2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 陈秀珠, 赖伟平, 麻海芳, 陈俊, 单彦彤. 2017.
- CHEN Xiuzhu, LAI Weiping, MA Haifang, CHEN Jun, SHAN Yantong. 2017.
- 亲子关系与青少年心理资本的关系:友谊质量的中介效应与学校联结的调节效应
- The Relation between Parent-Adolescent Relationship and Adolescent Psychological Capital:The Mediating Effect of Friendship Quality and The Moderating Effect of School Bonding
- 心理发展与教育, 33(5): 544-553
- Psychological Development and Education, 33(5): 544-553.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.05.04
2. 华南师范大学心理应用研究中心, 广州 510631;
3. 华南师范大学心理学院, 广州 510631
2. Center for Studies of Psychological Application, South China Normal University, Guangzhou 510631;
3. School of Psychology, South China Normal University, Guangzhou 510631
随着积极心理学的兴起，心理资本(psychological capital)受到越来越多学者的关注。心理资本指个体在成长和发展过程中所拥有的积极心理资源(Luthans & Youssef, 2007)。它包括乐观、希望、自我效能和韧性四个要素，分别表示个体对事物的发展充满信心、认为自己有能力达到自己想要的目的、在面对挑战性任务时相信自己能克服困难取得成功、在面对困难和逆境时能坚持和努力(Luthans, Avolio, Avey, & Norman, 2007)。此外，区别于倾向性的、相对稳定的、与特性类似的个性特征(Luthans, Avolio, Walumbwa, & Li, 2005)，心理资本的四个构成部分是与状态相类似的积极心理力量，因此对青少年来说，高水平的心理资本是可以培养出来的。近年来，更有研究者发现心理资本是可测量、可开发的(Luthans, Youssef, & Avolio, 2015)。
心理资本的概念和理论提出的时间还比较短，且自从该概念提出后就受到众多学者、专家和企业管理人员等的关注。在此期间，有关心理资本的理论与实证研究层出不穷，形成了许多非常有价值的研究成果。然而，目前对该领域的研究仍存在许多明显的不足，有待后续的进一步丰富和完善。一方面，心理资本包括四个要素，对心理资本进行整合研究具有独特的价值，然而目前大部分研究都只关注其中一个具体要素(e.g., Blake & Norton, 2014; Heinonen, Räikkönen, Keltikangas-Järvinen, & Strandberg, 2004)，对四个要素进行整合性的研究却很少。首先，本研究从总体上考察“心理资本”这个变量，能够提高研究的效度，因为个别维度的测量可能无法捕捉到感兴趣结构的完整含义(Brinberg & Kidder, 1982; Ghiselli, Campbell, & Zedeck, 1981)。其次，Youssef和Luthans(2007)研究发现，整合的心理资本效应的作用比任何单个维度更显著，因此研究整合的心理资本的效应很有必要。最后，在实践上，对个体的发展来说，与仅对其中某一因素进行干预相比，对各个因素一起进行干预更有利(Luthans, Avey, Avolio, Norman, & Combs, 2006)。因此，对心理资本的四个要素进行整合性研究具有独特的意义。另一方面，目前心理资本的研究对象主要局限于工作场所中的企业员工和领导者，缺乏对其他人群如青少年的研究，这显然不能拓展对心理资本的深入认识。青少年是人生发展的关键期，也是积极心理品质养成的关键期，高水平的心理资本有利于青少年培养良好的心理素质，从而帮助其应对变化万千的社会。由此可见，增强青少年的心理资本对培养其积极心理品质具有十分重要的作用(熊猛, 叶一舵, 2014)。
