李蓓蕾 徐萍萍 张莉莉 高 婷 邓林园

(1.北京师范大学 教育学部，北京 100875；2.中国人民大学 教育学院，北京 100872)

一、前 言

世界卫生组织于2020年1月30日将新型冠状病毒疫情(COVID-19)列为国际关注的突发公共卫生事件。[1]疫情背景下，我国各地开展“停课不停学”，通过网络授课模式进行教学，学生由学校学习转变为家庭学习，其学习环境和方式发生了巨大变化。已有研究表明，学生的学习适应性不仅对其学业成就具有影响[2-3]，而且与其抑郁等身心症状显著相关[4]。因此，考察学生居家学习期间的学习适应状况及其相关因素可以为学校在疫情期间有效应对教学挑战、保持学生身心健康提供科学依据。除疫情期间之外，有些学生由于身体或其他原因也可能发生被迫居家学习的情况，因此对此问题的考察也是对传统上学生在校学习适应问题研究的有效补充。

虽然已有大量文献对正常学校学习期间亲子关系与学生学校学习适应的关系进行了考察[5-8]，但是关于疫情前亲子关系与特殊时期学生家庭学习适应的关系仍缺乏探讨。新冠疫情来得猝不及防，学生居家学习期间与父母的接触时间剧增，在尚未与父母在新情境下建立良好互动的过渡时期，原有亲子关系质量极大地影响着学生在疫情期间的各方面发展。有大量案例表明[9-11]，对于亲子关系不良的学生而言，疫情前于学校学习期间可以通过回避与父母的不必要接触、避免矛盾和争吵从而维持其身心适应性，但是在疫情居家隔离期间，他们与父母的接触则变得避无可避，双方矛盾激增又无法找到适宜的解决方法，由此导致学生产生抑郁、焦虑等情绪乃至发生自杀行为。因此可以推测，疫情前的亲子关系会极大地影响学生疫情期间的家庭学习适应。此外，亲子亲密性与冲突性是亲子关系的两个重要维度[12-13]，其对学生的家庭学习适应可能存在不同影响，因此本研究的第一个问题为：疫情前亲子关系的亲密性和冲突性何者对于疫情期间学生家庭学习适应的预测作用显著更高？

情绪弹性是心理弹性的重要组成部分，是人们日常生活中普遍存在的一种情绪能力[14-15]，指个体在面对消极情境时产生积极情绪以及从消极情绪中快速恢复的能力[16]。在亲子关系对学生学习适应发挥作用的过程中，学生的情绪弹性是不可忽视的因素之一。已有研究表明，一方面，对亲子关系有积极认知的孩子，他们在家庭环境中感受到温暖、关心和支持，父母对其情绪问题的反应性更高更及时，孩子的情绪弹性发展水平也更高[17-18]；另一方面，在亲子关系良好的家庭中，家庭成员以开放、协作的方式进行沟通，能帮助孩子更好地应对困难与压力事件，因此亲子关系良好的学生更容易从消极情绪中恢复，即情绪弹性更高[19]。此外，由于情绪弹性较高个体在压力情境中会积极调整情绪，努力应对消极事件，其所感知到的压力较低[20]，而压力感受较低的学生对学业适应水平较好[21]，因此情绪弹性较高个体对学校适应水平也较好[17][22]。基于以上论述，本研究认为，情绪弹性作为个体在发展过程中受外部环境影响逐渐获得的重要心理发展资源之一[23]，其非常可能在亲子关系与学校学习适应之间起中介作用。将此关系推论到学生疫情期间的家庭学习适应上，由此产生本研究的第二个问题：疫情前亲子关系是否可以通过学生情绪弹性的中介作用进而影响疫情期间的家庭学习适应？

