1. 引言
青春期是个人成长过程中至关重要的阶段，它不仅是生理发育的关键时刻，也是个体自我认知形成和社会适应能力提升的核心时期。美国心理学家霍尔(Stanley Hall)提出，伴随着青春期的到来，青少年的身心发展是跳跃式进行的，是一个充满不确定性和矛盾性的发展时期，也就是“暴风骤雨”时期[1]，青少年的社会适应问题不容忽视，是我们需要多加关注的议题。
心理控制为社会化的压力源，指出父母在儿童需求和心理情感反应性方面的不足，以及他们通常试图压制儿童的自主性和独立性[2]。父母心理控制对青少年心理很大的影响[3]。父母心理控制会促进大学生的社会退缩水平，影响其社会适应能力[4]。因此，提出假设1：父母心理控制能够影响青少年的社会适应。
自尊是心理健康的关键指标，同时也是自我认识中一个关键的构成部分，有助于个体对自我进行评价，进而对自己的身心状况获得一个较为精确的评估[5]。研究发现，自尊能够促进青少年的社会适应能力[6] [7]。因此，提出假设2：在父母心理控制与青少年社会适应之间，自尊作为中介因素，对其产生影响。
综上，研究聚焦青少年社会适应的核心影响因素及作用机制，旨在为社会适应的预防干预体系构建提供科学依据。
2. 材料与方法
2.1. 研究对象
采用方便抽样，北京市初高中学生作为研究样本，发放问卷300份，成功回收有效问卷275份，有效率是91.67%。
2.2. 研究工具
2.2.1. 中文版父母心理控制量表(PCQ)
Wang等人编制了中文版父母控制量表[8]，其中，父母心理控制量表共18个条目，1~10是引发子女内疚感维度、11~15是爱的撤回维度、16~18题是权力专断维度。研究结果显示，本问卷的Cronbach’s α系数为0.91，具有极好的信效度。
2.2.2. 少年社会适应状况评估问卷
量表由周晖编写，邹泓等人修订[9]。该问卷共包含50个条目，涵盖自我肯定、亲社会倾向、行事效率、积极应对、自我烦扰、社会疏离、违规行为、消极退缩，共有8个维度，采用5级计分法，研究结果显示，本问卷的Cronbach’s α系数为0.89，具有较好的信效度。
2.2.3. 自尊量表
自尊量表(Rosenberg Self-Esteem Scale, RSES)，共包含10个条目[10]。针对自尊水平的评估，采用4点评分标准，(从“极不符合”到“极符合”)。研究结果显示，本问卷的Cronbach’s α系数为0.88，具有较好的信效度。
2.3. 统计学分析
采用SPSS 29.0软件对数据实施了共同方法偏差检验、描述性统计分析、相关性分析以及回归分析等处理。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
为了检验研究变量是否存在共同方法偏差，我们采用了Harman单因子检验。根据检验结果，我们发现有16个因子的特征根大于1，其中第一个因子解释的方差比例为25.562%，低于40%。因此，认为数据所受的共同方法偏差影响处于可接受水平之内。
3.2. 描述性统计和相关分析的结果
表1列出各变量的描述性统计结果及相关性分析，其中结果显示，父母心理控制与自尊、社会适应均呈显著负相关。自尊与社会适应呈显著正相关(p < 0.001)。详见表1。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis of variables
表1. 各变量描述统计和相关分析
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
1父母心理控制 |
2.84 |
0.84 |
1 |
|
|
2自尊 |
2.70 |
0.48 |
−0.492① |
1 |
|
3社会适应 |
3.52 |
0.67 |
−0.154① |
0.598① |
1 |
注：①p < 0.05。
3.3. 自尊中介作用
根据表1的结果可知，父母心理控制、自尊和社会适应这三个变量间存在显著的相关关系，为了检验其中介效应，我们使用了SPSS中的回归分析进行评估，回归分析结果显示，父母心理控制显著预测社会适应(β = −0.154, p = 0.010)，体现出父母心理控制和青少年社会适应之间有着突出的反向关联，这个模型的R2 = 0.024，调整之后的R2 = 0.020，也就是说，父母心理控制大概可以解释青少年社会适应变动情况的2.0%。
加入自尊变量后，能够预测自尊(β = 0.689, p < 0.001)。自尊对青少年社会适应的影响非常显著，且影响较大。父母心理控制量表的回归系数在加入自尊后变为B = 0.147 (标准误 = 0.044，t = 3.375，p = 0.001)，β = 0.185，表明父母心理控制