综上所述，本研究将青少年作为研究对象，探讨影响心理资本的因素及其相互作用，研究具有独特的理论和实践意义。
1.1 亲子关系与心理资本的关系亲子关系指父母与子女在后天互动中形成的人际关系。根据Bowlby(1973)著名的依恋理论，良好的亲子关系是个体良好发展的重要基础，若缺乏这个基础，个体今后的发展可能会出现问题。很多研究支持该理论并表明安全型依恋的儿童比焦虑-回避型依恋的儿童表现出更好的情绪调节能力、更强的稳定性和更高的心理健康水平(Al-Yagon, 2011)。尽管随着青少年对父母的依赖减少，相比于儿童时期，他们与父母的依恋关系有所变化，但研究发现青少年的依恋与各种发展问题之间仍有实质性联系(Al-Yagon, 2011; Song, Thompson, & Ferrer, 2009)。
由此可见，亲子关系对青少年积极心理的发展具有重要影响，它是青少年心理资本的重要影响因素，良好的亲子关系可以促进个体心理资本的发展。尽管目前对心理资本影响因素的研究仍处于起步阶段，但已有研究者论证了亲子关系与心理资本各要素的关系(付佳丽, 娄凤兰, 2015)：就乐观而言，亲子关系良好的个体通常因为能感受到父母的爱以及关心而对当前和未来充满积极信念(Roche, Haar, & Luthans, 2014)；就希望而言，亲子关系良好的个体，更易从亲子沟通中吸取心理能量，从而有助于其设定具体、明确的目标，并愿意为之付出努力，解决问题能力也更强(Snyder, 1994)；就自我效能而言，感知到良好亲子关系的个体拥有更高的自我价值感(Rubin, Dwyer, Kim, & Burgess, 2004)，并且在与父母交流中信息受到重视，这些信息会使个体形成正确的世界观和面对困难时的良好心态，从而提升他们的自我效能感(Collins, Newman, & McKenry, 1995)；就韧性而言，拥有良好亲子关系的个体在遇到困难时能够接收到来自父母的有效支持与关心，从而促进其面对困难和逆境时做出的坚持和努力程度，最终个体在压力环境中发展良好(Newman, 2005)。综上所述，良好的亲子关系可以促进青少年的心理资本。
1.2 友谊质量的中介作用随着个体进入青春期，他们在平时的校园生活中与朋友交往越加频繁，对父母的依赖逐渐减少，亲子关系和同伴关系发生变化(Brown & Larson, 2009)。友谊对个体发展的影响日益增强，父母的作用逐渐下降而朋友的作用逐渐上升，出现了同伴关系的作用赶上甚至超过亲子关系的情况(叶子, 庞丽娟, 1999)。友谊是一种以个体为指向的双向结构，反映的是两个个体间以信任为特征的情感联系，具有持久性、亲密性和稳定性(Bukowski & Hoza, 1989)。友谊质量是衡量友谊关系的重要指标，是友谊的基本特性(Parker & Asher, 1993)。由此可见友谊质量对青少年的重要性。
以上探讨了青少年友谊质量这一变量的实践价值以及重要性，但本研究选择友谊质量作为中介变量，更重要的原因是，家庭环境对个体的同伴交往有重要影响。依据依恋理论(Bowlby, 1973)，知觉到的亲子关系会影响青少年对友谊的知觉，进而影响青少年的发展。青少年时期是个体形成良好品质及积极心理的重要阶段，即培养心理资本的重要阶段，而在这一阶段友谊质量对青少年的作用又十分重要(叶子, 庞丽娟, 1999)，因此亲子关系对青少年心理资本的影响很有可能是通过青少年的友谊质量这一变量实现的。
一方面，良好的亲子关系能促进青少年的友谊质量。亲子关系是个体首先遇到的重要社会关系，良好的亲子关系让青少年习得与人际交往有关的技巧，促使其发展各种包括友谊在内的社会人际关系(Maccoby, 1992; Updegraff, Helms, & McHale, 2004)。
