1. 引言
随着我国新型城镇化进程和工业化发展的快速推进，从农村向城镇的流动人口越来越多，大量流动人口的子女跟随父母来到陌生的城市，成为“流动儿童”(王亚南，2020)。流动儿童正处于个体发展的关键阶段，当流动儿童跟随监护人来到城市，生活环境发生的巨大变化，对流动儿童心理和行为产生一定的影响。目前，国内关于流动儿童的研究主要集中于缺陷模型这一视角，更多的探讨流动儿童的消极心理适应行为，如焦虑、抑郁、问题行为等，相比之下有关积极心理(主观幸福感)则较少关注(王芳，师保国，2014)。主观幸福感(subjective well-being, SWB)是个体根据自己的评价标准对其生活质量和情绪状况的整体体验和评价，一直以来都是积极心理学的研究热点(Dew & Huebner, 1994)。早在1946年第三届国际心理卫生大会上就已明确指出，“主观幸福感”是心理健康的重要标志之一。先前研究发现，流动儿童的主观幸福感呈中等以上水平，总体上，明显低于非流动儿童(林良章等，2015；徐凤娇，邓瑞姣，2011)。在一项对178名流动儿童的调查研究发现，流动儿童的主观幸福感仅为28.65%，主观幸福感各维度均在35%以下(殷红敏等，2013)。因此，流动儿童主观幸福感的现状及提升机制已经成为社会关注的问题。流动儿童由父母或者其他监护人带到城市进行生活和学习，在接触和适应新环境的过程中，出现角色转换、身份认同以及社会融入等问题也随之出现(黄晓燕，2009；李佳蔓，2018)。流动到城市的儿童不是独立的个体，他们已经形成一个庞大的群体。根据社会认同理论的社会建构观，个体幸福感在一定程度上受所属群体身份的驱动，离不开个体所属的社会群体，即个体对所属群体的认同状况会影响其幸福感(王中会，2017；Tom, 2006)。因此，流动儿童的主观幸福感，也会受其角色认同情况的影响。角色认同是指个体认识并内化某种社会角色期望，从而达到认知、情感与行为相互一致的过程，角色认同一旦建立将成为个体自我的一部分(苏文，2011)。以往的角色认同研究表明，角色认同对教师工作投入(魏淑华，2008)、大学生主观幸福感(安海燕等，2010)、志愿者捐献行为(Finkelstein & Brannick, 2007)等都有正向预测作用。对流动儿童的研究发现，流动儿童社会认同和其心理状况关密切相关(刘杨，方晓义，2013)。城市文化适应正向预测流动儿童的主观幸福感(张春妹，张璐，2021)。市民认同与个体对城市的适应息息相关，无论是对于自身身份的客观认知还是主观上对于城乡生活环境的态度情感，抑或是行为上产生的差异，都会对个体的主观幸福感带来重要影响。因此，具体考察流动儿童城市角色认同与主观幸福感的关系就具有较大的现实意义。
根据Bronfenbrenner的生态系统理论，儿童的主观幸福感被视为他们所处的不同环境系统(主要是家庭、社区和学校)相互交织的产物(González-Carrasco et al., 2019)。生态系统理论将儿童置于周围环境多层次影响的关系系统中，将儿童的发展看成动态的对环境的适应与重构，强调要注重儿童与环境间各系统的相互作用(Bronfenbrenner, 1979)。儿童良好的行为模式及心理发育的成熟需要一个稳定和有安全感的社会环境。而家庭是儿童生活的主要场所，家庭功能的正常运行为家庭成员生理、心理、社会性等方面的健康发展提供一定的环境条件。对流动儿童来说，从农村到城市，从外显行为到内心体验都要经历一个适应的过程。除了良好的家庭功能，社会支持对流动儿童的城市适应过程也有着很重要的作用。良好的社会环境能为流动儿童提供必要的资源，并协助他们更好地适应城市生活。
家庭功能和社会支持的多重中介作用
家庭功能(family functioning)是对家庭系统运行状况、家庭成员关系和家庭环境适应能力等方面的综合评定，具有解决问题、沟通、角色分工、情感反应、情感介入和行为控制共6大能力(Miller et al., 2000)，它们是影响家庭成员心理发展的深层变量。研究发现，家庭功能的各个维度对儿童青少年的主观幸福感有着不同程度的作用(郭筱琳，2015；胡芳等，2011)。研究进一步表明，家庭系统实现各项功能的过程越顺畅，家庭成员之间相互支持越好，青少年的总体生活满意度和主观幸福感越高(丁园园，2005；侯娟等，2009；胡燕红，2013；王娟等，2016；张茜洋等，2017)。流动儿童随父母到城市，父母的认同投入资源有助于促进子女的身份认同的发展，例如，帮助子女在城市的主流文化里成长，鼓励他们参加文化学习和城市主流文化的活动，能更好地适应城市市民这个新角色。他们对于角色认同的发展任务更容易感受到和谐，这种认同感很可能来源于向父母和其他家庭成员的学习，因此，可以得知家庭功能对流动儿童的主观幸福感和家庭满意度具有解释能力和预测作用。
