如果想要报考与物理学有关的，有以下一些岗位是需要物理学专业毕业的：
1、 气象局防灾减灾科科员。一般本科及以上学历可以报考。
2、 港区海事处科员。这个岗位对学历的要求比较高，可能仅限于硕士研究生报考。
3、地震局的相关科员。监测预报处、科学技术处、抗震设防处这些科室都需要物理学方面的人才，但一般要求的学历比较高，有些是要求硕士研究生，有些是要求博士研究生。
一般来说公务员岗位招聘的要求里面，对专业有要求的并不是很多。一般只要在18岁以上，35岁以下，且具有大专及以上毕业学历就可以报名公务员考试，一般来说在各省公务员官网或国家公务员局上，可以看到招聘的公务员岗位要求。
总的来看，也就是如果对专业有限制的公务员岗位，对于技术方面的要求是比较高的，要求的学历也是比普通岗位要高很多的，硕士，博士研究生这类。
但往往是这类岗位的竞争力，是会比普通岗位要小的。因为光这个专业要求以及学历要求，就能刷掉一大部分人。总之，具体的可以根据自己的情况与喜好去选择想要报考的岗位。
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心理学报 2009, Vol. 41, No.12, 1165−1174
Acta Psychologica Sinica DOI: 10.3724/SP .J.1041.2009.01165
收稿日期: 2009-07-07
* 教育部人文社科研究项目(07JAXLX002)、教育部人文社会科学重点研究基地重大招标项目(08JJDXLX270)、山东省“发展与教育心理学”泰山学者建设工程、山东省“十一五”强化建设重点学科(发展与教育心理学)经费资助、山东省教育科学“十一五“规划2008年度重点课题(2008GZ028)、山东师范大学心理学院青年教师创新研究项目资助。 通讯作者: 张文新, Email:
1165
家庭功能对青少年疏离感的影响: 有调节的中介效应*
徐夫真1 张文新1 张玲玲2
(1山东师范大学心理学院, 济南 250014) (2山东省教学研究室, 济南 250011)
摘 要 采用问卷法调查了608名初一至高二城市青少年, 通过结构方程模型探讨了青少年疏离感与家庭社会经济地位、家庭功能和同伴接纳的关系。结果发现: (1) 青少年疏离感年龄段差异显著, 高中生的疏离感显著高于初中生; (2) 青少年疏离感的三个维度之间存在显著差异。其中环境疏离感最高, 其次是社会疏离感, 人际疏离感最低; (3) 家庭功能在家庭社会经济地位与青少年疏离感之间起完全中介作用, 这一中介作用的实现受到同伴接纳的调节, 即家庭功能对青少年疏离感的影响是有调节的中介效应。 关键词 青少年; 疏离感; 家庭功能; 同伴接纳 分类号 B844.2
1 引言
疏离感(alienation)是个体难以正常处理与他人的关系, 不能与所属的社会团体如家庭、学校或者同伴群体建立有效联结, 从而体验到的无助感、无意义感、孤独感等消极情绪体验(Michael, 2003)。青少年期是疏离感发生的高危时期(Calabrese, 1990)。进入自我意识第二个飞跃发展期的青少年, 开始集中思考“我是谁”、“我从哪里来”、“我要到哪里去”等与自我有关的问题。根据Erikson 的心理社会发展理论, 青少年经历着从自我分离到自我整合的过程(张文新, 1999), 在此过程中他们体验到自我内部的分离以及自我与环境或与他人的分离, 即产生疏离感。适度的疏离感有利于个体对自身的存在状态进行反思与探索, 建立自我同一性; 而强烈持久的疏离感却会导致自我同一性混乱, 危及个体的心理社会适应(Erikson, 1968)。研究发现, 高疏离感是引发青少年问题行为、犯罪行为的主要原因, 高疏离感的青少年更倾向于对外界环境进行消极的、敌意性的归因, 易于体验到孤独感, 更具反叛性, 他们往往采取退缩或者攻击等极端行为, 或者沉湎于饮酒、过度网络依赖等不健康的活动中(Michael, 2003; Sikkink, 1999; Thomas & Schare, 2000)。