另一方面，拥有高友谊质量的青少年更可能拥有高水平的心理资本。具体如下：就乐观而言，拥有高友谊质量的个体在生活中能够感受到来自朋友的支持，这种支持对个体的乐观有正向预测作用(Leif, & Anne, 2000)。拥有高友谊质量能让个体体验到心理及情感上的支持，从而增加个体对当前和未来的积极信念；就希望而言，拥有高友谊质量的个体在与朋友互动过程中能感受到来自朋友的正向肯定和关心，从而增加自身的“内部资源”，因此更有能力在高友谊质量中设定适当的目标，并认为自己更有能力实现目标(Snyder, 2002)；就自我效能而言，朋友有效的支持与帮助对提高个体的自我效能感有很大帮助，因为良好的友谊质量是个体人际交往能力强所带来的结果，由此个体对自己的性格、存在、能力和观念方面的评价更加积极(Boivin, & Bégin, 1989)；就韧性而言，拥有高友谊质量的个体，在面对困难时更能感受来自朋友有效的心理与情感上的支持，因此当其面对丧失、困难或逆境时更能有效应对和适应，更能在逆境中展现出自我保护能力，这些都是韧性的表现(Newman, 2005; Rutter, 2012)。因此，友谊质量对心理资本具有重要影响。
综上，本研究认为亲子关系作为家庭环境中的重要因素，可能通过影响对个体重要的环境因素(友谊质量)进而影响个体的自身因素(心理资本)，即友谊质量可能在亲子关系与心理资本之间起中介作用。但迄今为止，仍无研究对友谊质量在亲子关系与心理资本之间的中介作用进行检验。
1.3 学校联结的调节作用友谊质量的中介作用只能说明它是亲子关系与心理资本的间接影响因素，亲子关系通过友谊质量影响青少年的心理资本。但这种中介作用可能在不同情况下有所不同，即它的间接作用可能受其它因素调节。此外，近年来，受人类发展生态学模型(Bronfenbrenner, 1979)的影响，发展心理学不仅考察家庭、同伴和学校等背景对个体发展的单独作用，且对来自不同层面的因素的综合考察越来越关注，这样有助于整体了解各背景与自身发展系统的联动过程(张玲玲, 张文新, 徐夫真, 2012)。因此生态系统理论中不同系统(家庭中的亲子关系和学校中的学校联结)如何通过交互作用影响另外一个系统(同伴中的友谊质量)将是本研究要探讨的内容。本研究将考察学校环境中的重要变量——学校联结(school bonding)对“亲子关系→友谊质量→心理资本”这一中介路径的调节作用。
“学校联结”指个体与学校及学校环境中的人建立起来的情感联系，反映学生对学校的归属感、认同感(Wilson, 2004)。研究表明，学校联结是影响青少年学习和发展的重要调节变量(Wilson, 2004)，它对犯罪、药物滥用、反社会等危及健康的行为具有保护作用。此外，家庭和学校是青少年社会化过程中最重要的两个环境因素，良好的亲子关系和学校联结被许多研究证明是培养青少年积极心理的因素。
考察学校联结的调节作用具有重要意义。首先，最早对学校联结进行全面描述的是Hirschi(1969)的社会控制理论，他提出社会联结包括家庭联结、同伴联结和学校联结等类型，并特别强调学校联结对青少年的影响，指出当学生知觉到自己与学校相联结时，才会主动内化学校的目标和价值观念，从而发展出相应的良好的品质。此外，家庭相关变量具有社会控制的作用(Hirschi, 1969)。在实证研究中，最受研究者关注的是直接社会控制和间接社会控制这两种具体形式(Oxford et al., 2001)。随着个体逐渐进入青少年期，其自主性逐渐增加，父母对其直接控制(如监管)减少的同时间接控制增加(Oxford, Harachi, Catalano, & Abbott, 2001)，且后者的作用更显著。加之青少年在学校的时间较多，学校已成为影响青少年身心发展的重要环境，学校联结也成为影响青少年发展的重要因素，且本文所考察的亲子关系是典型的间接控制变量，把学校联结这一社会控制变量引进来，有助于考察社会控制中不同联结对青少年发展(友谊质量)的交互作用。尽管目前尚无实证研究探讨学校联结在亲子关系与心理资本关系间的调节效应，但根据前人的研究结果，有理由推测学校联结可显著调节亲子关系与友谊质量间的关系。具体来说，亲子关系与友谊质量的联结可能在低学校联结背景下呈现(或更强烈)，而在高学校联结背景下不呈现(或更微弱)
