1. 引言
近年来，国家高度重视学生心理健康工作，教育部等十七部门关于印发《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划（2023—2025年）》的通知1明确提出要培育学生百折不挠的意志品质。心理韧性作为个体成功应对逆境的核心能力，对农村小学生的身心发展与学业成就具有深远影响[1]。然而，农村小学生因家庭资源相对匮乏、监护缺失等问题，心理韧性水平普遍低于城镇学生[2]，农村留守儿童群体面临更高的心理风险[3]。家庭环境是儿童成长的最初场域，已有研究表明父母教养方式、亲子关系、家庭结构和陪伴频率均与儿童心理韧性密切相关[4]-[6]。但现有研究多聚焦于城市儿童或笼统的“小学生”群体，对农村小学生尤其是留守儿童的专门探讨不足，且缺乏直接转化为心理健康教育实践路径的成果。
本研究以重庆市某乡镇小学304名农村小学生为调查对象，样本校所在区县农村留守儿童约占全县未成年人总数2.02%2。采用问卷法探究家庭环境各维度与心理韧性的关系，并基于研究发现提出面向留守儿童的心理健康教育实践路径。研究目的包括：① 检验家庭环境(精神环境与物质环境)对农村小学生心理韧性的影响；② 为农村留守儿童心理健康教育实践路径提供启示。需要说明的是，本研究未单独采集留守儿童身份变量，但调研获知样本所在学校留守儿童比例常年维持在55%~60%之间，且家庭结构、父母陪伴等变量直接反映留守儿童典型家庭处境。因此，研究结论对理解农村学校留守儿童心理韧性形成机制具有重要参照价值，并为构建该群体心理健康教育实践路径提供基于实证的推论依据。
2. 文献综述
2.1. 心理韧性的概念界定与研究进展
心理韧性(psychological resilience)又称心理弹性，是积极心理学中的重要概念。学界对其定义大致分为三类：过程性观点、结果性观点和品质类观点[7]。本研究综合过程性定义与资源整合视角，将心理韧性理解为个体在面对压力或逆境时，通过调动自身心理资源与外部环境支持，实现良好适应与恢复的动态过程。它既非固定不变的人格特质，也非单一的能力指标，而是个体与环境交互作用的适应性结果[7] [8]。具体表现为自尊自信、情绪控制、目标专注、积极认知、家庭支持和人际协助等积极特征。在测量操作上，本研究采用横断问卷调查，所获心理韧性得分反映的是被试在当前阶段的心理韧性水平，即其经历动态适应过程后沉淀下来的结果状态。这一“过程–状态”的操作化区隔符合心理韧性研究领域的主流范式[9] [10]。胡月琴、甘怡群开发的青少年心理韧性量表(RSCA)已在国内广泛应用，包含上述五个维度，信效度良好[11]。
已有研究表明，小学生心理韧性普遍不足，农村小学生因资源匮乏、监护缺失等问题更为突出[2]。尔晓冉的调查发现，农村小学生的情绪控制能力尤为薄弱[1]。白慧慧等的元分析进一步指出，留守儿童心理韧性显著低于非留守儿童，家庭因素是其关键的预测变量[3]。
2.2. 家庭环境的概念与分类
家庭环境是个体成长过程中持续作用的最初场域，学界通常将其划分为物质环境与精神环境两个层面，二者相互交织、共同作用于儿童的心理适应与发展结果[12]。物质环境指家庭所提供的经济与物理条件，包括家庭经济状况、家庭结构(核心家庭、单亲家庭、隔代抚养、寄宿等)以及家庭陪伴频率；精神环境则指向家庭内部的人际互动质量与情感氛围，主要包括父母教养方式与亲子关系两个核心维度[13]。
物质环境层面，家庭经济状况在基本需求满足后对心理韧性的直接预测作用有限，而家庭结构与陪伴频率的影响更为显著[6]。家庭结构的完整性影响儿童可获得的监护资源与情感支持的稳定性；家庭陪伴频率则直接关系到儿童获得情感回应与问题解决示范的机会。精神环境层面，Baumrind提出的教养方式理论及其后续发展指出，教养行为可在“情感回应”与“行为控制”两个维度上加以区分[14]，蒋奖等修订的简式父母教养方式问卷(S-EMBU-C)进一步将中国家庭教养行为划分为拒绝、情感温暖和过度保护三个维度[13]；亲子关系则反映父母与子女之间的信任、沟通与亲密程度[15]，良好的亲子关系为儿童提供了探索外部世界的情感安全基地[16]。
