父母情感支持与青少年问题行为的关系研究

A Study on the Relationship between Parental Emotional Support and Adolescent Problem Behaviors

摘要: 父母情感支持能够帮助青少年提升应对困境的能力和信心，进而影响青少年问题行为发生。为探讨父母情感支持对青少年问题行为的影响机制，本文对福建省、浙江省共计2803名青少年开展问卷调查，并构建以父母情感支持为解释变量，青少年问题行为为被解释变量，心理弹性为中介变量的结构方程模型。研究结果表明：(1) 父母情感支持与青少年问题行为产生呈现显著负相关关系(r = −0.5238, p < 0.001)；(2) 父母情感支持有助于提升青少年心理弹性(r = 0.4252, p < 0.001)，青少年心理弹性则有助于减少青少年问题行为发生；(3) 心理弹性在父母情感支持影响青少年问题行为过程中具有中介效应，中介效应占总效应的63.27%，间接路径系数为−0.1345 (p < 0.001)。基于此，研究建议家长增加对子女情感支持，同时鼓励青少年关注自我认知与情绪管理，增强心理弹性。

Abstract: Parental emotional support can enhance adolescents’ ability and confidence to cope with adversities, thereby influencing the occurrence of problematic behaviors. To investigate the mechanism through which parental emotional support affects adolescent problem behaviors, this study conducted a questionnaire survey among 2,803 adolescents from Fujian and Zhejiang provinces. A structural equation model was constructed with parental emotional support as the independent variable, adolescent problem behaviors as the dependent variable, and psychological resilience as the mediating variable. The results indicate that: (1) Parental emotional support shows a significant negative correlation with the occurrence of adolescent problem behaviors (r = −0.5238, p < 0.001); (2) Parental emotional support contributes to enhancing adolescents’ psychological resilience (r = 0.4252, p < 0.001), which in turn helps reduce the incidence of problem behaviors; (3) Psychological resilience plays a mediating role in the relationship between parental emotional support and adolescent problem behaviors, accounting for 63.27% of the total effect, with an indirect path coefficient of −0.1345 (p < 0.001). Based on these findings, the study recommends that parents increase emotional support for their children, while adolescents should be encouraged to focus on self-awareness and emotion management to strengthen their psychological resilience.

1. 引言

青少年期是个体突破家庭依赖、构建社会身份的关键转折期，其行为决策易受心理安全感与外部环境反馈的双重影响。随着社会结构变迁与家庭功能的多样化，青少年问题行为呈现出“类型多样化、发生低龄化”的特征：一方面，校园欺凌、违纪逃学、网络暴力等外化问题行为频发；另一方面，学业压力、亲子关系冲突导致的抑郁焦虑、自我封闭、情绪失控等隐性问题凸显[1]。家庭作为青少年教育的重要场域，父母对青少年的教养行为不仅影响青少年的品德塑造和价值观念，还深刻影响着青少年的心理健康与社会适应能力[2]。

区别于物质支持或规则约束，父母情感支持更侧重于通过倾听理解、共情回应、情感鼓励等方式，为青少年提供心理安全感与价值认同感。《2024年青少年心理健康与学业状况调查报告》数据显示，受父母情感忽视程度高的青少年中，抑郁风险比例高达40.1%，而父母情感支持高、亲子交流频繁的青少年抑郁和焦虑风险均处于更低水平，且学习内在动机更强烈[3]。尽管现有研究已初步证实父母情感支持与青少年问题行为存在关联，但关于父母情感支持影响青少年问题行为的内化机制和影响路径并不清晰，现有成果多停留在“支持缺失→问题行为发生”的表层关联论证，对“父母情感支持如何通过中介变量作用于问题行为”的内在路径尚未形成清晰框架。尤其在中国传统文化背景下，家庭普遍强调学业成就、集体主义与孝道责任，这些价值观可能强化或调节情感支持的作用方式。例如，在重视学业表现的氛围中，情感支持若能与理解压力而非单纯成绩要求相结合，将更有利于缓解青少年的焦虑；而以集体为导向的教养观念也可能影响父母给予自主空间的程度，进而调节支持效果。基于此，本文以社会生态系统理论和自我决定理论为指导，通过构建结构方程模型，并进行中介效应检验，以明晰父母情感支持影响青少年问题行为的理论路径和作用机制，以期为构建符合中国家庭实际的支持体系、预防青少年问题行为提供理论依据与实践指导。