其次，人类发展的“保护因子-保护因子模型”(protective-protective model)指出，两种保护因子(如亲子关系和学校联结)对结果变量所起作用的假说有两种：促进假说和排除假说。促进假说指两种保护因子之间的作用互相增强，对结果变量是“锦上添花”的效果(鲍振宙, 张卫, 李董平, 李丹黎, 王艳辉, 2013; Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003)。根据该假说，相较于亲子关系差者，亲子关系良好者的友谊质量收益可能更多地体现在高学校联结的情况下(见图 1a)；排除假说指一种保护因子对另一种保护因子所起的作用有所削弱，对结果变量是“美不胜收”的效果(鲍振宙等, 2013; Cohen et al., 2003)。根据该假说，相较于亲子关系差者，良好亲子关系者的友谊质量收益可能更多地体现在低学校联结的情况下(见图 1b)。
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| 图 1 “保护因子-保护因子模型”的两种假说 |
综上，本研究依据人类发展生态学模型(Bronfenbrenner, 1979)、依恋理论和“保护因子-保护因子模型”构建一个有调节的中介模型(见图 2)，主要目的包括两方面：(1) 考察友谊质量在青少年亲子关系与心理资本之间可能的中介作用；(2) 检验学校联结是否调节该中介模型。鉴于目前尚无实证研究考察学校联结在亲子关系与青少年心理资本关系间的调节效应，因此本研究仅对学校联结的调节作用进行探索性分析，而不对具体模式作明确预期。
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| 图 2 概念模型 |
采用整群抽样，在广东省广州市选取四所中学(两所普通初中，两所普通高中)进行施测。第一所普通初中初一到初三分别有6、5、4个班，第二所则为9、10、10个班；第一所普通高中高一到高三分别有5、4、5个班；第二所都是9个班。因为第一所初中和第一所高中每个年级的班数量比较少，所以从每个年级各随机抽取一个班进行调查，第二所初中和第二所高中每个年级的班数量比较多，所以从每个年级各随机抽取两个班进行调查，一共抽取了18个班的学生。经学校领导和青少年本人知情同意，共有767名青少年参加问卷调查，剔除无效问卷35份后收回有效问卷732份，有效率为95.4%。其中男生359人，女生373人；初一至高三年级的被试分别为初一118人、初二119人、初三123人、高一133人、高二128人、高三111人，所有被试平均年龄为15.08岁(SD=1.96，全距为11~20)。
2.2 测量 2.2.1 亲子关系采用Chen和Paterson(2006)的亲子关系问卷，共7个项目，如：“你会和父母一起做一些开心的事吗？”，采用5级评分，1表示“从不”，5表示“总是”，对反向题反向计分后计算所有项目的均分，分数越高表示亲子关系越好。本研究中问卷的Cronbach’s α系数为0. 76。
2.2.2 心理资本采用张阔、张赛和董颖红(2010)编制的“积极心理资本问卷” (PPQ)进行测量。该问卷包含26个题目，测量乐观(如“我总是看到事物好的一面”)、希望(如“我充满信心地追求自己的目标”)、自我效能(如“我总是能出色地完成任务”)和韧性(如“遇到挫折时，我能很快地恢复过来”)等4个维度。采用7点计分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”。计算所有项目的平均分，分数越高表示个体心理资本越高。本研究中，乐观、希望、自我效能、韧性等各维度的Cronbach’s α系数分别为0.68、0.78、0.80、0.71，总问卷的Cronbach’s α系数为0.87。