物质环境与精神环境并非孤立发挥作用。家庭结构不完整可能通过减少亲子互动的时间与质量，间接削弱精神环境中的情感支持；家庭经济压力则可能加剧父母的情绪耗竭，进而诱发更多的情感拒绝或过度控制行为。因此，考察家庭环境对心理韧性的影响，需要将物质与精神两个层面纳入整合性分析框架。
2.3. 家庭环境与心理韧性的关系研究
大量实证研究证实家庭环境对儿童心理韧性具有显著影响。在教养方式层面，刘庆等发现情感温暖的教养方式与青少年心理韧性呈正相关，而过度控制和情感拒绝呈负相关[4]。在亲子关系层面，周燕指出亲子关系的质量直接影响到儿童在压力情境下能否获得及时的情感支持，进而作用于其心理韧性的发展[6]。就物质环境而言，陆洋、风笑天的研究表明家庭结构完整性与亲子关系质量密切相关，进而影响儿童的心理适应能力[5]；家庭陪伴频率也被证实是心理韧性的保护因素[3]。近年来，部分研究开始尝试将精神环境与物质环境纳入统一框架，如谭灵芝等发现家庭陪伴与教养方式对留守儿童心理韧性存在交互效应[17]，表明物质与精神环境并非彼此独立，整合性分析较单一维度分析更具解释力。
尽管已有研究取得丰富成果，但仍存在以下不足：第一，研究对象多集中于城市儿童或笼统的“小学生”群体，对农村小学生尤其是留守儿童的专门探讨较少；第二，从家庭环境内部诸因素(情感温暖、过度控制、亲子关系、家庭结构、陪伴频率)系统考察其对心理韧性影响的研究仍不多见；第三，现有研究大多停留在影响因素分析层面，缺乏将研究发现转化为可操作的心理健康教育实践路径的成果。基于此，本研究聚焦于农村小学生，系统检验家庭环境各维度对心理韧性的影响，并尝试提出面向留守儿童的心理健康教育实践路径。
3. 研究方法
3.1. 调查对象
采用整群抽样，选取重庆市彭水县某乡镇中心小学三至六年级学生为调查对象，遵循自愿参与的原则，共发放问卷304份，回收有效问卷286份，有效回收率为94%。其中男生137人(47.9%)，女生149人(52.1%)；三年级55人，四年级72人，五年级81人，六年级78人。根据学校统计，本次调查样本中父母双方或一方长期外出务工的学生约占58%。
3.2. 研究工具
采用胡月琴、甘怡群编制的青少年心理韧性量表(RSCA) [11]，包含目标专注、情绪控制、积极认知、家庭支持、人际协助五个维度，共27题，五级计分，得分越高表示心理韧性水平越高。该问卷的内部一致性系数达到0.762，以国内外积极心理学广泛使用的心理韧性量表(RS)为关联效标，效标关联效度为0.530和0.490。本次研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.820。因子模型中，各题项在标准化因子载荷上均大于0.400，p值均小于0.05；各潜变量的AVE值在0.443到0.552之间，CR值均在0.700以上，具有良好的收敛效度。模型拟合指标良好(χ2/df = 2.084, RMSEA = 0.062, CFI = 0.913, IFI = 0.914)，具有良好的结构效度。
家庭环境测量包含物质环境与精神环境两个层面。精神环境部分采用蒋奖等修订的简式父母教养方式问卷(S-EMBU-C) [13]和Armsden和Greenberg (1987)编制[15]、宋海荣(2004)修订的中文版父母同伴依恋问卷(IPPA) [18]。S-EMBU-C共21题，分为拒绝、情感温暖和过度保护三个维度，采用五级计分，得分越高表示该维度特征越明显。本次研究中三个维度的Cronbach’s α系数分别为0.887、0.885、0.801，总体为0.820，信度良好。IPPA中文修订版共25题，测量亲子之间的信任、沟通与亲密程度，采用五级计分，得分越高代表亲子依恋质量越高。本次研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.955。同时，家庭精神环境量表总体Cronbach’s α系数为0.843，具有良好的可靠性。因子模型中，各题项在标准化因子载荷上基本大于0.400，p值均小于0.05；各潜变量的AVE值在0.502到0.616之间，CR值均在0.700以上，具有良好的收敛效度。模型拟合指标良好(χ2/df = 2.269, RMSEA = 0.067, CFI = 0.902, IFI = 0.902)，具有良好的结构效度。