尽管家庭对学生疫情期间的家庭学习适应具直接影响，但学校和教师相关因素仍可能在其中发挥重要作用。究其原因，首先，虽然学生在疫情期间是居家学习，但是其日程总体上是由学校安排的，并不由家庭和学生自主决定，因此学校教师在很大程度上仍然主导着学生的家庭学习过程。其次，根据生态系统模型，具有不同个人特质的发展中个体不仅会受到家庭、学校等环境变量的单独影响，还会受到不同变量之间的交互影响[24-25]。比如，已有研究发现[26-28]，积极的师生关系可以调节父母冲突对青少年的不良影响，增进其亲社会行为和减少其反社会行为[29]，降低其发生抑郁的风险[30]。此外，还有研究发现，良好的师生关系能缓冲个体的不良特质导致的情绪行为问题[31-33]，比如在那些努力控制程度较低的个体中，师生关系较好的那部分学生会感受到更为和谐的学校氛围与和睦的同伴关系，较少地面临高水平内化和外化问题的风险[32]。基于上述证据可以推测，师生关系和亲子关系以及个体情绪弹性对于学生在疫情期间的家庭学习适应均可能存在交互作用。换而言之，即在师生关系质量高低不同的学生群体中，疫情前亲子关系通过提升或降低个体情绪弹性水平进而影响其疫情期间家庭学习适应的作用是不同的。因此，本研究的第三个问题为：疫情前师生关系是否对情绪弹性在亲子关系和疫情期间家庭学习适应之间的中介作用具调节效应？

总之，本研究拟在考察初中生疫情前亲子关系、师生关系和情绪弹性及疫情期间家庭学习适应的基础上，比较亲子关系的亲密性和冲突性对学生家庭学习适应的作用及其相对重要性，并探讨学生情绪弹性在亲子关系和家庭学习适应之间的中介作用以及师生关系对此的调节效应。对此问题的探讨，不仅在理论上有助于深入理解个体的亲子关系和师生关系这两种重要的外部人际关系特征和个体情绪弹性这一重要内部特质的相互作用对其特殊时期身心适应的影响机制，而且在实践上可以帮助学校在学生发生居家学习情况下前瞻性地根据其前期亲子关系、师生关系和情绪弹性特点筛选出需要重点关注的个案，对这些学生进行针对性的指导和干预，以更好地帮助和支持这些学生后期的家庭学习适应。

二、方 法

(一)被试

本研究采用整群方便抽样法，对北京市两所学校初一至初三的716名初中生进行短期追踪问卷调查。2019年11月(T1)进行第一次数据收集，共694名学生参与。2020年4月初北京新冠疫情爆发、学生居家学习初期(T2)进行第二次数据收集，共689名学生参与，流失学生人数5人，样本流失率约为1%。样本流失的主要原因在于学生转学或在规定时间内没有按时自愿完成调查问卷。按照一定规则剔除无效问卷(问卷中某一变量的遗漏项目达50%以上为不认真作答，所有选项选择数字相同为规律性作答)，剔除不认真作答与规律性作答问卷后，有效问卷607份，问卷有效率为84.78%。其中初一有效被试为252人，男生125人(49.6%)，女生127人(50.4%)，初二有效被试204人，男生99人(48.5%)，女生105人(51.5%)，初三有效被试151人，男生83人(55.0%)，女生68人(45.0%)。

(二)工具

1.亲子关系量表

采用Pianta等编制[34]、邓小平修订[35]的亲子关系量表缩减版(Child-Parent Relationship Scale Short-Form)。量表共15个条目，包括亲密性和冲突性两个维度，采用Likert五点计分法(从1到5分别为从“完全不符合”到“完全符合”)，相应条目的平均分代表被试的亲子亲密性或冲突性水平，得分越高表示亲密性越强或者冲突性越高。本研究中亲子亲密性和冲突性两个分维度的Cronbach’s ɑ系数分别为0.85和 0.83，验证性因子分析表明量表的结构效度达到可接受水平(χ2/df=3.32，RMSEA=0.06，SRMR=0.04，CFI=0.94，TLI=0.92)。

2.青少年情绪弹性问卷

采用我国学者[36]根据Davidson等人[16]对情绪弹性的定义编制的青少年情绪弹性问卷。问卷共11个条目，包括积极情绪能力和情绪恢复能力两个维度，采用Likert五点计分法(从1到5分别为从“完全不符合”到“完全符合”)，总分越高表示个体的情绪弹性越强。本研究中总量表的Cronbach’s ɑ系数为0.85，积极情绪能力和情绪恢复能力两个分维度的Cronbach’s ɑ系数分别为0.83和0.79，验证性因子分析表明量表的结构效度达到可接受水平(χ2/df=4.39，RMSEA=0.07，SRMR=0.06，CFI=0.95，TLI=0.93)。