2. 研究假设

2.1. 主效应假设

情感支持是社会支持的一种，指的是父母通过积极的情感回应和情感表达，给予子女心理上的支持慰藉和鼓励关爱，让子女在情感上感受到父母的关心和理解。这种支持通常表现为父母在孩子遇到困难或情绪波动时的安慰、鼓励，以及对其情感需求的积极回应[4]。当前国内外学者针对青少年心理健康的研究成果普遍认可了父母情感支持在提升青少年身心健康水平方面的积极作用。研究表明：个体获得的情感支持越多，其焦虑、抑郁等情绪就越少，积极的父母情感支持能够有效降低青少年的焦虑、抑郁等负面情绪[5]，提升他们的自尊水平和心理韧性[4] [6]。反之，父母情感支持的缺失，可能让青少年感知到更多的孤立和焦虑情绪，从而导致青少年出现行为问题、情绪障碍等心理健康问题[7]。基于此，本研究提出如下假设：

H1：父母情感支持与青少年问题行为发生存在显著负相关关系。

2.2. 中介效应假设

心理弹性指的是个体在遭遇压力或处于困境时，对适应重大变故而表现出来的适应、恢复和成长能力。心理弹性的动力系统理论认为，心理弹性是个体对抗压力的重要资源，通过内部保护性因素和外部保护性因素共同发挥作用。从自我决定理论视角看，父母通过情感鼓励传递的“接纳感”，能满足青少年的归属需求，增强彼此的理解、信任与合作，使青少年在面对学业挫折、同伴冲突等困境时更易形成“可应对”的积极认知，进而提升心理弹性水平[8] [9]。

研究表明，有效的父母情感支持能够帮助青少年在经历困难和压力时保持心理稳定，从父母支持中汲取情感力量，甚至从困境和磨炼中获得成长[10]。已有研究指出，社会支持能够正向预测心理弹性，青少年从家庭中获得父母情感支持的水平越高，他们在应对压力和困境时所表现出的适应和恢复能力越好，心理弹性就越强[11]。而高心理弹性往往有助于青少年更加有效地调节情绪，帮助自己采用更加积极的策略来应对压力情境，减少青少年将压力转化为问题行为的可能。基于此，本研究提出如下假设：

H2：父母情感支持与青少年心理弹性呈显著正相关，即父母情感支持水平越高，青少年心理弹性得分越高。

H3：青少年心理弹性与问题行为呈显著负相关，即心理弹性水平越高，青少年问题行为发生率越低。

H4：青少年心理弹性在父母情感支持与青少年问题行为之间起中介作用，即父母情感支持可通过提升青少年心理弹性，间接降低其问题行为发生概率，上述中介作用模型可由图1表示。

Figure 1. The mediation model of the impact of parental emotional support on adolescent problem behaviors

图1. 父母情感支持影响青少年问题行为的中介作用模型

3. 研究对象与方法

3.1. 研究对象

为保证样本多样性和数据准确性，本文选取小学四年级到高三阶段的中小学生(9~18岁)作为研究对象。通过在福建省、浙江省等七个市县进行随机抽取，共发放问卷3163份，回收问卷3087份，问卷回收率为97.60%。剔除无效问卷(答题不完整，选项均相同) 284份，共计回收有效问卷2803份，问卷回收有效率为90.80%。样本基本信息如表1所示。

Table 1. Statistics of basic sample information (N = 2803)

表1. 样本基本信息统计(N = 2803)

维度	子项	所占人数	所占比例(%)
性别	男	1486	53.01
	女	1317	46.99
年级	小学4~6年级	932	33.25
	初中部	1021	36.43
	高中	850	30.32
户籍类型	城镇户籍	763	27.22
	农村户籍	2040	72.78