家庭和同伴作为个体发展的微系统, 是人类发展生态学模型中最基本的分析单元(Bronfenbrenner, 1979), 对个体的发展有着直接和深远的影响, 因此一直受到众多研究者的关注。进入青少年期后, 尽管亲子冲突显著增多, 但父母仍然是青少年重要的依恋对象和支持系统(Steinberg, 1999)。青少年最初需要依靠父母权威的标准来建构他们有意义的生活。研究发现, 如果父母是独裁的、过分控制的、在感情上是疏远的, 个体就很难认同家庭并获得真正的归属感(Barrett, 2001)。有关家庭因素与青少年疏离感关系的研究发现, 青少年疏离感的产生及其程度与家庭环境有着密切的联系, 父母工作压力大的家庭或单亲家庭中的青少年更容易体验到疏离感或疏离感增强(Bronfenbrenner, 1977)。疏离感较高的青少年, 其家庭成员的亲密性与适应性较差, 家庭功能中问题解决、沟通、情感反应和行为控制以及整体家庭功能均较低(汤毅晖, 黄海, 雷良忻, 2004)。过多的家庭冲突、家庭功能的瓦解(或分裂)
容易导致青少年对家庭的抗拒和与父母的疏离(Sandhu & Tung, 2004)。此外, 研究还发现, 与父母或家庭疏离的青少年更容易产生问题行为和药物滥用, 而这可能进一步引发青少年的高疏离感(Benjamin, 2004)。
进入青少年期后, 个体人际关系的一个重要变化是与同伴的交往增多, 青少年期的同伴关系对个体社会性和情感发展的影响作用显著增强, 而高质量的同伴关系是情绪情感健康发展的重要前提。疏离感主要是因个体缺乏归属感所致(Bronfenbrenner, 1977), 而青少年归属感的一个重要来源是同伴群体(Furman & Robbins, 1985), 因此, 青少年的疏离感与同伴关系之间有着密切的联系。已有研究发现, 良好的同伴关系可以为青少年提供情感价值支持和信息来源, 高疏离的青少年可以通过在同伴中寻求精神慰藉、获得归属感等来缓解内心的紧张和焦虑(Eric, Martin & Michel, 2003), 被同伴接纳的青少年在疏离感水平上明显低于被同伴拒绝的青少年(徐夫真, 2007)。
近年来, 受到人类发展生态学模型(Bronfenbrenner, 1979)和发展情境论(Lerner, 2002)等发展系统论的影响, 发展心理学研究的一个明显趋势是不仅强调家庭、同伴关系等发展背景对个体发展的重要作用, 而且越来越多地关注发展背景的系统性影响, 即不同发展背景之间的相互作用或联系对发展的影响。就家庭领域的研究而言, 越来越多的研究者抛弃过去单独探讨某个或某些家庭因素的作用的研究范式, 转向将家庭作为一个系统进行研究(Ross & Buriel, 2006)。研究发现, 家庭社会经济地位作为个体发展的物理环境既能直接影响青少年的心理社会发展, 也会通过影响父母教养行为以及亲子互动对个体的发展起作用(Neblett & Cortina, 2006)。高社会经济地位家庭的父母鼓励子女多进行交流和沟通、为子女提供更多的教化和支持(Shonkoff & Phillips, 2000; 刘浩强, 张庆林, 2005)。家庭社会经济地位较高的个体具有更高的自我期望, 表现出更多的社会认同和文化认同(Leventhal & Brooks-Gunn, 2000)。对于社会经济地位较低的家庭而言, 不稳定的工作、持续的经济压力和低的社会声望会增加父母采用惩罚和专横等教养行为, 对子女支持较少, 负面评价和忽视较多(Baumrind, 1994)。具有学校疏离感的青少年报告的家庭支持和受教育期望均较低(Cole, 1991)。长期处于家庭压力情境中且缺乏父母积极关注的青少年容易产生抑郁、焦虑、敌意等消极情绪, 表现出低自尊、无力感、习得性无助和对自己生活的失控感, 这会因此使他们和家庭成员及朋友之间关系紧张(McCoy, Firck, Loney & Ellis, 1999; 刘浩强, 张庆林, 2005)。可见, 在家庭系统中, 家庭经济地位是影响青少年疏离感的潜在因素之一, 它通过影响父母的教养方式、亲子关系和家庭功能等影响青少年的发展。鉴于已有关于青少年疏离感影响因素的研究大多只关注家庭系统中某一方面的因素或者变量的作用(Sikkink, 1999; 汤毅晖, 黄海, 雷良忻, 2004; Sandhu & Tung, 2004; Benjamin, 2004; Furman & Robbins, 1985), 而较少综合考虑不同因素的影响及其作用方式, 本研究拟同时考察家庭社会经济地位和家庭功能对青少年疏离感的影响及其作用方式或机制。