3.家庭学习适应量表

参照江光荣[37]编制的《中国中小学生学校适应成套量表(初中版)》自编家庭学习适应量表。最后的正式量表共有32个条目，包括学业适应、社会适应、情绪适应以及生活适应四个维度，采用Likert五点计分法(从1到5分别为从“完全不符合”到“完全符合”)，总分越高表明学生的家庭学习适应情况越好。本研究中总量表的Cronbach’s ɑ系数为0.94，学业适应、社会适应、情绪适应和生活适应等分维度的Cronbach’s ɑ系数分别为0.83、0.91、0.73和0.78，验证性因子分析表明量表的结构效度达到可接受水平(χ2/df=2.75，RMSEA=0.05，SRMR=0.05，CFI=0.93，TLI=0.92)。

4.师生关系量表

采用Bear等[38]编制、谢家树等[39]修订的特拉华学校氛围量表(学生卷)中的师生关系维度的分量表。该分量表共4个条目，评估学生感知的老师与学生间互动的质量，采用四点计分(从1到4分别为从“十分不同意”到“十分同意”)，得分越高说明师生关系越好。师生关系分量表在本研究中的Cronbach’s ɑ系数为0.89。

(三)过程

本研究共包括两次测查，每次测查之前都会由学校书面告知所有家长和学生，由家长和学生自愿参与及填写。T1的线下问卷调查分为学生和家长两部分。学生部分以班级为单位进行集体施测，由经过严格培训的心理学专业研究生作为主试，在学校指定时间到各个班级指导学生完成问卷填写，时间大约为30分钟，学生作答结束后，由主试当场收回。随后，主试将装好信封的家长问卷留给班主任，由每个班级的班主任发放给班内学生带给家长作答，让作为主要照料者的父母其中一方进行填写并密封好由学生带回，在一周内回收完毕。T2的测查采用在线网络问卷的形式，由各班班主任将问卷星链接发放到班级群里，学生可在电脑端或手机端自主完成家庭学习适应问卷，进入问卷系统前会出现指导语，说明测查的目的、答题方式、注意事项等，每份问卷的作答时间不超过15分钟。

本研究数据分析分四步进行，首先对变量进行描述性统计并计算变量之间相关系数；其次，在控制学生性别、年级和母亲受教育程度后进行T1亲子关系和情绪弹性对T2家庭学习适应的回归分析，并考察亲密性和冲突性的预测系数差异显著性；再次，建构T1情绪弹性在亲子亲密性及冲突性和T2家庭学习适应之间的中介模型；最后，在中介模型成立的基础上纳入T1师生关系考察其对情绪弹性中介作用的调节效应。使用SPSS 25.0进行数据录入、清理与描述性统计及相关分析，采用Mplus7.4进行分层回归和比较回归系数差异显著性，并建构中介模型和有调节的中介模型，使用极大似然法处理缺失值。

三、结 果

(一)共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法，对所有测量项目进行未旋转的主成分因素分析。结果显示，共有12个因子的特征根值大于1，其中第一个因子解释的变异量为22.23%，小于40%的临界标准，表明本研究不存在显著的共同方法偏差问题[40]。

(二)T1亲子关系、情绪弹性、师生关系和T2家庭学习适应的描述性统计与相关分析

对初中生的疫情前亲子关系、情绪弹性、师生关系与疫情期间的家庭学习适应及其各维度进行描述性统计与Pearson相关分析，结果发现各变量之间均显著相关(见表1)。

表1 亲子关系、情绪弹性、师生关系和家庭学习适应的描述性统计及相关分析

(三)T1亲子关系和情绪弹性对T2家庭学习适应的分层回归分析

控制初中生的性别(作为虚拟变量，女生为0，男生为1)、年级和母亲受教育程度，考察T1亲子亲密性及冲突性、情绪弹性对T2家庭学习适应的预测作用。采用分层回归方法(见表2)，第一步采用Enter方法纳入性别、年级和母亲受教育程度，第二步采用Stepwise方法纳入亲子亲密性、冲突性和情绪弹性。结果发现，T1亲子亲密性(β=0.18，p<0.001)、情绪弹性(β=0.24，p<0.001)、亲子冲突性(β= -0.14，p<0.01)均能显著预测T2家庭学习适应，三者共同解释家庭学习适应方差总变异的14.6%(p<0.001)。对初中生亲子关系两个维度的回归系数的差异检验显示，T1亲子亲密性对初中生T2家庭学习适应的回归系数显著高于冲突性(Wald test:χ2(1)=49.59，p<0.001)。