社会支持是影响个体主观幸福感的重要因素(Diener, 2000)，(Weiss, 1974)指出个体只有在得到各种社会支持时才能获得较高的幸福感。Meehan等人1993年的研究也指出社会支持与个体的积极情感存在正相关(Meehan et al., 1993)。在国内，相关研究中也得到了同样的的结论。宋灵青等人对初中生被试的研究发现，社会支持对初中生主观幸福感有直接的影响，也有间接的影响(宋灵青等，2010)。姜涛等人对320名大学生的调查结果显示，社会支持对大学生主观幸福感具有预测(姜涛等，2019)。同样，领悟社会支持对流动儿童主观幸福感的积极影响也得到了验证(崔洪波等，2019；黄丹，罗英廷，2022)。当流动儿童对城市角色已有一定认同，领悟到的社会支持越来越多，其更倾向于强化其城市角色，这有助于流动儿童更好地融入城市生活(李翰飞等，2012)。流动儿童的社会支持越高，可能受到的关注和支援越多，其适应状况就越好(赵笑梅，李婷，2010)。
综上所述，无论是领悟社会支持还是良好的家庭功能，作为积极的心理力量，对青少年健康发展有很重要的作用。因此，基于生态系统理论，结合已有的实证研究，本研究将综合考察：市民认同、主观幸福感、家庭功能和对主观幸福感的影响，以及这些影响因素之间的相互作用途径。
2. 研究方法
2.1. 研究被试
被试来自重庆市6所中小学。按照整班取样，自愿参加的方法，在每所学校随机抽取两个班的学生进行调查。共发放问卷547份，回收有效问卷500份，回收有效问卷率达91.78%，其中男生266人，女生234人；小学生180人，中学生320人；根据“能在这座城市生活学习原因”是否为“随父母打工到这里”或“随父母工作调动到这里”，并结合在本城市居住时间是否在半年以上，将调查对象分为流动儿童和城市儿童，其中流动儿童230人，城市儿童270人。
2.2. 研究工具
1) 市民认同问卷
此项测量采用苏文编制的市民认同问卷，共20个项目。各维度内项目的一致性在0.611~0.782之间。经检验该问卷的信度为0.799。采用五点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1~5分，分数越高表示儿童的市民认同越高。该量表由能力知觉、信息提取、积极情感和行为倾向共四个维度构成，基本反映了城市背景下儿童市民认同的状况(苏文，2011)。
2) 主观幸福感量表
采用Campbell幸福感量表。由Campbell等人编制，包括两个部分：总体情感指数，8个项目，权重为1，生活满意度指数，1个项目，权重为1.1。这一量表包括对个体对自身健康状况的担心、对生存满意度、抑郁或愉悦的心境、对自身情感和行为的控制、兴趣关注等几个方面的内容，总和越大则主观幸福感越强(李靖，赵郁金，2000)。研究表明，中文版的量表具有较好的信度和效度，量表单个项目得分与总分的相关在0.48到0.78之间，该量表已在大学生、教师、医生、警察等群体得到广泛应用(李靖，赵郁金，2000)。
3) 家庭功能问卷(Family assessment device, FAD)
该问卷为60个条目的自评问卷，采用Likert4级评分(1分代表健康，4分代表不健康，评分范围1~4分)，该量表由7个分量表组成，概括了7种家庭功能分别是：问题解决、沟通、角色、情感反应、行为控制、情感介入、总的功能对家庭功能进行评定。该量表的60个项目的内部一致性系数为0.862。
4) 社会支持量表
采用肖水源修订的社会支持评定量表。该量表由肖水源于1986年至1993年在借鉴了国外社会支持量表的基础上，根据我国的实际情况自行设计编制的。该问卷共有十个项目，包括主观支持、客观支持和支持利用度三个维度。题目得分之和越大，表示得到的支持越多。该量表两个月重测总分一致性系数为0.92，各条目的内部一致性在0.89~0.94，量表评定结果与身心健康结果有中度相关，具有较好的信度和效度。