物质环境部分采用自编题项，分别测量家庭收入(“您的家庭每月收入大概是多少”，选项从“3000元以下”至“12,000元以上”共五档)、家庭结构(“与父母一起生活”“与其中一方一起生活”“寄宿”等五类)和家庭陪伴频率(“总是”“经常”“很少”“偶尔”“从不”五档)。自编题项不涉及信效度计算，直接进行频数统计。
3.3. 统计方法
采用SPSS 26.0进行数据分析。分别采用皮尔逊相关分析和斯皮尔曼等级相关分析考察家庭精神环境和家庭物质环境与心理韧性的相关关系；通过单因素方差分析检验家庭结构与心理韧性的关系。为控制各变量间的混杂效应，采用分层回归分析逐层纳入精神环境变量和物质环境变量检验家庭环境各维度对心理韧性的预测作用，各层均采用强制进入法。
4. 结果
采用Harman单因子检验共同方法偏差，未旋转后第一因子解释变异量为36.406%，低于40%的临界值，且共析出20个特征根大于1的公因子，表明不存在显著的共同方法偏差。
4.1. 农村小学生心理韧性和家庭环境的现状
如表1所示，农村小学生心理韧性总均分为3.37，处于中等偏上水平，其中情绪控制维度得分最低，家庭支持维度次之，提示情绪调节能力和家庭支持是薄弱环节。家庭精神环境中，情感温暖得分最高，但拒绝和过度保护仍有一定比例，说明忽视型、控制型的教养方式也同样被家长采用；亲子关系均分为3.46，可见农村小学生父母与子女之间建立了相对融洽的良性亲子关系，但同样有待进一步提升。家庭物质环境方面，“6000元到9000元”之间的中等收入家庭占比最大，约为36.71%；“与父母共同生活”的农村小学生约占62.94%，呈现有利于儿童成长的良性家庭结构，但其他非核心家庭结构占比仍近四成，并非个例；逾七成小学生表示有家人“经常”“总是”陪伴，说明家庭成员能提供儿童较多陪伴感。
Table 1. Descriptive statistics of psychological resilience and family environment among rural primary school students (N = 286)
表1. 农村小学生心理韧性和家庭环境基本情况(N = 286)
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M ± D |
|
|
项目 |
N (%) |
心理韧性 |
3.37 ± 0.62 |
|
家庭收入 |
3000元以下 |
15 (5.24%) |
目标专注 |
3.69 ± 0.69 |
|
|
3000元到6000元 |
94 (32.95%) |
情绪控制 |
2.83 ± 0.82 |
|
|
6000元到9000元 |
105 (36.71%) |
积极认知 |
3.89 ± 0.69 |
|
|
9000元到12,000元 |
37 (12.95%) |
家庭支持 |
3.44 ± 0.87 |
|
|
12,000元以上 |
35 (12.24%) |
人际协助 |
3.25 ± 0.84 |
|
家庭结构 |
从不一起生活(没有父母) |
1 (0.35%) |
父母教养方式 |
3.00 ± 0.40 |
|
|
寄宿 |
27 (9.44%) |
拒绝 |
2.23 ± 0.93 |
|
|
有父母和其他人一起生活 |
41 (14.34%) |
情感温暖 |
3.76 ± 0.77 |
|
|
与其中一方一起生活 |
37 (12.94%) |
过度保护 |
2.92 ± 0.71 |
|
|
与父母一起生活 |
180 (62.94%) |
亲子关系 |
3.46 ± 0.76 |
|
家庭陪伴 |
从无 |
0 (0.00%) |
|
|
|
|
偶尔 |