表2 初中生亲子关系与情绪弹性对家庭学习适应的分层回归分析

(四)T1情绪弹性在亲子亲密性及冲突性和T2家庭学习适应之间的中介作用

在控制年级、性别和母亲受教育程度的情况下，建构初中生T1亲子亲密性和冲突性通过情绪弹性对T2家庭学习适应的中介效应模型，结果发现，模型各项指标拟合良好(χ2/df=2.54，RMSEA=0.05，SRMR=0.03，CFI=0.97，TLI=0.95)。路径分析表明(见图1)，T1情绪弹性在亲子亲密性和T2家庭学习适应之间起部分中介作用，中介效应占总效应的13.16%；T1情绪弹性在亲子冲突性和T2家庭学习适应之间没有中介作用。

图1 T1情绪弹性在亲子关系和T2家庭学习适应之间的中介作用

(五)T1师生关系对情绪弹性在亲子关系和家庭学习适应之间中介作用的调节效应

在上述中介模型的基础上，建构T1师生关系对情绪弹性中介作用的调节模型。以亲子亲密性、亲子冲突性为自变量，家庭学习适应为因变量，情绪弹性为中介变量，师生关系作为亲子亲密性、情绪弹性和家庭学习适应两两之间关系的调节变量，采用Mplus中的bootstrap程序重复抽样2 000次，计算95%的置信区间进行调节效应显著性检验(见图2)。结果发现，模型拟合良好(χ2/df=3.38，RMSEA=0.07，SRMR=0.05，CFI=0.94，TLI=0.91)，此时情绪弹性的中介效应值为25%，师生关系在T1情绪弹性对T2家庭学习适应的影响上具有调节效应，在其他路径上不具有调节作用。

图2 师生关系对情绪弹性中介作用的调节效应

进行简单斜率检验以进一步揭示师生关系调节效应的方向。按照师生关系均数上下1个标准差的标准将学生进行分组，并根据回归方程标准化取值绘制简单效应分析图(如图3)。结果发现，随着T1师生关系水平的增高，情绪弹性对T2家庭学习适应的正向预测作用降低(由β=0.32,p<0.01减弱为β=0.12,p<0.05)。结果说明，当T1师生关系水平较高时，初中生情绪弹性与其T2家庭学习适应的联系较弱，即学生疫情期间居家学习受其疫情前情绪弹性水平的影响较小；当T1师生关系水平较低时，初中生情绪弹性与其T2家庭学习适应的联系较强，即学生疫情期间居家学习受到疫情前情绪弹性水平的较大制约。换而言之，疫情前良好的师生关系可以对那些因亲子亲密性不足而情绪弹性较低学生的家庭学习适应起到更大保护作用。

图3 T1高低师生关系组的情绪弹性与T2家庭学习适应之间的关系

四、讨 论

(一)初中生疫情前亲子亲密性和冲突性对疫情期间家庭学习适应的相对作用

本研究发现，疫情前亲子亲密性和冲突性均对疫情期间学生家庭学习适应有显著影响，且亲密性对家庭学习适应的预测作用显著高于冲突性。一方面，此结果证明学生的家庭学习与在校学习一样，亲子关系较好的青少年可以得到家庭较多支持[41]，拥有更多支持性亲子互动[42]，因此学习适应性更好；而亲子关系不良青少年可能具有较多焦虑等消极情绪反应[43]，学习心理资本水平较低[44]，因此难以应对学习上的挑战。另一方面，本研究结果还证明，为了促进初中生的家庭学习适应，提升亲子亲密性比减少亲子冲突性更为重要。为了应对疫情期间由于家庭室内空间狭小而导致青少年亲子冲突增加的问题，有些专家建议家庭成员可以错开各种生活环节时间、增加更多个人生活空间[45]，但是这同时会减少亲子双方互相了解的机会从而降低亲子亲密性，从本研究结果而言，这并不利于提升青少年的家庭学习适应水平。因此，相对于减少相处时间以避免冲突的方法而言，不如在相处时间内加强亲子沟通、合作解决冲突，既有利于降低亲子冲突水平，同时有利于提升亲子亲密性，从而促进青少年的家庭学习适应。