3.2. 研究变量

1) 解释变量：父母情感支持

父母情感支持量表采用国际学生评估项目(PISA)量表，该量表在国内研究中得到广泛应用，该量表包括四个题项，分别为青少年感知到的父母在情感交流、学业支持、困难理解和自信心鼓励四个方面。每个题目有4个选项，其中“1 = 完全不符合，2 = 比较不符合，3 = 比较符合，4 = 完全符合”。所有选项加权后的均值得分越高，表示青少年感知到的父母情感支持越强。经信效度检验，四个维度Cronbach’s α系数分别为0.8312、0.7655、0.7142、0.7389，均大于0.7，通过内部一致性检验。KMO分别为0.7669、0.8113、0.7265，验证性因子分析结果显示${\chi }^2/df=5.0321$ ，RMSEA = 0.0052 < 0.08，GFI、IFI、CFI均大于0.9，表明该量表具有良好的聚合效度。

2) 被解释变量：青少年问题行为

采用Achenbach和Rescorla (2001)编制的《青少年自评量表》(The Youth Self Report, YSR)。该量表共119题、9个维度。本研究遴选与青少年问题行为紧密相关的四个维度作为评价指标，具体为：焦虑/抑郁维度(16题)、退缩回避维度(6题)、攻击暴力维度(19题)和违纪违规维度(11题)。每个题目采用3点计分，从0 (不正确)到2 (通常正确)进行赋值，总维度分值越高，代表青少年的问题行为越严重。经信效度检验，四个维度Cronbach’s α系数分别为0.7263、0.8063、0.7667、0.7394，KMO分别为0.7258、0.9126、0.8472，表明该量表具有良好的聚合效度，并通过内部一致性检验。

3) 心理弹性

采用肖楠和张建新修订的Connor-Davidson韧性量表，量表包括情绪调节、应对能力和乐观态度三个维度，六个题项，包括“在遇到困难时，我能够冷静思考并保持积极的态度”“即使遇到困难，我也会勇敢前行”等题项，题项赋值为四级，分别为“1 = 完全不符合，2 = 比较不符合，3 = 比较符合，4 = 完全符合”。所有选项加权后的均值得分越高，表示青少年的心理弹性越好。经信效度检验，三个维度Cronbach’s α系数分别为0.7878、0.7362、0.7054，均大于0.7，通过内部一致性检验。KMO分别为0.7416、0.8362、0.7752，验证性因子分析结果显示${\chi }^2/df=4.8753$ ，RMSEA = 0.0043 < 0.08，GFI、IFI、CFI均大于0.9，表明该量表具有良好的聚合效度。

3.3. 研究方法

本文应用SPSS27.0统计软件进行统计分析，在对Harman单因子分析检验是否存在共同方法偏差之上，对Amos结构方程进行信效度检验，验证量表内部一致性和聚合效度。此后，利用SPSS27.0进行描述性统计和相关性分析，探讨变量之间的关系。最后，采用Amos24.0进行多重中介效应检验，以确认心理弹性在父母情感支持与青少年问题行为之间的中介作用。

4. 实证结果

4.1. 描述性统计结果分析

从表2可见，父母情感支持中等偏上(总均2.9724)，其中困难理解得分最高(3.0527)、学业支持最低(2.8916)；青少年问题行为整体发生率低(总均0.7604)，退缩回避维度均值最高(1.0932)；焦虑抑郁维度稍突出(0.9128)；心理弹性水平良好(总均3.1095)，应对能力维度表现最优(3.1542)。

Table 2. Results of descriptive statistical analysis for the sample (N = 2803)

表2. 样本描述性统计分析结果(N = 2803)