家庭和同伴作为个体发展的重要情境, 一方面各自独立影响个体的发展, 同时又存在交互作用和联系。如果单独考虑家庭或同伴对青少年发展的影响而忽略两者之间的交互作用, 将无法真正揭示它们对青少年发展的重要意义(Kerr, Stattin, Biesecker & Ferrer-Wreder, 2003)。因此, 从发展系统论的角度探讨家庭和同伴系统对青少年发展的交互作用模式将有助于揭示二者影响青少年心理发展的机制。已有研究发现, 对于家庭环境不良的青少年而言, 同伴的支持和接纳能够缓解其心理压力, 增强移情能力和社会理解力(Donton & Zarbatany, 1996)。来自同伴关系与儿童攻击行为的研究发现, 积极的同伴关系可以调节环境危险因素和儿童青少年的攻击(或受侵害)之间的关系, 尤其在中国集体主义价值观念的文化背景下, 积极的同伴关系具有更为突出的保护作用(Tania, David, Zhang, Yoolim, JoAnn & Xu, 2007)。由此, 我们推论, 良好的同伴关系可以减缓家庭功能不良对青少年疏离感的消极影响, 同伴接纳能够降低青少年的高疏离感, 即同伴接纳对家庭功能与青少年疏离感之间的关系起调节作用。本研究将对这一假设进行验证。
简言之, 本研究的主要目的是考察家庭社会经济地位、家庭功能、同伴接纳对青少年疏离感的影响, 以及这些影响因素之间的交互作用机制。根据对已有研究的梳理和分析, 我们假设, 家庭功能和同伴接纳在对青少年疏离感的影响中存在交互效应, 家庭功能在家庭社会经济地位和青少年疏离感之间起中介作用, 这一中介作用受到同伴接纳水平的调节, 家庭功能对青少年疏离感的影响可能是有
调节的中介效应。假设模型见图1。
图1 家庭社会经济地位、家庭功能、同伴接纳与
青少年疏离感关系的假设模型
2 研究方法
2.1 研究对象
采用整群抽样法选取山东省五所普通中学初一到高二608名城市青少年为被试。其中初中被试334人(男生164人, 女生170人), 平均年龄13.97±1.05岁; 高中被试274人(男生153人, 女生121人), 平均年龄16.82±0.68岁。所选取被试家庭月收入在“1000元以下”者为10.2%, “1000~2000元”者为22.4%, “2000~3000元”者为23.8%, “3000~4000元”者为15.5%, “4000元以上”者为28.1%; 父母受教育水平在“小学或小学以下”水平者分别为2.8%和3.5%, “初中”水平者分别为18.6%和23.5%, “高中或中专”水平者分别为32.6%和38.8%, “大专(夜大、电大)”水平者分别为18.9%和16.8%, “大学本科”水平者分别为21.1%和14.8%, “研究生(硕士或博士)”水平者分别为6.0%和2.6%。父母职业是“农民或下岗失业人员”者分别为49.2%和44.1%, “蓝领”者分别为45.7%和41.4%, “专业或半专业性人员”者分别为5.1%和14.5%。 2.2 研究工具
2.2.1 青少年疏离感量表 采用杨东等人编制的青少年学生疏离感量表(杨东, 张进辅, 黄希庭, 2002)。该量表包括社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感三个分量表, 共52个项目, 其中有6个项目为测谎题。社会疏离感指与社会观念、价值、文化、目标等精神文化层次之间产生的疏离感, 包括24个项目, 如“我时常体验到有种无能为力感”; 人际疏离感指与他人(亲人、朋友、同学、邻居、集体等人际网络)在情感层次上产生的疏离感, 包括15个项目, 如“我感到自己孤独一人”; 环境疏离感指个体与其生活的自然、物理环境等物质空间之
间产生的疏离感, 包括7个项目, 如“我觉得自己和大自然之间有种疏远的感觉”。量表采用7点记分, 从“完全不符合”到“完全符合”分别给予1~7分的评定, 得分越高, 疏离感越强。本研究中社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感三个分量表项目的内部一致性系数分别为0.82、0.80和0.86, 总问卷项目的内部一致性系数为0.93。