21 (7.34%) |
|
|
|
|
很少 |
62 (21.68%) |
|
|
|
|
经常 |
103 (36.01%) |
|
|
|
|
总是 |
100 (34.97%) |
通过人口统计学变量差异检验发现，除积极认知维度上男生分数显著高于女生外(t(286) = 2.899, p = 0.004)，其余各维度及心理韧性总分均不存在显著的性别差异。对于不同性别的农村小学生，父母采用的教养方式、形成的亲子关系也均不存在显著差异。年级因素方面，高年级农村小学生的“情绪控制”和“人际协助”显著低于三年级学生(F情(286) = 3.589, p = 0.014; F人(286) = 5.587, p = 0.001)。事后多重检验得知，五年级学生的情绪控制分数最低，三年级和六年级学生获得的人际协助高于四、五年级学生。对于家庭环境而言，仅拒绝维度存在显著的年级差异，与三年级学生相比，四至六年级学生更容易接收到否定信息，产生受拒感(F(286) = 3.310, p = 0.026)。
4.2. 农村小学生心理韧性与家庭环境的关系
相关分析表明，家庭精神环境中情感温暖、亲子关系与心理韧性呈显著正相关，而拒绝、过度保护则与心理韧性呈显著负相关。家庭物质环境中，家庭收入和家庭陪伴均与心理韧性显著正相关。结果如表2所示。将家庭结构中“从不一起生活”的孤例数据并入“寄宿”类别后进行单因素方差分析，发现不同类型家庭结构对农村小学生心理韧性产生显著影响(F(285) = 14.525, p = 0.000)。其中，“与父母一起生活”学生心理韧性水平显著高于“有父母但常和其他亲人一起生活”及“与父母其中一方一起生活”的学生，与“寄宿/无父母”学生的心理韧性水平则相当接近；“常和其他亲人一起生活”的学生心理韧性水平最低，与其他所有家庭结构类型学生的心理韧性水平均存在显著差异。
Table 2. Correlations between psychological resilience and family environment among rural primary school students (N = 286)
表2. 农村小学生心理韧性与家庭环境的相关(N = 286)
|
心理韧性 |
拒绝 |
情感温暖 |
过度保护 |
亲子关系 |
家庭收入 |
家庭陪伴 |
心理韧性 |
1 |
|
|
|
|
|
|
拒绝 |
−0.631*** |
1 |
|
|
|
|
|
情感温暖 |
0.723*** |
−0.631*** |
1 |
|
|
|
|
过度保护 |
−0.598*** |
0.698*** |
−0.450*** |
1 |
|
|
|
亲子关系 |
0.796*** |
−0.712*** |
0.836*** |
−0.645*** |
1 |
|
|
家庭收入 |
0.221** |
−0.257*** |
0.180** |
−0.189** |
0.226*** |
1 |
|
家庭陪伴 |
0.513*** |
−0.514*** |
0.570*** |
−0.458*** |
0.638*** |
0.190** |
1 |
注：**p < 0.01，***p < 0.001。
Table 3. Hierarchical regression analysis of family environment dimensions on psychological resilience (N = 286)
表3. 家庭环境各维度对心理韧性的分层回归结果(N = 286)
变量 |
模型1 |
模型2 |
变量 |
模型1 |
模型2 |
第一层：精神环境 |
第二层：物质环境 |
拒绝 |
−0.032 |
−0.016 |
家庭收入 |
_ |
0.059 |
情感温暖 |
0.236*** |
0.236*** |
家庭结构(与一方生活) |
_ |
0.078* |
过度保护 |
−0.167** |
−0.173** |
家庭结构(与他人生活) |
_ |