2.2.3 友谊质量采用邹泓等(1998)修订的中文版友谊质量问卷，包括38个项目共5个维度，即信任与支持(如“他/她常给予我解决问题的忠告”)、陪伴与娱乐(如“当我们在一起时，会尽力使对方感到愉快”)、肯定价值(如“如果有人在背后说我的坏话，他/她会为我说话”)、亲密袒露与交流(如“当我遇到生气的事情时，我会告诉他/她”)以及冲突与背叛(如“我不相信他/她会信守诺言”)，请被试始终牢记参照的是自己与最要好朋友的真实交往状况，例如：“当我们在一起时，会尽力使对方感到愉快”。采用克特5级评分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1 ~ 5分。对反向题(第3、9、20、21、27、31共6道题目)反向计分后计算所有项目的均分，分数越高表明友谊质量越好。本研究中各个维度的Cronbach’s α系数在0.73 ~0.88之间，总问卷的Cronbach’s α系数为0.93。
2.2.4 学校联结采用Resnick等人(1997)编制的学校联结量表，共6个项目，测量青少年的教师支持和学校归属感程度，如：“老师非常关心、支持我”。采用李克特5级评分，从“完全不同意”到“完全同意”分别计1 ~ 5分。计算所有项目的均分，分数越高表示学校联结程度越高。本研究中的Cronbach’s α系数为0.83。
2.3 研究程序以班级为单位进行团体施测。主试为经过严格培训的心理学研究生。主试向被试详细讲解指导语和例题，被试完成全部问卷所需时间约15分钟，所有问卷当场回收。
2.4 数据处理录入有效问卷的数据后，用SPSS19.0和AMOS17.0进行数据处理与分析。此外，参照鲍振宙等人(2013)的做法，本文所有回归系数的显著性检验均采用Bootstrap方法(本研究共构造1000个样本，每个样本容量均为732人)，以此获得参数估计的稳健标准误和置信区间，当置信区间不包括零时表示统计结果显著(Erceg-Hurn & Mirosevich, 2008)。
3 结果与分析 3.1 共同方法偏差的控制和检验由于问卷数据的收集方式是集体施测与个人自评，过程中可能存在共同方法偏差，因此，研究者在收集数据过程中进行了相应的程序控制，即采用匿名保护、部分条目使用反向题、各问卷计分方式不一样以及各问卷反应语句不同这四种方法。数据收集完成后，采用Harman单因子检验法进行了共同方法偏差的检验。结果表明，特征值大于1的因子共有18个，且第一个因子解释的变异量为13.76%，小于40%的临界标准，说明共同方法偏差不明显(Ashford & Tsui, 1991)。
3.2 各变量的平均数、标准差和相关系数表 1列出了各个变量的平均数、标准差和相关矩阵。结果发现，亲子关系与友谊质量、心理资本均呈显著正相关，说明青少年的亲子关系越好，其友谊质量、心理资本越高。另外，友谊质量与心理资本呈正相关，学校联结与亲子关系和友谊质量也呈正相关。因为友谊质量与性别显著相关，学校联结与年龄显著相关，所以在后续的分析中将二者作为控制变量。
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
| 1性别 | 0.49 | 0.53 | — | |||||
| 2年龄 | 15.08 | 1.96 | 0.023 | — | ||||
| 3亲子关系 | 3.10 | 0.61 | -0.06 | -0.12 | — | |||
| 4心理资本 | 4.40 | 0.68 | 0.06 | -0.01 | 0.29** | — | ||
| 5友谊质量 | 3.52 | 0.54 | -0.22** | 0.02 | 0.23** | 0.38** | — | |
| 6学校联结 | 3.43 | 0.66 | 0.04 | -0.08* | 0.31** | 0.48** | 0.41** | — |
| 注：n=732.相关系数采用Bootstrap方法得到。性别为虚拟变量，女生=0, 男生=1, 均值表示男生所占比例。*表示p＜0.05, **表示p＜0.01, ***表示p＜0.001, 下同。 | ||||||||