2.2.2 家庭功能评定量表 家庭功能评定量表以
McMaster 的家庭功能模式理论为基础(汪向东, 1999)。该量表包括问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入和行为控制六个分量表, 共60个项目。问题解决分量表包括6个项目, 如“我们常根据我们对问题的决定去行动”; 沟通分量表包括9个项目, 如“当家中有人烦恼时, 其他人知道他为什么烦恼”; 角色分量表包括10个项目, 如“我们肯定家庭成员都尽到了各自的家庭职责”; 情感反应分量表包括6个项目, 如“我们相互都不愿流露出自己的感情”; 情感介入分量表包括7个项目, 如“如果某人遇到麻烦时, 其他人会过分关注”; 行为控制分量表包括9个项目, 如“当发生了出乎预料的意外时, 我们手足无措”
。量表采用4点记分, 从“完全不像我家”到“完全像我家”分别给予1~4分的评定。1分代表健康, 4分代表不健康, 分数越高表示家庭功能越不健康。在本研究中, 各分量表的内部一致性系数在0.56~0.75之间, 问卷总项目的内部一致性系数为0.92。
2.2.3 同伴提名 与已有研究相一致, 本研究采用同伴提名法来评定青少年的同伴接纳水平(张文新, 1999; Coie & Dodge, 1983; David, 2006)。要求被试写出自己在班里最喜欢的三位同学、最好的三位朋友(积极提名)和最不喜欢的三位同学(消极提名)。将每个被试所得的积极提名和消极提名次数以班级为单位进行标准化, 两者之差为社会偏好分数, 以社会偏好表示青少年的同伴接纳水平。 2.2.4 家庭社会经济地位 家庭社会经济地位的测查内容包括家庭收入、青少年父亲和母亲的受教育水平和职业共五项指标。本研究所调查的家庭收入是家庭月收入(以下简称家庭收入), 包括“1000元以下”、“1000~2000元”、“2000~3000元”、“3000~4000元”和“4000元以上”五个水平; 父母受教育水平包括“小学或小学以下”、“初中(含初中未毕业)”
、“高中或中专(含高中未毕业)”、“大专(含夜大、电大)”、“大学本科”、“研究生(硕士或博士)”六类; 父母职业包括“农民”
、“工人”、“医
生”、“教师或科研技术人员”、“机关干部或公务员”、“律师”、“工程师”、“企业管理人员”、“会计”、“军人”、“个体/私营企业主”、“个体户下岗失业人员”、“自由工作者”和“其他”, 根据职业的专业技术性程度将职业归为三类: “农民或下岗失业人员”、“蓝领”、“专业或半专业性人员”(Fuligni & Zhang, 2004)。参照有关研究, 我们在统计分析时, 分别将家庭收入、父母受教育程度和父母职业的得分转化为标准分进行分析(Bradley & Corwyn, 2002)。
2.3数据分析
采用SPSS 13.0软件包和AMOS 7.0对数据进行统计分析。
3 结果与分析
3.1初步统计分析
对初中和高中两个年龄段青少年的疏离感进行初步描述统计发现, 在疏离感的三个维度上, 初中和高中青少年的环境疏离感均最高, 其次是社会疏离感, 人际疏离感最低(见表1)。
以年龄段、性别为自变量, 社会疏离感、人际疏离感、环境疏离感为因变量, 进行2×2多元方差分析(MANOVA), 考察初中和高中两个年龄段男女青少年的疏离感是否存在差异。结果发现, 年龄段的主效应显著[Wilks’ λ=0.96, F(1, 604)=8.99, η2=0.04,p<0.001]。单因变量方差分析(ANOVA)结果显示, 高中生的社会疏离感[F(1, 604)=24.73, p<0.001]、人际疏离感[F(1, 604)=20.81, p<0.001]和环境疏离感[F(1, 604)=16.34, p<0.001]均显著高于初中生。性别主效应、性别与年龄段的交互作用均不显著[Wilks’ λ=0.99, F(1, 604)=1.75, η2 =0.01; Wilks’ λ=0.99, F(3, 604)=1.04, η2 =0.01, ps>0.05]。