0.020 |
亲子关系 |
0.468*** |
0.455*** |
家庭结构(寄宿/无父母) |
_ |
0.067 |
|
|
|
家庭陪伴 |
_ |
0.042 |
模型拟合指标 |
R² |
|
|
|
0.663 |
0.673 |
调整后 R² |
|
|
|
0.658 |
0.663 |
ΔR² |
|
|
|
_ |
0.010 |
F值 |
|
|
|
138.285*** |
63.195*** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
采用分层回归分析检验家庭环境各维度对心理韧性的预测作用，以心理韧性总分为因变量。精神环境反映家庭关系互动质量，物质环境提供外部条件，故将精神环境作为自变量第一层，纳入拒绝、情感温暖、过度保护和亲子关系；物质环境作为自变量第二层，纳入家庭收入、家庭陪伴及以核心家庭为参照组的家庭结构虚拟变量。对模型进行多重共线性诊断，模型1中各预测变量的VIF介于2.349至5.589之间(容差0.179~0.426)，模型2中VIF介于1.092至5.589之间(容差0.179~0.916)，均低于临界值10，表明不存在严重的多重共线性问题。结果如表3所示。
模型1显示，亲子关系(β = 0.468, p = 0.000)和情感温暖(β = 0.236, p = 0.000)显著正向预测心理韧性，过度保护(β = −0.167, p = 0.002)显著负向预测，拒绝的预测作用不显著(β = −0.032, p = 0.568)。模型2在纳入家庭物质环境变量后，R2增加至0.673，ΔR2仅为0.010，表明物质环境在精神环境的基础上对心理韧性的增量解释力有限。具体来看，仅“与一方生活”的回归系数达到显著水平(β = 0.078, p = 0.037)，表明与核心家庭相比，单亲家庭儿童的心理韧性水平略高；家庭收入、家庭陪伴、隔代或亲戚抚养及寄宿状态的预测作用均未达到显著水平(p > 0.05)。
5. 讨论
本研究的核心发现，涉及家庭精神环境的解释力、物质环境的增量贡献，以及家庭结构的特殊效应等几个方面。
5.1. 核心发现总结
第一，家庭精神环境是农村小学生心理韧性的主要影响来源。仅纳入精神环境变量即可解释心理韧性66.3%的变异(R2 = 0.663, F = 138.285, p = 0.001)。其中，亲子关系和情感温暖是最强的两个预测因子，过度保护显著负向预测，而拒绝的独立效应不显著。这一结果表明，家庭心理韧性培育的核心在于亲子互动的质量，即儿童能否感知到监护者的情感接纳与理解，能否在压力情境中获得有效的沟通支持，远比家庭是否具备某些外在特征更为关键。
第二，家庭物质环境对农村小学生心理韧性影响的增量解释力极为有限。分层回归结果显示，精神环境对心理韧性的解释量远高于物质环境的增量贡献，表明家庭环境对心理韧性的影响主要通过亲子互动质量与教养方式实现，家庭物质条件本身并不直接决定儿童的心理韧性水平。具体而言，家庭收入(β = 0.059, p = 0.099)、家庭陪伴(β = 0.042, p = 0.368)、隔代或亲戚抚养(β = 0.020, p = 0.630)和寄宿状态(β = 0.067, p=0.070)均未达到显著水平。家庭陪伴频率未进入显著预测模型，可能与其跟亲子关系之间存在高度重叠有关(r = 0.638)，当亲子关系变量被纳入模型后，家庭陪伴的独立效应被稀释。这进一步支持了本研究将物质与精神环境区分的理论框架，即陪伴本身不是关键，陪伴过程中的情感质量才是核心。此外，多重共线性诊断显示各预测变量的VIF值均低于临界值10，说明精神环境各维度之间虽有一定程度的相关，但未严重到影响回归系数的稳定性。