(二)初中生情绪弹性在疫情前亲子亲密性和疫情期间家庭学习适应的中介作用

本研究发现，亲子亲密性既可以直接影响初中生疫情期间的家庭学习适应，也可以通过提升初中生情绪弹性从而间接促进其家庭学习适应。究其原因，积极的亲子关系可以为孩子创造良好的家庭成长环境，培养孩子较高的情绪弹性，使得孩子从学校学习转向居家学习时，面对环境转变的压力产生更高的适应。此结果进一步验证了良好的亲子关系对青少年学习与发展的重要性[46-47]，即亲子之间亲密无间的感情除了对初中生的学习适应行为具有直接支持作用之外，这种关系还有利于通过提升个体的积极心理品质，例如提供自主支持，提高对积极情绪的感知，进而持续影响其后期的学习和适应[48]。对于疫情期间居家学习的初中生而言，由于其家庭之外的社会交往大大减少，因此这种来自父母的支持显得尤为重要。

本研究没有发现疫情前亲子冲突性通过情绪弹性对疫情期间家庭学习适应的间接效应。究其原因，主要可能是因为亲子冲突性对初中生的影响机制较亲密性更为复杂。大多数研究发现了亲子冲突对子女发展的不利影响[49-51]，但是也有研究发现，适度的亲子冲突能够增强子女应对事件和积极探索自我的能力，关键是父母与孩子对于冲突的处理与应对策略[52]。此外，还有研究发现亲子冲突的不同对象、频率与强度对学生的适应情况均有不同影响[53]，而本研究只从主要照顾人角度对亲子冲突进行测量。因此，未来研究应对亲子冲突的发生场景和具体处理策略进行更深入的考察，才能更全面理解该变量对学生家庭学习适应的作用。

(三)初中生师生关系对情绪弹性在亲子关系和家庭学习适应之间中介作用的调节效应

本研究发现，初中生情绪弹性与其家庭学习适应之间的联系在师生关系较好群体中显著较低。此结果说明，良好的师生关系和积极的亲子关系一样，都对初中生疫情期间的家庭学习适应具有积极影响，因此需要教师与家长相互配合和共同努力。毕竟疫情期间的家庭学习仍是学校学习的延伸，教师在疫情前学校教学中给予学生的支持可以让学生感知到自己与教师之间的积极联系，提升中学生在任务中的效能感和自尊水平[54]，促进学生学习的自主性[55]，从而能弥补其情绪弹性的不足，提高其居家学习的适应性。进一步地，此结果还表明，师生关系对那些亲子关系不良青少年尤其具有保护效应，可以弥补此部分群体因家长支持不足而导致的低情绪弹性对疫情期间家庭学习适应的不良影响。此结果对于疫情期间的学校工作有很大启示，即在学校人力资源有限的情况下，学校和老师应着重关注那些亲子关系不良且情绪弹性较差的学生，有针对性地对他们提供更多人际支持和学业支持，以提升他们在疫情期间的家庭学习适应性，从而保证全体学生居家学习期间的良好发展。

(四)本研究不足与展望

首先，疫情前测查采用的是线下问卷，疫情期间学生处于隔离状态只能采用线上方式，这种数据采集方式的不一致可能导致被试反应的差异。尽管有研究表明对于非高利害性的调查，采用线上或线下数据采集的方式对结果并无显著影响[56]，但在以后可能的条件下还是应尽量保证测查方式的一致性，以尽量控制无关变量的影响。其次，本研究仅将家庭学习适应作为潜变量进行处理，未对学业、社会、情绪和生活四个维度进行深入分析，以后应进一步考察相关变量对学生家庭学习适应不同方面的影响及其机制，以对这个问题有更全面理解。再次，本研究结果表明初中生亲子冲突不能通过情绪弹性影响其家庭学习适应，这可能意味着亲子冲突对学生发展的影响有着更复杂的作用机制，未来研究应对亲子冲突进行更深入和全面的测查，比如考察亲子冲突的具体卷入者、强度及解决策略等，以更好地指导亲子沟通实践、促进学生发展。