根据Muller，Judd和Yzerbyt(2005)、温忠麟和叶宝娟(2014)的观点，检验有调节的中介模型需要对三个回归方程的参数进行估计。方程1估计调节变量(学校联结)对自变量(亲子关系)与因变量(心理资本)之间关系的调节效应；方程2估计调节变量(学校联结)对自变量(亲子关系)与中介变量(友谊质量)之间关系的调节效应；方程3估计调节变量(学校联结)对中介变量(友谊质量)与因变量(心理资本)之间关系的调节效应。在每个方程中对所有预测变量进行标准化处理(Dearing & Hamilton, 2006)，并对性别、年龄等变量进行控制。所有预测变量方差膨胀因子均不高于1.40，因此不存在严重的多重共线性问题。
如果模型估计满足以下两个条件，则说明有调节的中介效应存在：(a)方程1中，亲子关系的总效应显著，且效应的大小不取决于学校联结；(b)方程2和方程3中亲子关系与学校联结对友谊质量的交互效应显著，友谊质量对心理资本的效应显著(Muller et al., 2005)。
如表 2所示，方程1中，亲子关系正向预测心理资本，学校联结正向预测心理资本，亲子关系与学校联结的交互项对心理资本的预测作用不显著，因此方程一满足条件(a)；方程2中，亲子关系对友谊质量的主效应显著，亲子关系与学校联结的交互项负向预测友谊质量。方程3中，友谊质量对心理资本的主效应显著，且与学校联结的调节项对心理资本的预测不显著。由此可见方程2和方程3的检验结果满足条件(b)。因此，学校联结调节了中介过程的前半条路径，有调节的中介模型成立(见图 2)。另外，友谊质量在此模型中所起的作用是部分中介效应并解释总效应的26.5%，存在亲子关系对心理资本的直接作用。
| 方程一(因变量：心理资本) | 方程二(因变量：友谊质量) | 方程三(因变量：心理资本) | ||||||||||
| B | SE | β | 95%CI | B | SE | β | 95%CI | B | SE | β | 95%CI | |
| 亲子关系 | 0.19 | 0.04 | 0.17*** | [0.12,0.27] | 0.12 | 0.03 | 0.13*** | [0.06,0.18] | 0.16 | 0.04 | 0.14**8 | [0.08,0.23] |
| 学校联结 | 0.46 | 0.04 | 0.44*** | [0.39,0.52] | 0.32 | 0.03 | 0.39*** | [0.26,0.38] | 0.38 | 0.04 | 0.37*** | [0.31,0.45] |
| 亲子关系×学校联结 | -0.06 | 0.04 | -0.05 | [-0.13,0.01] | -0.08 | 0.03 | 0.09** | [-0.13,-0.02] | 0.00 | 0.05 | 0.00 | [-0.09,0.10] |
| 友谊质量 | 0.27 | 0.04 | 0.21*** | [0.18,0.35] | ||||||||
| 友谊质量×学校联结 | -0.07 | 0.05 | 0.06 | [-0.16,0.03] | ||||||||
| 性别 | -0.07 | 0.04 | -0.05 | [-0.15,0.01] | 0.26 | 0.03 | 0.25*** | [0.19,0.32] | -0.14 | 0.04 | -0.11*** | [-0.23,-0.06] |
| 年龄 | 0.02 | 0.01 | 0.04 | [-0.01,0.04] | 0.02 | 0.01 | 0.07 | [0.00,0.04] | 0.01 | 0.01 | 0.03 | [-0.01,0.03] |
| R2 | 0.280 | 0.211 | 0.310 | |||||||||
| F | 94.83*** | 66.78*** | 68.16*** | |||||||||
| 注:未标准化回归系数及其标准误采用Bootstrap方法得到。 | ||||||||||||