第三，“与父母其中一方生活”呈现显著正向效应(β = 0.078, p = 0.037)，即单亲家庭儿童心理韧性得分更高。这一发现与“家庭结构越完整则心理发展越好”的简化假设不完全一致。但存在几种可能的解释。其一，单亲家庭的监护者可能因补偿心理而更加关注子女的情感需求，在有限的亲子互动中投入更高的情感质量，从而抵消了家庭结构不完整可能带来的负面影响。其二，与父母一方生活的儿童在经历家庭结构变动后，可能更早承担家庭责任、锻炼问题解决能力，进而形成更强的独立性与自我效能感。其三，这类儿童亦可能通过强化同伴关系、师生关系等非家庭支持网络实现情感补偿，而本研究“隔代或亲戚抚养”和“寄宿状态”均未负向预测心理韧性的发现，也从侧面支持了替代性支持系统可弥补家庭结构不足的观点。Masten的“普通魔法”理论指出，心理韧性并非源于特殊禀赋，而是个体在调动内外部保护性资源中形成的适应能力[10]，这一理论框架可用于理解上述解释路径。部分实证研究也发现，单亲家庭儿童在自我效能感、独立性和社会支持寻求方面可能表现出一定优势[19]。上述解释仍需要更多实证证据加以检验。需要特别指出的是，本研究中“与父母其中一方生活”的样本仅37人，效应量较小，此探索性发现不宜过度推广，后续研究应扩大单亲家庭样本量以进一步验证该结果的稳健性。
5.2. 对留守儿童心理健康教育的启示
综合上述发现，本研究推断，对于留守儿童占比较高的农村小学生群体，以下四点教育启示具有合理的推论基础。需要说明的是，这些启示基于横断调查数据提出，其有效性仍需后续干预研究的追踪验证。
第一，留守干预的重点应从“补偿陪伴时长”转向“提升互动质量”。本研究发现，在精神环境被控制后，家庭陪伴频率的独立预测作用不显著，而亲子关系的解释力最强。这意味着，留守儿童教育干预中常见的增加通话频次、延长视频时间等策略，若缺乏情感质量的支撑，其心理增益效应可能有限。对留守儿童而言，父母外出的结构性困境无法在短期内改变，可改变的是远程互动中传递的情感内容，比如多听情绪、共情感受，少问成绩、仅提要求。因此，家庭教育指导应着力于提升外出务工家长的情感沟通能力，而非简单要求多打电话。
第二，替代性监护关系可以部分补偿父母缺席的情感缺失。本研究发现，隔代或亲戚抚养和寄宿状态均未显著负向预测心理韧性，说明在控制精神环境变量后，父母、祖辈或学校等监护者的身份本身并不决定心理韧性水平。对于父母双方均外出的留守儿童，若祖辈或学校监护者能够提供稳定的情感支持、建立可预期的日常关怀，其心理韧性仍可能得到有效发展。这一发现提示，学校在构建留守儿童支持体系时，不应将干预资源仅投向“让父母回归”，而应同时着力于提升替代性监护者的情感养育意识和能力，包括培训祖辈监护人的沟通技巧、强化寄宿制学校教师的情感陪伴功能等。
第三，物质环境的改善需与精神环境干预同步推进。本研究中，物质环境的增量贡献仅为1.0%，家庭收入的独立效应亦不显著。这并不意味着物质条件不重要，而是提示单纯的经济援助或硬件改善难以直接转化为儿童心理韧性的提升。在留守儿童关爱保护工作中，物质帮扶与心理支持往往是分属不同部门的不同项目，缺乏协同。本研究结果提示，两类干预应整合推进，物质支持的传递过程本身可以成为情感连接的契机，使经济援助承载心理关怀的功能。
第四，心理韧性的培育应同时关注儿童内部资源的激活与外部支持的构建。本研究的回归模型主要考察了外部环境因素的预测作用，但心理韧性的形成还依赖于个体自身的认知评价、自我效能感和归因方式等内部因素。对留守儿童而言，外部支持的最终效果，需经由儿童自身的接纳与内化才能发挥作用。因此，教育干预不应仅停留在“提供支持”层面，还应帮助留守儿童发展积极的自我认知，引导其理解家庭处境并非个人失败，培养其主动寻求帮助和解决问题的自主意识。
6. 农村留守儿童心理健康教育的实践路径构建
基于上述四点启示，从学校、家庭、教师、儿童自身及社会支持五个维度，提出以下实践路径。
第一，学校应建立以情感质量为核心的留守儿童家庭教育指导机制。针对外出务工家长与子女沟通“重频次轻质量”的问题，学校每学期应至少组织一次面向外出务工家长的“远程亲子沟通”专题培训，内容聚焦于如何倾听子女情绪、如何表达关心而非仅询问成绩、如何在通话中传递肯定与鼓励。同时，可设计“亲子对话主题卡”定期发送给家长，提供具体可操作的沟通话题，引导通话从程式化问答走向情感交流。此项工作的关键在于将指导对象从在家的监护人扩展至外出务工的父母，而后者在以往学校工作中往往被忽视。
