1. 引言
赠人玫瑰，手有余香。亲社会行为作为一种常见的社会行为，在心理学领域一直备受关注。社会的各种捐款、献爱心活动，以及各种各样以帮助他人为目的的慈善募捐，社会各界人士都会积极参与并进行募捐。因此关于亲社会行为的研究也成为了心理学领域的一个热门话题。青少年时期是个体社会化和社会行为发展的重要阶段，在这一时期，青少年的亲社会行为的发展对个体的成长具有重要意义。从个体层面而言，亲社会行为是个体社会化的一个重要构成内容，有利于促进个体成长和人际适应。从社会层面而言，亲社会行为是社会责任的重要体现，有利于促进社会和谐。
家庭因素作为影响青少年行为发展的综合变量，其中包括亲子亲合，情感联系，家庭规则，共同抚育等，都会对个体的行为表现造成潜移默化的影响(徐洁，方晓义，2011)。亲子亲合作为亲子关系的重要指标(朱俊卿，2004)，体现着亲子关系的积极面，表现为子女感受到的来自父母的温暖与支持，亲子亲合水平高意味着父母与子女间有较为亲密的情感联结(肖雪等，2017)。亲子亲合是能够显著预测个体的亲社会行为的因素之一(刘倩文，王振宏，2023)。研究证明，家庭因素(亲子亲合)作为外部环境因素之一，可能通过影响某些社会认知能力(如社会责任感)影响儿童亲社会行为(张文新等，2021)。此外，有实证研究证明社会责任心的提高有助于促进青少年的亲社会行为(袁志帆等，2022)。
亲子亲合是亲子关系的重要预测指标，通常被定义为孩子与父母之间的亲密情感联结。包括亲子关系的积极方面，是亲子交往过程中所感知的亲密感，通常表现为亲子间的积极互动(如谈论担忧、共同讨论) (Zhang & Fuligni, 2006)，包括父子亲合和母子亲合两个方面。亲子亲合对于个体心理行为发展有重要作用，研究发现亲子亲合是大学生自我同一性发展的有效保护因子，亲子亲合与个体的自我同一性状态显著正相关(马娜等，2017)。父母精心抚养是个体成功发展的基础，良好的亲子亲合状态可以作为个体积极环境因素的预测指标，其中父子亲合和母子亲合均能显著预测个体的积极情绪(李雯瑾，2022)。亲子亲合作为亲子关系的积极面与初中生的心理健康关系密切，与青少年的亲社会行为正相关(华筝，2023)。曾练平等人为探究亲子亲合对青少年学校适应的影响，采用相应量表对1012名中学生进行调查，结果显示亲子亲合与青少年的学校适应显著相关(曾练平等，2021)。
亲社会行为是指那些对他人或社会有益的行为。亲子亲合作为亲子关系中的一个重要维度，在一项基于个体多重敏感性因素与环境交互的视角的研究，探讨亲子关系与青少年的亲社会行为的关系，研究发现在低亲子冲突条件下表现更多的亲社会行为，但在高亲子冲突条件下表现更少的亲社会行为(刘倩文，王振宏，2023)，这就表明亲子亲合条件下个体会表现出更多的亲社会行为。一项间隔6个月的纵向设计考察了儿童亲子亲合、孤独感和亲社会行为之间的纵向关系。中国共有678名4~5年级小学生参与此次调查，结果显示亲子亲合都能够预测儿童的亲社会行为，反之亦然(Chen et al., 2022)。Hur等人的研究发现亲子亲合与青少年的亲社会行为显著相关(Hur et al., 2017)。
社会责任感是指个人在利他主义的驱使下，自觉地为社会的发展和社会的进步做出贡献(沈倩如，李岩梅，2020)。基于人–情境交互作用理论，环境因素和个体因素共同影响个体心理行为的发生与发展(徐洁，方晓义，2011)，这就表明亲社会行为的产生会伴随着亲子亲合和社会责任感的作用。亲子亲合作为亲子关系的积极面，而父母情感温暖对社会责任感有显著的正向影响(杜娟，2022)。具有高水平社会责任感的个体更倾向于做出亲社会行为，实证研究也证明，高社会责任感的个体会更容易做出亲社会行为(崔孟元等，2023)。国外学者通过实验发现对照组和实验组在社会责任感方面存在差异的情况下，亲社会行为会表现出不同水平(García-García et al., 2020)。而社会责任感在亲子亲合与亲社会行为之间具体又会如何发挥作用，需要研究进一步探讨。
因此，本研究旨在探索亲子亲合对青少年亲社会行为促进作用，并进一步探究社会责任感在其中的中介作用。以亲子亲合为自变量，青少年亲社会行为倾向为因变量，社会责任感为中介变量，建立中介模型，验证模型是否成立。
2. 对象与方法
2.1. 对象
本研究采用方便取样，在湖南某学校发放问卷，共收取215份，有效问卷为209份，有效率为97.20%，具体基本情况见表1。
Table 1. Basic information of subjects (N = 209)
表1. 被试基本情况(N = 209)
项目 |
类别 |
人数(n) |
所占人数(%) |
性别 |
男 |
109 |
52.15 |
女 |
100 |
47.85 |
年龄 |
初中 |
163 |
77.99 |
高中 |
46 |
22.01 |
2.2. 研究工具
2.2.1. 亲子亲合量表
本研究采用Olson等(1979)编制，王美萍，张文新(2007)修订的亲子亲合量表，量表分为两个维度，包括父子亲合以及母子亲合，测量被试的亲子亲合水平，各10题，采用5点计分，得分越高代表亲子关系越亲密。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.74。