重复测量方差分析的结果显示, 青少年疏离感的三个维度之间差异显著[Wilks’ λ=0.58, F(2, 604)=219.80, p<0.001], 环境疏离感最高, 其次是社会疏离感, 人际疏离感最低。
对家庭社会经济地位、家庭功能、同伴接纳和青少年疏离感的三个维度进行Pearson相关分析发现, 家庭社会经济地位中家庭收入、父亲受教育水平与青少年人际疏离感之间存在显著负相关, 母亲职业与青少年社会疏离感和人际疏离感之间存在显著负相关, 母亲受教育水平与青少年社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感之间均存在显著负相关; 家庭功能各维度与青少年疏离感各维度之间存在显著正相关; 家庭社会经济地位中母亲职业、父亲受教育水平、母亲受教育水平与家庭功能各维度在不同程度上存在显著负相关, 家庭收入与角色和行为控制、父亲职业只与沟通之间存在显著负相关; 同伴接纳与人际疏离感之间存在显著负相关, 而与家庭社会经济地位和家庭功能的其他维度之间无显著相关(见表2)。
3.2家庭功能的中介作用检验
采用结构方程模型分析变量之间的关系, 其中家庭社会经济地位为外源潜变量, 是模型中的自变量, 家庭收入、父亲职业、母亲职业、父亲受教育水平和母亲受教育水平为其观测变量; 疏离感为内生潜变量, 是模型中的因变量, 社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感为其观测变量。根据中介效应检验的程序(温忠麟, 张雷, 侯杰泰, 刘红云, 2004; Preacher, Curran & Bauer, 2006), 先检验家庭社会经济地位对疏离感的直接效应, 然后检验加入中介变量后模型的拟合情况及各路径系数的显著程度。结构方程模型直接效应分析结果的各项拟合指标分别为: χ2(14)= 24.884; RMSEA=0.036; GFI=0.990, CFI=0.995, TLI=0.990。家庭社会经济地位对疏离感的直接作用路径系数显著(γ=−0.14, SE=0.077, p<0.01), 模型测量部分的各参数估计在0.50~0.89之间(ps<0.001)。
在家庭社会经济地位与青少年疏离感之间加入家庭功能中介变量, 图2所示结果的各项拟合指标分别为: χ2(67)= 247.681; RMSEA=0.067; GFI= 0.946, TLI=0.935, CFI=0.952。家庭社会经济地位与家庭功能(γ= −0.18, SE=0.020, p<0.001)、家庭功能与疏离感(β=0.65, SE=0.211, p<0.001)之间的路径系数均显著, 但加入中介变量后, 家庭社会经济地位与疏离感之间的路径系数由原来的显著(γ=−0.14,
表1青少年疏离感的平均数和标准差(M±SD)
社会疏离感人际疏离感环境疏离感
年龄段男女男女男女
初中 3.46±0.98 3.57±0.95 3.06±0.78 3.09±0.77 3.78±1.47 3.66±1.34 高中 3.81±0.87 3.97±0.84 3.27±0.72 3.44±0.75 4.09±1.32 4.24±1.20
表2主要变量之间的相关系数
变量
社会
疏离感
人际
疏离感
环境
疏离感
问题
解决
沟通角色
情感
反应
情感
介入
行为
控制
问题解决0.26** 0.31** 0.19**
沟通0.48** 0.48** 0.36** 0.58**
角色0.53** 0.51** 0.41** 0.36** 0.54**
情感反应0.41** 0.48** 0.29** 0.37** 0.65**0.46**
情感介入0.53** 0.54** 0.38** 0.29** 0.57**0.61**0.52**
行为控制0.22** 0.24** 0.19** 0.27** 0.30**0.42**0.23** 0.29**
同伴接纳−0.07 −0.13**0.01 0.00 0.03 0.06 0.01 0.02 0.04 家庭收入−0.05 −0.09*−0.04 −0.07 −0.04 −0.14**−0.06 −0.03 −0.11**