为更清楚地揭示该交互效应的实质，研究进行了简单斜率检验。根据Cohen和Cohen(1983)、Preacher，Curran和Bauer(2006)的建议，按照平均数上下一个标准差的标准将学校联结进行分组，平均数加1个标准差为高学校联结组，平均数减1个标准差为低学校联结组，并根据回归方程分别取亲子关系和学校联结平均数上下一个标准差的值绘制简单效应分析图(Dearing & Hamilton, 2006)。结果发现，当学校联结较低时，亲子关系对友谊质量的促进效应较强，Bsimple=0.17，SE=0.08，p＜0.05；当学校联结较高时，亲子关系对友谊质量的促进效应不显著，Bsimple=0.07，SE=0.06，p＞0.05。因此，该交互模式符合“保护因子-保护因子模型”的排除假说而非促进假说(见图 3)。
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| 图 3 学校联结对亲子关系与友谊质量之间关系的调节作用 |
分析友谊质量对心理资本的条件中介效应发现，当学校联结分别取1、0、-1时，中介效应值分别为0.029、0.052、0.075，分别占了总效应的18.9%、19.41%、28.0%。
综合而言，亲子关系通过友谊质量这一中介过程对心理资本的影响受到学校联结的调节。对于学校联结水平较低的青少年，亲子关系对于心理资本的影响通过友谊质量这一中介变量来实现；对于学校联结水平较高的青少年，亲子关系通过友谊质量对心理资本的间接效应不显著。
4 讨论 4.1 友谊质量的中介效应本研究发现，亲子关系对青少年的心理资本具有直接影响，且回归分析表明，友谊质量在亲子关系与心理资本之间起到部分中介作用，说明亲子关系在直接影响青少年的心理资本的同时，还通过影响个体的友谊质量水平进一步对心理资本产生影响。
该中介效应可从以下角度加以解释。一方面，从社会控制理论的角度出发，田菲菲和田录梅(2014)提出“间接效应模型”：强调一种关系情境通过另一种关系情境间接影响个体的发展，并强调亲子关系的基础性作用，认为亲子关系是朋友关系建立和发展的基础，通过朋友关系间接影响青少年的发展。具体到本研究，良好的亲子关系是友谊发展的基础。一方面，良好的亲子关系能够促进个体建立并维持积极、亲密、广泛的友谊(于海琴, 周宗奎, 2004)，进而影响青少年的发展。另一方面，良好的友谊质量能给青少年带来心理上的满足，有助于良好自我认知的形成，同时看待他人和事物也更为积极(Mikulincer & Shaver, 2002)，这与良好心理资本的表现相吻合。在认知上，具有高友谊质量的青少年因其与朋友有良好的互动，会获得更高质量的心理和情感上的支持，因此他们更容易认为自己有价值、他人可信赖，最终他们对自已的评价更正面(更高的自我效能感)、对事件的预期和评价拥有更多积极信念(更高的希望和韧性)，即高友谊质量能促进心理资本；在情感上，友谊的情感温暖功能可以起到稳定青少年情绪的作用，促使其产生更多积极情绪，最终有助于增强青少年的韧性、希望和乐观等品质(Snyder, 1994)。
其他研究也阐明了将友谊质量作为中介变量的合理性。2006年，Bogaerts等人根据被试自行报告的依恋水平，以被试的亲子关系和友谊作为评价指标，对他们的问题行为的影响进行了探讨。当研究者以平均22岁的在校大学生为研究对象时，结果发现：父母依恋和同伴依恋都可以直接预测被试的情感孤独感，但父母依恋的直接贡献很小，父母依恋通过同伴依恋这一强力中介对情感孤独感起作用。当研究者以5、6年级的学生为被试时也发现类似的结果，具体而言同伴依恋在父母依恋对个体知觉到的社会能力中表现出显著的中介效应。区别于前人的研究，重要的是，本研究拓展了以往的研究结果，以往的研究曾探讨友谊质量对心理资本的某个具体维度的直接影响，但并没有探讨友谊质量对这些具体的维度的中介作用，更没有探讨友谊质量对整体心理资本的中介效应。因此，本研究将整体心理资本作为因变量来探讨友谊质量在亲子关系与其之间的中介效应，有助于更好地揭示亲子关系通过友谊质量来影响心理资本的机制。