对青少年社会适应的影响在控制了自尊之后有所加强，仍然显著。模型的R2 = 0.384，调整后的R2 = 0.379，表明加入自尊后，解释了约38.0%的青少年社会适应变化。ΔR2 = 0.360，ΔF值为F(1, 272) = 158.797，p < 0.001，进一步表明自尊量表在模型中的加入显著提升了预测能力。
综上所述，各路径间的预测作用均达到了显著水平。详见表2和图1。
Table 2. Regression analysis among variables
表2. 变量间的回归分析
|
分层1 |
分层2 |
|
B |
t |
p |
β |
B |
t |
p |
β |
常数 |
3.872*** |
27.366 |
<0.001 |
|
0.514*** |
1.776 |
<0.001 |
|
父母心理控制 |
−0.123* |
−2.580 |
0.010 |
−0.154 |
0.147*** |
3.375 |
0.001 |
0.185 |
自尊 |
|
|
|
|
0.958*** |
12.601 |
<0.001 |
0.689 |
R2 |
0.024 |
0.384 |
调整R2 |
0.020 |
0.379 |
F值 |
F(1, 273) = 6.658, p = 0.010 |
F(2, 272) = 84.651, p < 0.000 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001；分层1预测变量：父母心理控制；分层2新增预测变量：自尊。
Figure 1. The mediating effect model diagram of self-esteem
图1. 自尊的中介效应模型图
4. 讨论
本研究探讨了父母心理控制与社会适应的关系，构建一个中介效应模型。研究结果显示，所提出的三个假设均得到了验证。具体而言，自尊能够直接对社会控制进行预测，对青少年社会适应的中介作用得以验证。
具体而言，研究发现：第一，父母心理控制对青少年社会适应具有显著的负向预测作用。即父母采用的心理控制策略越多、程度越深，青少年在社交、情绪和行为层面的适应困难就越突出。第二，父母心理控制显著负向预测青少年的自尊水平。频繁的心理控制行为会侵蚀青少年的自我价值感和效能感，使其对自身评价降低。最为关键的是，研究验证了自尊在父母心理控制与社会适应间的中介作用。这意味着，父母心理控制不仅直接损害青少年的社会适应能力，更重要的途径是通过削弱其自尊水平，进而间接地导致社会适应不良的结果。这一中介路径的确认，深刻揭示了自尊是理解父母心理控制如何影响青少年社会适应的重要内在机制。
基于上述发现，本研究对家庭教育实践提出了明确且迫切的建议。父母需要分清行为控制与心理控制的区别。行为控制更多的强调对孩子行为、规则的要求，而心理控制更多的是控制孩子的情感和思想。父母对于孩子心理上的控制，让孩子不能有自己的想法，会感到不安全感，进而束手束脚，对自己不自信，觉得自己不够优秀，会伤害孩子的自尊。
父母亟需转变教养观念和行为方式：首要任务是尊重并支持孩子的自主性与独立性发展。这要求父母从传统的、可能带有武断专制色彩的教养模式，转向一种更能培养青少年自主性的支持型教养方式。
具体而言，第一，父母应积极鼓励独立思考与决策。在安全范围内，允许孩子对自身事务(如选择兴趣班、安排学习时间、解决与同伴的小冲突)有决策权，并引导他们思考不同选择的后果，而非直接代替决定。第二，真诚倾听并重视孩子的想法与意见。将孩子的观点视为有价值的输入，在家庭事务讨论中给予其表达空间，即使意见不同也应予以尊重和探讨，避免简单否定或压制。第三，减少控制性言行，增加平等沟通。避免使用情感勒索、过度批评、侵犯隐私等心理控制手段。取而代之的是，应增加开放、平等的双向沟通频率，耐心了解孩子的内心世界和面临的挑战。第四，换位思考。努力理解孩子所处发展阶段的特点和需求，尝试从孩子的角度看待问题，以同理心回应其情绪和诉求，营造温暖、接纳的家庭氛围。这种支持自主的环境能有效滋养孩子的自尊心，进而促进其积极的社会适应。
尽管研究取得了良好的效果，但仍存在一定的局限性。如样本的局限，取样缺少代表性，可以扩大样本量，对其他地区的青少年进行调查。研究为横断面研究，无法发现变量间的动态变化。未来的研究可以采用纵向研究，进一步挖掘父母心理控制与社会适应的影响。
NOTES
*通讯作者。