父亲职业0.01 0.07
−0.04 0.01 −0.08*−0.04 −0.05 −0.04 −0.02
母亲职业−0.11**−0.12**0.05 −0.08*−0.12**−0.16**−0.10**−0.07*−0.08*
父亲受教育水平−0.07 −0.10*−0.06 −0.11**−0.11**−0.17**−0.14**−0.10**−0.11**
母亲受教育水平−0.15**−0.12**−0.08*−0.10**−0.13**−0.20**−0.17**−0.15**−0.16**注: ***p<0.001; **p<0.01; *p<0.05, 下同。
图2 家庭功能在家庭社会经济地位与青少年疏离感之间的中介作用模型
SE=0.077, p<0.01)变得不显著(γ=−0.03, SE=0.060, p>0.05)。
将社会经济地位与疏离感的路径系数约束为0, 约束模型中χ2(68)=248.117。无约束模型中χ2(67)= 247.681, χ
△2(1)=0.436(p>0.05), 两模型无显著差异, 表明家庭功能在家庭社会经济地位与青少年疏离感之间具有完全中介效应。
3.3同伴接纳的调节效应检验
已有关于调节作用检验的研究表明, 理想的调节变量与自变量和因变量之间的相关都不高(Marsh, Wen & Hau, 2004)。表2相关分析结果显示, 同伴接纳除与人际疏离感之间存在显著负相关外, 与家庭社会经济地位、家庭功能各维度之间相关均不显著, 因此, 符合调节效应检验的条件。本研究中的自变量是家庭功能各观测变量生成的潜变量家庭功能, 调节变量为同伴接纳, 因变量为社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感三个观测变量生成的潜变量疏离感。将自变量和调节变量中心化后(Marsh, et al.,2007), 考察同伴接纳和家庭功能的交互项对青少年疏离感的预测是否显著, 以检验同伴接纳的调节作用是否显著。分析结果的各拟合指标分别为: χ2(86)= 301.357; RMSEA=0.064; GFI=0.942, TLI=0.930, CFI=0.950。同伴接纳和家庭功能的交互项对疏
离感的路径系数显著(γ=−0.06, SE=0.061, p<0.05), 说明同伴接纳在家庭功能对青少年疏离感的预测作用中存在调节效应。
通过简单斜率检验来分析同伴接纳的调节作用。以平均数加减一个标准差将调节变量分组, 平均数加一个标准差为高接纳水平组, 平均数减一个标准差为低接纳水平组。图3的简单斜率检验结果表明, 同伴接纳水平可以显著调节家庭功能和疏离感之间的关系, 即高水平的同伴接纳可以缓解家庭功能不健康青少年的高疏离感。
图3 同伴接纳在家庭功能对疏离感预测作用中的
调节效应
以上结果发现, 家庭功能在家庭社会经济地位和疏离感之间具有完全中介作用, 而同伴接纳对家庭功能与青少年疏离感之间的关系具有调节作用, 这预示着在家庭社会经济地位、家庭功能、同伴接纳与青少年疏离感的关系中, 家庭功能可能是有调节的中介变量。对此, 我们进行模型整合验证。
整合验证结果的各项拟合指标分别为: χ2(160)=346.655; RMSEA=0.044; GFI=0.949, TLI= 0.956, CFI=0.966, 模型拟合良好。家庭社会经济地位与疏离感之间路径系数不显著(γ=−0.04, SE= 0.059, p>0.05), 同伴接纳与家庭功能之间的路径系数不显著(γ=-0.01, SE=0.007, p>0.05), 家庭社会经济地位与家庭功能之间(γ=-0.15, SE=0.023, p<0.001)、家庭功能与疏离感之间(β=0.57, SE=0.160, p<0.001)及同伴接纳与疏离感之间(γ=-0.10, SE= 0.019, p<0.01)路径系数均显著, 同伴接纳和家庭功能的交互项与疏离感之间的路径系数显著(γ=-0.06, SE=0.054, p<0.05), 模型测量部分的各参数估计在0.40~0.92之间(ps<0.001)。这一结果验证了家庭功能对青少年疏离感的影响是有调节的中介效应。4 讨论