2.2.2. 亲社会行为量表
本研究采用的是Carlo和Randall于2002年的亲社会行为倾向量表(Prosocial Tendencies Measure, PTM)，用于测量青少年的亲社会行为倾向，共14题，采用5点计分，得分越高代表亲社会行为的倾向越高。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.86。
2.2.3. 社会责任感量表
社会责任感量表采用沈倩如，李岩梅(2020)，编制的社会责任感量表(Global Social Responsibility)，共有6道题目，采用7点计分，题目如：“能照顾好自己就好，没有必要为别人担心。”在每道题目上，让被试报告其同意或不同意的程度，最终计算所有题目的平均分，分数越高表示社会责任感水平越高。在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.71。
3. 结果
3.1. 共同方差检验
在SPSS 26.0中使用Harman单因素检测法检验研究数据是否存在共同方法偏差，检验结果显示最大因子方差解释为12.31%，小于40%，因此可以排除共同方法偏差问题(周浩，龙立荣，2004)。
3.2. 青少年亲子亲合的整体情况
亲子亲合总分及其各维度得分情况如表2所示。在亲子亲合各维度中，父子亲合的均分为2.61分，母子亲合的均分为2.77分。母子亲子亲合的水平高于父子亲子亲合。
Table 2. Overall status of parent-child bonding among adolescents (N = 209)
表2. 青少年亲子亲合的整体状况(N = 209)
|
M |
SD |
题项数 |
题项均分 |
亲子亲合 |
51.07 |
9.91 |
20 |
2.69 |
父子亲合 |
26.13 |
6.31 |
10 |
2.61 |
母子亲合 |
24.95 |
5.19 |
10 |
2.77 |
亲子亲合在各人口学变量上的差异检验结果如表3所示。亲子亲合在性别差异检验(t = −1.12, p > 0.05)，在生源地(t = −1.25, p > 0.05)和是否为独生子女(t = 1.15, p > 0.05)上不存在显著差异。
Table 3. Tests of differences in parent-child affinity on various demographic variables (N = 209)
表3. 亲子亲合在各人口学变量上的差异检验(N = 209)
变量 |
类别 |
M |
SD |
t |
性别 |
男 |
50.34 |
10.39 |
−1.12 |
女 |
51.87 |
9.34 |
生源地 |
城市 |
51.25 |
9.75 |
−1.25 |
农村 |
55.20 |
7.83 |
独生子女 |
是 |
52.30 |
11.14 |
1.15 |
否 |
50.57 |
9.35 |
3.3. 亲子亲合、社会责任感、亲社会行为倾向的关系
Table 4. Correlation analysis of parent-child bonding, social responsibility, and pro-social behavioral tendencies
表4. 亲子亲合、社会责任感、亲社会行为倾向的相关性分析
|
亲子亲合 |
社会责任感 |
亲社会行为倾向 |
亲子亲合 |
1 |
|
|
社会责任感 |
.164* |
1 |
|
亲社会行为倾向 |
.218** |
0.032 |
1 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001(下同)。
根据表4的结果可知，亲子亲合和亲社会行为倾向有显著正相关；亲子亲合和社会责任感不相关；社会责任感和亲社会行为倾向有显著正相关。
3.4. 中介效应检验
将变量标准化后进行回归分析，结果如表5所示：亲子亲合正向预测亲社会行为(β = 3.38, p < 0.05，社会责任感不能预测亲社会行为(β = −0.784)。
Table 5. Regression analysis of parent-child bonding and social responsibility on pro-social behavior
表5. 亲子亲合、社会责任感对亲社会行为的回归分析
结果变量 |
预测变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
亲社会行为 |
亲子亲合 |
0.231 |
0.053 |
2.866 |
3.38 |
3.09* |
社会责任感 |
0.07 |
0.006 |
1.231 |
−0.784 |
−1.11 |