变量	维度	最小值min	最大值max	平均值mean	标准偏差
父母情感支持	情感交流	1.0000	4.0000	3.0214	0.7135
	学业支持	1.0000	4.0000	2.8916	0.6824
	困难理解	1.0000	4.0000	3.0527	0.7342
	自信心鼓励	1.0000	4.0000	2.9238	0.6517
	总得分	1.0000	4.0000	2.9724	0.6218
青少年问题行为	焦虑抑郁维度	0.0000	2.0000	0.9128	0.3546
	退缩回避维度	0.0000	2.0000	1.0932	0.3219
	攻击暴力维度	0.0000	2.0000	0.4539	0.2857
	违纪违规维度	0.0000	2.0000	0.5815	0.3328
	总得分	0.0000	2.0000	0.7604	0.3125
心理弹性	情绪调节	1.0000	4.0000	3.0825	0.6314
	应对能力	1.0000	4.0000	3.1542	0.6138
	乐观态度	1.0000	4.0000	3.0917	0.5926
	总得分	1.0000	4.0000	3.1095	0.5837

4.2. Harman共同方法偏差检验

本研究数据均通过青少年自评问卷收集，可能存在共同方法偏差，因此采用Harman单因子检验进行检验。将父母情感支持、心理弹性、青少年问题行为的所有题项进行未旋转的探索性因子分析，结果如表3所示：未旋转时第一因子解释的方差比例为28.73%，低于40%的临界标准；旋转后第一因子解释比例降至12.35%，且各因子载荷均符合“单题项仅在对应变量因子上高载荷(>0.6)”的标准。Harman共同方法偏差检验结果表明量表不存在严重的共同方法偏差，数据可靠性较高。

4.3. 相关性分析

从表4变量相关性分析结果可见，父母情感支持与青少年心理弹性在1%的水平上呈现显著正相关关系，相关系数为0.4252。即父母情感支持每提升一个单位，会促使青少年心理弹性提升0.4252个单位，研究假设H1得到验证。父母情感支持与青少年问题行为在1%的水平上呈现显著负相关关系，相关系数为−0.5238，即父母情感支持每提升一个单位，就可能降低青少年问题行为0.5238个单位。而在父母情感支持影响青少年问题行为不同维度的路径中可见，父母情感支持对学生退缩回避维度的负向影响最为显著，相关系数为−0.4256；其次为抑郁焦虑维度，相关系数为−0.3355；再次为违规违纪，相关系数为−0.3136；攻击暴力的相关系数为−0.2952。此外，父母情感支持与学生所在年级未呈现出显著相关性。

Table 3. Results of Harman’s common method bias test

表3. Harman共同方法偏差检验结果

检验维度	因子数(特征值>1)	第1因子解释方差比例(%)	前10因子解释方差比例(%)
未旋转探索性因子分析	13	28.73	65.42
旋转后探索性因子分析	13	12.35	65.42

Table 4. Results of the correlation analysis among variables

表4. 变量相关性分析结果

变量	1	2	3	4	5	6	7	8
1) 父母情感支持(总)	1.0000
2) 心理弹性(总)	0.4252^***	1.0000
3) 问题行为(总)	−0.5238^***	−0.4425^***	1.0000
4) 焦虑/抑郁	−0.3355^***	−0.4021^***	0.8249^*	1.0000
5) 退缩回避	−0.4256^***	−0.3229^***	0.4322^**	0.7619^***	1.0000
6) 攻击暴力	−0.2925^***	−0.3066^***	0.7248^**	0.6285^***	0.6751^**	1.0000
7) 违纪违规	−0.3136^***	−0.3758^***	0.8245^***	0.7732^***	0.6824^**	0.2471^**	1.0000
8) 年级	−0.1524	−0.1932^***	0.1478^***	0.2241^**	0.1650^**	0.2413^**	0.1285^**	1.0000

注：^***p < 0.001，^**p < 0.01，^*p < 0.05。

4.4. 中介效应检验

从表5可见，模型各项拟合指数均达到标准(${\chi }^2/df=2.8712<3$ ，RMSEA = 0.0415，<0.08，GFI、IFI、CFI、NFI均>0.9)，表明模型与数据适配良好。

Table 5. Model fit indices of the mediation effect model

表5. 中介效应模型拟合指数

拟合指数	${\chi }^2/df$	RMSEA	GFI	IFI	CFI	NFI
标准值	<3	<0.08	>0.9	>0.9	>0.9	>0.9
本模型	2.8712	0.0415	0.9388	0.9523	0.9542	0.9471