4.1青少年疏离感发展的特点
本研究发现, 不同年龄段青少年疏离感存在显著差异, 高中生的疏离感显著高于初中生。这与已有研究结果相同(杨东, 张进辅, 黄希庭, 2002; 张进辅, 杨东, 2003; 徐夫真, 2007)。对其他文化中青少年的研究也发现, 18岁左右的青少年最容易产生疏离感(Sandhu & Tung, 2004)。这一年龄对应于我国高二青少年。疏离感的年龄段差异反映了青少年自我发展的特点。根据Erikson的理论, 青少年期是自我发展的关键期和转折期, 这一时期个体心理社会发展的主要任务是建立自我同一性, 防止同一性混乱。同一性混乱是由个体的无目的感和疏离感引起的, 同一性混乱的个体缺乏生活的连续感、整体感、协调感, 体验到更多的疏离感(Erikson, 1968)。进入青少年期后, 生理的成熟和心理、社会角色的变化使青少年由对外部世界的注意转向内部世界, 关注内部世界中“本质的”、“本来的”自我存在, 表现出对外部世界的闭锁与疏离, 而倾向于自我意识和内省。在情感上努力摆脱对父母的依赖, 寻求自主和独立(张文新, 2002)。当个体自觉没有足够的能力来应对生活中突如其来的变化、没有能力持久地承担某种义务时, 他们往往会进入一个短暂的停滞期, 这一时期内, 他们似乎放弃了对自我同一性的整合, 从正常的生活和交往中退出, 与他人或所属的群体相疏离。
另外, 高中阶段青少年的疏离感相对较高可能与他们的学业压力有关。在我国目前的教育背景下, 高中生面临的学业压力显著大于初中生。繁重的学习任务、同学之间的竞争以及学校、家庭和青少年本人对学业成绩的期待无疑是高中生最大的压力来源(楼玮群, 齐铱, 2000)。与初中阶段的青少年相比, 高中阶段的青少年在学习上投入的时间和精力明显增多, 较少有时间和精力参加社会实践活动, 人际互动机会较少, 与周围环境相对疏远。我们认为, 课业负担日益加重和对学业成绩以及未来能否考上大学的担忧是导致高中生的社会疏离感、人际疏离感和环境疏离感显著高于初中生的主要原因之一。
本研究发现, 相对于社会疏离感和人际疏离感, 青少年的环境疏离感最高。这可能与青少年的生活环境有关。相对拥挤、封闭的都市居住环境使青少年的生活空间逐渐与自然环境疏远, 本研究中有被
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家庭功能对青少年疏离感的影响_有调节的中介效应_徐夫真
心理学报 2009, Vol. 41, No.12, 1165−1174
Acta Psychologica Sinica DOI: 10.3724/SP .J.1041.2009.01165
收稿日期: 2009-07-07
* 教育部人文社科研究项目(07JAXLX002)、教育部人文社会科学重点研究基地重大招标项目(08JJDXLX270)、山东省“发展与教育心理学”泰山学者建设工程、山东省“十一五”强化建设重点学科(发展与教育心理学)经费资助、山东省教育科学“十一五“规划2008年度重点课题(2008GZ028)、山东师范大学心理学院青年教师创新研究项目资助。 通讯作者: 张文新, Email:
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家庭功能对青少年疏离感的影响: 有调节的中介效应*
徐夫真1 张文新1 张玲玲2
(1山东师范大学心理学院, 济南 250014) (2山东省教学研究室, 济南 250011)
摘 要 采用问卷法调查了608名初一至高二城市青少年, 通过结构方程模型探讨了青少年疏离感与家庭社会经济地位、家庭功能和同伴接纳的关系。结果发现: (1) 青少年疏离感年龄段差异显著, 高中生的疏离感显著高于初中生; (2) 青少年疏离感的三个维度之间存在显著差异。其中环境疏离感最高, 其次是社会疏离感, 人际疏离感最低; (3) 家庭功能在家庭社会经济地位与青少年疏离感之间起完全中介作用, 这一中介作用的实现受到同伴接纳的调节, 即家庭功能对青少年疏离感的影响是有调节的中介效应。 关键词 青少年; 疏离感; 家庭功能; 同伴接纳 分类号 B844.2
