子在健康的家庭环境中生长。对于需要特殊照顾的儿童，父母更应该花费更多的时间陪伴孩子，走进孩子的内心。同时，家庭教育是学校教育的基础，若儿童能在家庭中潜移默化地感受到积极情绪，他们便能够较好地学习如何释放自己的情绪，并将快乐传递给身边人，这对其学习和社会交往等都有一定的积极作用。

再次，掌握科学的育儿知识与亲子互动方法。作为儿童的第一责任人，父母应该积极学习有关养育儿童的知识，树立科学的育儿观念，掌握正确的家庭教育方法，为孩子做好榜样，尊重而非体罚、打骂孩子，给予孩子情感上的温暖和支持，促进儿童自尊心的发展.将自己对孩子的爱融入日常生活的点点滴滴，比如，可以每天抽出固定的时间陪伴孩子，帮助其完成学业和日常锻炼，同时，在周末和节假日组织亲子娱乐活动，增进亲子间的情感交流。另外，父母还应该密切关注儿童在校的适应和社交情况，若发现孩子受到欺凌、孤立要及时告知学校和教师，寻求相应的支持。

（二）学校层面，通过多种方式发挥育人主导作用

为了促进儿童心理健康发展，家校社协同发展必不可少。作为教育主阵地的学校应该充分发挥育人主导作用，利用网络课程、短视频等手段，采取线上+线下相结合的方式，成立“家委会”，举办“家长学校”，开设“家长课堂”，落实“家访”“家长开放日”“亲子互动日”“家长沙龙”等活动，积极主动地帮助家长了解学生在校表现，使家长能够更加了解学校的文化和氛围，学校还可以利用社群、微课堂向家长普及教育和养育知识，例如家庭教养方式的分类、不同教养方式的影响等。同时，对于中小学教师而言，可重点关注学生的学校归属感等学校适应能力的发展，例如，各学科教师应不断提升自身的心理健康教育能力，积极关注学生的心理状况；专职心理教师可以在心理健康教育工作中，将孤独感、自尊纳入心理健康的普及化教育中，以提高小学生的学校归属感和心理健康水平。

（三）社会层面，构建完善的家庭教育公共服务体系

社会支持系统也应该发挥其支撑作用。各个社区应主动积极构建完善的公共服务体系，为父母等监护人提供专业的家庭教育指导，比如为其提供公益性质的父母效能训练（Parent Effectiveness Training，简称PET），让监护人在培训中学习正确的、高效能的亲子沟通和互动的技巧方法。同时，社区的专业工作者也可以定期从不同角度，为父母等监护人开展不同主题的家庭教育相关普及性讲座。

再者，为增加亲子互动的时间和亲密度，基层社会服务系统还可以主动为家庭开放免费、便捷的场地，比如各地的博物馆、科技馆、各教育基地等场所，让家庭成员在场馆中开展有意义的亲子教育和陪伴活动。

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六、研究局限性

本研究也存在一定的局限性。其一，本研究的被试均来自中国同一省份和城市，不利于研究结论的推广，后续研究可以扩大取样的地域范围；其二，本研究采用自我报告法进行数据收集，主观性较强，未来可以结合他评等方法进行综合研究。

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*本文系青豆少儿心理健康数据维度及模型指标研发项目(20202229000)阶段性研究成果。

原标题：《调查研究 | 廖雨馨等：家庭教养方式与小学生学校归属感：孤独感和自尊的中介作用》