根据相关性和前人的研究构建拟中介模型，使用Hayes基于SPSS开发的宏程序PROCESS对研究模型进行检验，检验结果如表6所示：亲子亲合对亲社会行为的直接效应在Bootstrap 95%置信区间为[1.617, 5.916]，不包含0，直接路径显著，效应值为3.646，但是社会责任在亲子亲合和亲社会行为中在Bootstrap 95%的置信区间中包含0，因此中介效应不显著。
Table 6. Tests of the mediating effect of social responsibility between parent-child bonding and pro-social behavior
表6. 社会责任感在亲子亲合和亲社会行为之间的中介效应检验
|
|
|
95%置信区间 |
路径 |
S.E. |
效应值 |
下限 |
上限 |
社会责任感的中介效应 |
−0.302 |
0.278 |
−0.799 |
0.208 |
直接效应 |
1.080 |
3.767*** |
1.617 |
5.916 |
总效应 |
1.090 |
3.464** |
1.335 |
5.595 |
4. 讨论
研究发现，青少年亲子亲合整体处于中等水平，其中母子亲子亲合的水平高于父子亲子亲合。这也与以往的研究一致，研究显示青少年与母亲之间的关系更加亲密，情感联结亲密度更高，研究结果母亲的得分显著性高于父亲(胡思远等，2019)。但是研究发现青少年亲子亲合在人口统计学变量上都不显著，包括性别、独生子女以及生源地。这与以往研究有所争议，以往研究表明，亲子亲合存在显著的性别差异(宋静静等，2017)。但也有研究表明是否为独生子女的父子亲合、母子亲合不存在显著差异(王美萍，张文新，2007)。亲子亲合的父亲和母亲两个维度在家庭所在地上均存在显著差异，而且农村学生和父亲母亲的情感联结亲密度高于城市学生(宋静静等，2017)。出现这一现象的原因首先可能与中国的传统教育理念相关，在中国家庭中，母亲的教育投入明显会高于父亲，情感联结也更为亲密，母子亲子亲合的水平会高于父子亲子亲合；另外，本研究发现亲子亲合在人口统计学变量上不显著，原因由于本研究的被试有限，以及选择的被试有关。
研究结果发现，亲子亲合与社会责任感以及亲社会行为显著正相关，这与以往研究结论一致。以往研究表明，亲子亲和作为亲社会行为的影响因素之一，亲子关系可以促进个体形成良好的适应行为，和谐的亲子关系能够对子女的成长发展产生正向和积极的影响，有助于青少年的亲社会行为倾向(王美萍，张文新，2007)。良好的亲子关系影响青少年的社会责任感水平(张峰峰，汪邦铃，2021)。但是本研究结果发现，社会责任感与亲社会行为不相关。这与以往的研究结果有所冲突，社会责任感与亲社会行为之间具有相关关系，实证研究也证明，高社会责任感的个体会更容易做出亲社会行为(魏进平，2015)。本研究结果发现社会责任感与亲社会行为行为两者之间不相关，可能由于被试原因，研究对象具有特殊性，本实验研究对象为青少年素质教育学校学生，这些学生通常是家庭以及普通学校无法约束的，出现校园适应不良行为，包括打架斗殴等。另外社会责任感测量的是个体是否能够自觉地为社会的发展和社会的进步做出贡献，由于被试的特殊性，无法排除被试是否完全理解题目，对最终结果造成干扰。
对社会责任感的中介作用分析发现，社会责任感在亲子亲合与亲社会行为间不存在中介效应，但是亲子亲合与亲社会行为直接效应显著，表明亲子亲合能够直接影响亲社会行为，这与以往的研究结果相一致，拥有并与父母建立良好依恋关系的个体，往往能够更好地理解和感受他人的情绪和心理状态，并借此表现出更多的助人、合作、分享等亲社会行为(Batson, 1987)。本研究社会责任感的中介效应不显著，说明亲子亲合不能够通过社会责任感影响到个体的亲社会行为，这也为亲子亲合与亲社会行为研究提供了新的见解。可能原因考虑到这些特殊青少年的年龄问题，思想成熟度不高，对自己以及社会的认识不全面，目前还没有建立起完整良好的社会价值观念，他们可以对于亲社会行为表示认同和理解，并且愿意去做，但是对于社会责任感这种更深层次的社会认知则表现出淡漠。
5. 研究不足与展望
本研究主要存在以下几点不足：第一，本研究使用的量表与原量表的信度有所差距，出现了一定程度的下降。这既可能是因为本研究的被试样本无法与该量表开发者的受试者群体完全匹配，也可能是该量表缺乏近期的信效度检验，在不同的文化背景、不同的社会经济条件下使用，可能会导致信度下降；第二，本研究设计采用横向设计，不利于明确变量间的因果关系，未来的研究可辅以纵向设计进行验证，增强研究的科学性；第三，本研究主要面向特殊学校的青少年，由于被试本身的特殊性对研究结果可能造成干扰，另外将来可探讨研究结论是否可推广到其他年龄阶段或群体中；第四，被试样本中男女数量不平衡较多，可能导致样本代表性不足，不能准确反映总体情况；第五，社会责任感的内涵复杂，影响因素多样，未来研究可考虑纳入额外变量构建更全面的研究模型；最后，本研究实验数据来源于自陈量表，考虑到亲社会行为作为一种社会赞许性行为，未来的研究可考虑加入实验室实验，例如设置内隐联想测验测量被试的内隐态度，增强数据的可信度。
因此根据本研究提出的不足，希望在未来的研究中，首先可以扩大样本量，收集不同年龄的被试群体；另外可以结合纵向和横向数据进行综合分析，最后，可以考虑纳入额外变量构建更全面的研究模型。