从表6中介效应路径系数与Bootstrap检验结果可见各路径均显著(p < 0.001)：父母情感支持对问题行为直接负向预测显著(路径系数−0.2833，Z = −6.0242)。父母情感支持通过心理弹性的间接路径系数为−0.1345 (Z = −6.5768)，中介效应占总效应的63.27%。95%置信区间均不包含0，表明心理弹性在二者间起部分中介作用，假设H2、H3、H4得到验证。

Table 6. Path coefficients and Bootstrap tests for the mediating effect (N = 2803)

表6. 中介效应路径系数与Bootstrap检验(N = 2803)

路径	路径系数	标准误差	Z值	p值	95%置信 区间	效应类型	效应占比(%)
父母情感支持→问题行为	−0.2833	0.0335	−6.0242	<0.001	[−0.24, −0.12]	直接效应	36.73
父母情感支持→心理弹性	0.4252	0.1286	10.5325	<0.001	[0.34, 0.50]	中介前路径	-
心理弹性→问题行为	−0.3167	0.0425	−7.8175	<0.001	[−0.39, −0.23]	中介后路径	-
父母情感支持→心理弹性→问题行为	−0.1345	0.0225	−6.5768	<0.001	[−0.17, −0.09]	中介效应	63.27

5. 研究结论与讨论

5.1. 研究结论

本研究以2803名9~18岁跨福建、浙江七市县的青少年为样本，围绕“父母情感支持–心理弹性–青少年问题行为”路径构建结构方程模型，并对中介效应进行检验。研究结果认为：第一，父母情感支持能够显著减少青少年问题行为发生，父母情感支持与青少年问题形成呈现显著负相关关系(r = −0.5238, p < 0.001)。在对青少年问题行为不同维度的抑制机制中，父母情感支持对退缩回避维度抑制作用最强(r = −0.4256)。第二，父母情感支持能够正向影响青少年心理弹性(r = 0.4252, p < 0.001)，心理弹性负向影响问题行为，说明父母情感支持能够帮助子女在困境中提升应对困难的适应和恢复能力，而这种心理弹性能够帮助青少年减少问题行为发生。第三，心理弹性在父母情感支持影响青少年问题行为路径中起中介作用，中介效应占总效应的63.27% (间接路径系数 = −0.1345，p < 0.001)，父母情感支持可通过增强心理弹性间接减少问题行为。

5.2. 讨论

社会生态系统理论认为，家庭作为社会构成的基础单元，家庭父母的情感支持将对家庭子女成长产生影响。结合自我决定理论，当青少年从父母处获得更多的包容关爱和慰藉鼓励，将有助于青少年提升应对困难的能力和信心，在应对困难时保持更加积极稳定的情绪，这些因素都有助于减少青少年问题行为发生。基于上文父母情感支持对青少年问题行为的影响理论和作用机制，家长在日常与子女的互动中，应更加注重情感层面的交流与支持。这种支持不仅仅体现在物质需求的满足上，更重要的是要给予孩子充分的情感关注、理解和鼓励。此外，家长还需要关注孩子的心理弹性培养，通过引导孩子参与一些具有挑战性的活动，锻炼青少年的意志品质和应对能力，帮助孩子学会在困境中寻找积极的解决方案。值得注意的是，家长在提供情感支持和培养心理弹性的过程中，应尊重孩子的个性和需求，避免过度干预和保护。

6. 局限性与展望

本文采用横断面设计虽然能初步揭示父母情感支持、中介变量与青少年问题行为之间的关联路径，但无法确证其因果关系。例如，青少年已有的问题行为也可能反向影响父母提供情感支持的能力和意愿。未来研究可采用纵向追踪设计或交叉滞后模型来检验变量间的因果顺序。其次，本研究主要依赖青少年自我报告的数据，可能存在共同方法偏差。未来可纳入父母报告、教师评价等多来源数据以提高效度。最后，横断面数据无法捕捉变量随时间的动态交互过程，后续研究可通过多次重复测量，深入探讨父母情感支持在青少年不同发展阶段的影响轨迹，尤其是在中国家庭文化背景下的长期效应。