第二，学校应构建替代性监护支持网络，弥补留守儿童家庭情感支持的不足。对于父母双方均外出的留守儿童，学校应建立“代理家长”制度，由班主任或科任教师担任固定联系人，每周至少进行一次一对一情感交流，重点关注其情绪波动与同伴关系。对于由祖辈监护的留守儿童，学校每学期应至少举办两次“隔代养育能力提升”工作坊，内容涵盖儿童心理发展特点、共情沟通技巧、情绪异常信号的识别等。对于寄宿制学校留守儿童，学校应强化生活教师的情感陪伴功能，将晚间活动时间纳入制度化安排，使寄宿环境具备可预期的情感安全感。此外，学校应建立留守儿童心理档案，每学期初使用标准化量表进行心理韧性筛查，对得分偏低的群体制定个别化支持计划，并与班主任、监护人共享必要信息，同时注意隐私保护。
第三，教师应在日常教育教学中系统渗透心理韧性培育。拒绝与过度保护的负向预测效应提示教师需审视自身的评价语言与互动方式，避免使用贬低、控制性的表达，推广共情沟通原则。同时，学校可结合心理健康教育课程，开展团体认知行为干预。例如，通过“优点轰炸”“逆境故事分享”等团体活动，帮助留守儿童识别自身的保护性资源；将心理韧性培育融入语文、道德与法治等学科教学，利用榜样故事、角色扮演等方式传递积极应对策略。
第四，引导留守儿童发展积极的自我认知与求助意识。学校应通过心理健康教育课或主题班会，帮助留守儿童理解家庭处境并非个人选择，其在困境中逐渐形成的独立性和问题解决能力本身就是心理韧性的重要体现。通过成长叙事分享、自我效能感提升训练等活动，鼓励留守儿童正视现实、悦纳自我，发展主动寻求帮助和解决问题的意识。这一点是对“儿童主体性”的回应，外部支持的最终效果，取决于儿童自身的接纳与内化。
第五，整合政府、社区与社会组织的资源，形成留守儿童心理健康支持网络。物质环境增量贡献有限的结果提示，单纯的经济援助不足以提升心理韧性。教育行政部门应将留守儿童心理健康服务纳入学校年度考核指标，使物质帮扶与心理支持在同一框架下协同推进。社会组织在设计和实施公益项目时，应将物资援助与心理陪伴模块有机结合，并在项目中纳入针对祖辈监护人和代理监护人的家庭教育指导内容。同时，社区应建立留守儿童动态信息台账，与学校定期交换数据，确保对心理韧性风险较高的儿童实现“发现–评估–干预–追踪”的闭环管理。
7. 结语与局限
本研究通过分层回归分析揭示了家庭环境各维度对农村小学生心理韧性的差异化影响模式。精神环境，尤其是亲子关系和情感温暖是心理韧性的主要解释来源；物质环境的增量贡献极为有限，家庭收入、家庭陪伴及隔代或亲戚抚养、寄宿状态的独立预测作用均未达到显著水平。基于上述发现，结合留守儿童家庭特征，本研究从提升远程互动质量、构建替代性监护网络、整合物质帮扶与心理支持、激活儿童内部资源及完善社会支持体系五个维度提出了实践路径，为农村学校构建留守儿童心理健康教育体系提供了实证依据和方向指引。
研究尚存在以下局限。第一，未直接采集留守儿童身份变量，样本中留守儿童比例为估算值，因此结论为推论性而非直接证明。未来研究应在问卷中设置留守儿童身份题项，进行留守儿童与非留守儿童的对比分析，以验证本研究发现是否具有群体特异性。第二，本研究为横断面调查，回归分析揭示的是相关关系而非因果关系，心理韧性各影响因子之间的作用方向仍需通过纵向追踪或干预研究加以确认。后续研究可在此基础上设计针对性的心理韧性干预方案，通过前后测对比验证因果路径，并进一步检验本研究提出的五条实践路径的有效性。尤其应重视对干预措施效果的追踪评估，通过长期纵向数据积累，厘清不同干预要素的相对贡献及其作用条件。
基金项目
2024年重庆市教育委员会人文社会科学研究“重庆市农村学校留守儿童心理健康教育的实践路径构建研究”一般项目(24SKGH311)。
NOTES
*通讯作者。
1https://www.gov.cn/zhengce/zhengceku/202305/content_6857361.htm
2https://baijiahao.baidu.com/s?id=1749784081835463390&wfr=spider&for=pc