4.2 学校联结的调节效应本研究发现，青少年的学校联结对亲子关系与心理资本之间的间接效应存在调节作用。相对于学校联结较高的青少年，间接效应对学校联结较低的青少年更显著。调节点位于中介链条的前半段，即亲子关系与友谊质量之间的关系取决于青少年的学校联结水平。该调节模式支持了“保护因子-保护因子”模型的排除假说而非促进假说。但该调节模式并不意味着学校联结是友谊质量的风险或不利因素。如图 3所示，高学校联结个体的友谊质量远高于低学校联结的个体，其原因可能在于，高学校联结的个体，其友谊质量基本上处于较高的水平，因此不需要亲子关系发挥作用；只有对那些低学校联结的个体，亲子关系的增强才显著促进其友谊质量。换句话说，学校联结与亲子关系交互时起到的是“美不胜收”而非“锦上添花”的作用(李董平, 2012)。
此外，田菲菲和田录梅(2014)提出的“交互作用模型”下的“缓冲模式”指出：当某一种关系不良时, 另一种良好的关系可以缓冲这种不良关系对个体发展的影响。因此，当青少年亲子关系较差时，高水平的学校联结可以缓冲亲子关系对友谊质量的影响，也就是说即使青少年的亲子关系不好，但若其学校联结水平较高则能促进友谊质量进而减少不良的亲子关系对友谊质量产生的影响。
本研究揭示了亲子关系影响青少年心理资本的机制，对改善亲子关系、增强青少年心理资本的实践工作具有一定的参考价值。首先，本研究提示青少年的家长、学校管理者及教育工作者必须重视亲子关系在增强青少年心理资本的作用，可以通过改善青少年的亲子关系来培养其积极心理品质。其次，友谊质量在亲子关系与心理资本间具有中介作用，因此可从促进青少年友谊质量来增强其心理资本。此外，本研究中学校联结调节了这一中介效应的前半段，即友谊质量对心理资本的影响不受学校联结的调节，说明友谊质量对于青少年发展的重要性，无论学校联结水平的高低，青少年的心理资本都会受到友谊质量的影响。这可能是因为:其一，个体进入青春期后，友谊对其作用变得越发重要和不可代替，因此同伴对青少年的影响十分重要；其二，我国的初高中基本采用住校制，这使得青少年大多数时间与同伴相处在一起，因此尽管青少年长期在校，学校联结对青少年的发展具有重要性，但友谊质量对青少年的影响会更直接、更大，即友谊对青少年心理资本的影响大于学校联结(Herres & Kobak, 2015)。因此学校联结可能不足以影响友谊质量对青少年心理资本的重要作用。当然，对于这一解释，尚需未来更多研究的支持。最后，家长在实践工作中需要及时了解青少年的学校联结水平，若青少年的学校联结水平比较低，则家长需要将精力更多放在改善其与青少年的亲子关系上，促进友谊质量，从而增强青少年的心理资本。
4.3 研究局限与展望本研究存在以下方面的局限，在今后的研究中有待改进。首先，本研究采用横断设计，无法确切推断变量间的因果关系，今后可采用追踪设计来检验本研究的发现。其次，本研究的变量测量采用自我报告的方法，可能引致方法效应，今后可使用教师评定等更客观的方法收集数据。
本研究中学校联结与心理资本的相关最高，即便是多元回归方程中有其他变量，该变量依然具有最大预测力。鉴于本研究关注的重点是有调节的中介效应检验，并且为了使数据分析更紧凑，确定了亲子关系的直接作用后，重点进行了友谊质量的中介效应及学校联结的调节效应的检验，并没有重点关注学校联结的主效应。今后的研究可以探讨学校联结对心理资本的主效应，以及其他可能的有调节的中介模型。同时，本研究使用的心理资本的概念统合了4个不同的维度，但心理资本不同维度的表现可能不同，未来应重视对各维度进行分别的检验, 以确定其作用的差别。最后，目前有关心理资本的研究对象多为成年人，对青少年的研究刚起步，而且以往研究较多关注心理资本的效用，较少有研究探讨心理资本的前因变量。其中可能的原因是心理资本的影响因素较多且各因素间存在交互作用，因此研究难度较大(付佳丽, 娄凤兰, 2015)。考虑到以往研究在这些方面的空白、心理资本的重要性、青少年的可塑性以及产生作用的持久性，未来研究者应在青少年心理资本的培养方面投入更多的关注。
5 结论本研究得出以下结论：
(1) 亲子关系对青少年心理资本具有显著正向预测作用。
(2) 友谊质量在亲子关系与青少年心理资本间起中介作用，即亲子关系通过友谊质量间接影响青少年的心理资本。
(3) 亲子关系通过友谊质量对青少年心理资本的间接效应受到学校联结的调节。相对于高学校联结的青少年，间接效应对低学校联结的青少年更显著。
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