2.3. 实测过程和数据处理
以集体作答方式组织施测。主试为经过严格培训的心理学研究生，采用相同的指导语，进行团体施测。要求被试仔细阅读指导语，然后按要求填答问卷。问卷附有施测目的和回答方式，问卷不记名，完成全部问卷约需时25分钟，所有问卷施测完毕后当场收回，对被试没完成的问卷视为无效问卷予以剔除，之后统一对有效问卷进行编码处理并录入计算机，采用SPSS16.0、Amos5.0软件包对数据进行分析。
2.4. 共同方法偏差检验
为了避免共同方法偏差对结果的影响，我们在施测过程中对问卷的反应方式、反应语句、作答时的匿名性、保密性等进行程序控制。问卷回收之后，我们进行了Harman单因素检验(Podsakoff et al., 2003)，即对所有题目进行探索性因素分析，结果显示，未旋转主成分分析共有31个因子的特征值大于1且第一个因子解释的变异量仅为14.27%，根据(Ashford & Tsui, 1991)的判定标准，如果得到了多个特征值大于1的因子且第一个因子解释的变异量不超过40%，则表明共同方法变异不严重。因此，本研究的共同方法偏差问题不严重。
3. 结果
3.1. 描述性统计与相关分析
对主要变量及其维度进行Pearson相关分析发现，各主要变量之间呈显著的相关关系。具体而言，市民认同与家庭功能中的问题解决维度正相关，二者又与社会支持和主观幸福感显著负相关，如表1所示。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis of each variable
表1. 自各变量描述性统计和相关分析
注：**p < 0.01。
3.2. 市民认同影响主观幸福感的多重中介作用模型检验和分析
根据相关分析的结果可知，市民认同、问题解决、社会支持和主观幸福感之间两两相关，符合多重中介模型检验的要求，见图1，因此，进一步采用结构方程模型，以市民认同为自变量、主观幸福感为因变量，探讨问题解决与社会支持的中介效应。结果发现，该模型的拟合指数良好，见表2。进一步对模型中的路径进行分析发现，市民认同与主观幸福感的路径系数不显著(β = −0.076, t = 1.689, p = 0.091 > 0.01, CI = [−0.16, 0.014])，市民认同与问题解决的路径系数显著(β = −0.464, t = 11.961, p = 0.000 < 0.05, CI = [0.386, 0.539])，市民认同与社会支持的路径系数显著(β = −0.202, t = −3.735, p < 0.01, CI = [−0.313, −0.093])，问题解决与主观幸福感的路径系数不显著(β = 0.047, t = 0.968, p = 0.333 > 0.05, CI = [−0.52, 0.152])，问题解决与社会支持的路径系数显著(β = −0.365, t = −6.596, p < 0.01, CI = [−0.474, −0.258])，社会支持与主观幸福感的路径系数显著(β = 0.603, t = 9.283, p ≤ 0.01, CI = [0.507, 0.703])。其中市民认同与主观幸福感、问题解决与主观幸福感的路径系数不显著，说明问题解决在市民认同和社会支持间起部分中介作用(中介效应ab = −0.17, p < 0.001, CI = [−0.232, −0.116])，中介效应值占总效应的45.7%；社会支持在市民认同与主观幸福感间起部分中介作用(中介效应ab = −0.202, p < 0.001, CI = [−0.28, −0.129])，中介效应值占总效应的72.7%。社会支持在问题解决与主观幸福感间起完全中介作用(中介效应ab = −0.220, p < 0.001, CI = [−0.312, −0.145])。问题解决在市民认同与主观幸福感间起部分中介作用(中介效应ab = −0.022, p < 0.01)，中介效应值占总效应的7.9%。市民认同→问题解决→社会支持→主观幸福感路径成立(中介效应，ab = −0.102, p < 0.01)，中介效应值占总效应的36.7%。
Table 2. Multiple mediation structure model fitting index
表2. 多重中介结构模型拟合指数
Figure 1. Multiple mediating effect model diagram
图1. 多重中介效应模型图
4. 讨论
4.1. 流动儿童市民认同与主观幸福感的关系
本研究结果证明，流动儿童的市民认同与主观幸福感呈显著正相关，其市民认同水平能够显著正向预测主观幸福感。即当流动儿童的市民认同程度较高时其主观幸福感水平也相对较高；相反，当流动儿童的市民认同水平较低时其主观幸福感水平也相对较低。这与(李虹，倪士光，2017)已有研究结果一致，市民角色是一种社会角色，也是一种特殊的角色认同，即流动儿童个体借助个体的生活条件对社会意义系统的制度、体制和道德准则所规定的与市民身份相关联的社会关系、社会存在、城市精神、城市价值、城市文化、城市规则等城市特性的进行探索和承诺的意义建构的过程，并对其生存与学习城市的责任意识、公共意识、依恋感和归属感有积极的作用，这将进一步提升其主观幸福感。因此，我们认为流动儿童市民认同主要包括认同的过程成分和结果成分两部分。作为认同过程也就是探索，主要是指个体能够应对市民认同过程中的各种与市民角色相关的问题以及积极地收集和获取城市生活相关信息。结果成分主要是指对市民角色(市民身份)的归属感和积极的体验以及以具有市民角色行为倾向。
4.2. 问题解决和社会支持的多重中介作用
本研究结果表明，问题解决对流动儿童主观幸福感存在显著积极影响，在流动儿童市民认同与主观幸福感之间起部分中介作用，支持了已有的研究结果(徐凤娇，邓瑞姣，2011)。Bronfenbrenner的生态理论表明，家庭是儿童社会化过程中最先接触的场所，是儿童成长的主要环境，对儿童社会技能的形成和终生发展产生持续的影响(郭筱琳，2015)。研究表明，功能良好的家庭内部有着良好的沟通，家庭成员之间相互支持，由此直接提升儿童青少年的总体生活满意度(侯娟等，2009)。我国流动儿童面对新的环境与认同身份的“情境”，家庭功能是他们认同发展这一发展性任务的重要资源(Reitz et al., 2015)。当流动儿童跟随父母流动到城市，父母角色认同为流动儿童适应城市生活过程中扮演了重要角色，父母为流动儿童提供了社会学习的示范榜样(Ni et al., 2016)。由此可知，积极的家庭功能促进了流动青少年能够更好地适应城市市民这个角色，对流动儿童的生活满意度有着更为重要的作用。社会支持对流动儿童主观幸福感也存在显著积极影响，在流动儿童市民认同与主观幸福感之间起部分中介作用。这结果与之前的研究结果一致(王芳，师保国，2014)。国内外的许多研究也证实得到越多的社会支持和主观幸福感有着显著的正相关，社会支持对于缓解人们的生活应激以及对促进人的心理健康具有重要的作用(周金艳等，2007)。领悟社会支持是个体对外界支持程度的主观感受与评价对于儿童而言，是指他们所感知到的来自身边社会关系(如家人、朋友、老师、同学和亲戚)的尊重、关爱与帮助，是儿童健康发展的重要保障因素(张岩等，2021)。角色认同偏于城市的儿童，其内心有一种与城市儿童保持一致的想法与行动，当流动儿童得到更多来自老师、朋友和父母的支持，那么带给他们积极的情绪体验也就越多，主观幸福感就会越高。所以，通过国家政策的调整，就学校条件的改善，父母、教师的关心和同伴的接纳对流动儿童早日认同城市和有更高的幸福感可以起到积极作用。本次调查对象为重庆市为增加流动儿童接受教育的机会，提高社会教育公平而设置的流动儿童学校学生。这个结果说明了这个政策是成功的。流动儿童学校的设置，显著增加了流动儿童分析问题解决城市适应问题的积极性，提高了他们主观幸福感。这提示我们，流动儿童学校政策是好的。流动儿童并不是一个我们简单施以同情对象的群体，他们的命运和我们整个民族的命运息息相关。可能随着时间的推移，流动儿童的种种问题也许会越来越突出。这个问题的解决有赖于政府努力从根本上拆除城乡壁垒，社会各界从根本上重视这些流动儿童的受教育权利，优化学校育人环境，夯实流动人口家庭教育基础，为流动儿童教育建立有效的社会支持系统。