父親在位對(duì)中學(xué)生孤獨(dú)感的影響：人際信任和友誼質(zhì)量的平行中介作用

父親在位對(duì)中學(xué)生孤獨(dú)感的影響：人際信任和友誼質(zhì)量的平行中介作用目錄TOC\o"1-3"\h\u1216摘要 摘要：本研究主要探討父親在位對(duì)中學(xué)生孤獨(dú)感的影響，驗(yàn)證人際信任與友誼質(zhì)量的平行中介作用，為幫助中學(xué)生降低孤獨(dú)感提供教育建議。本研究使用《父親在位問(wèn)卷中文簡(jiǎn)式版》《人際信任量表》《友誼質(zhì)量問(wèn)卷》《青少年孤獨(dú)感量表》對(duì)海南省海口市和河南省許昌市兩所中學(xué)共918名中學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）父親在位與人際信任、友誼質(zhì)量呈顯著正相關(guān)。（2）孤獨(dú)感與父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量均呈顯著負(fù)相關(guān)。（3）中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，父親在位可通過(guò)人際信任與友誼質(zhì)量的平行中介作用影響中學(xué)生的孤獨(dú)感。關(guān)鍵詞：中學(xué)生；父親在位；人際信任；友誼質(zhì)量；孤獨(dú)感1引言當(dāng)代社會(huì)的快速變遷不僅帶來(lái)了生活方式的多樣化，也深刻影響著家庭結(jié)構(gòu)和親密關(guān)系的形成。在這一復(fù)雜的背景下，研究家庭環(huán)境對(duì)青少年心理健康的影響變得尤為重要。其中，父親在位作為家庭結(jié)構(gòu)的一個(gè)重要指標(biāo)，引發(fā)了學(xué)術(shù)界和社會(huì)的廣泛關(guān)注。父親在位理論最開(kāi)始是由Krampe和Newton等學(xué)者(2006)提出來(lái)的，它是近年來(lái)從家庭角度研究父子關(guān)系的一種新理論。父親在位水平高，就能促進(jìn)孩子心理健康發(fā)展，相反，父親在位水平較低，則會(huì)對(duì)子女產(chǎn)生一些負(fù)面影響(Krampe,2009)。因此應(yīng)加強(qiáng)對(duì)父親在位的研究，幫助個(gè)體提高心理健康水平。同時(shí)，人際信任和友誼質(zhì)量被認(rèn)為是影響孩子心理健康和幸福感的重要因素。人際信任是人們?cè)谏鐣?huì)互動(dòng)中建立友誼和維護(hù)社交關(guān)系的基礎(chǔ)，對(duì)于中學(xué)生的成長(zhǎng)發(fā)展至關(guān)重要，如果出現(xiàn)人際信任危機(jī)，個(gè)體可能會(huì)出現(xiàn)不良情緒，降低主觀幸福感和安全感，進(jìn)而引發(fā)心理健康問(wèn)題。因而探究中學(xué)生人際信任的影響因素及作用機(jī)制十分重要。心理學(xué)家已經(jīng)從各個(gè)方面對(duì)人際信任進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)家庭因素十分重要(張靜,2009)。中學(xué)生處在青春期階段，注意力不僅會(huì)放在家庭成員上，而且也會(huì)轉(zhuǎn)向家庭之外的成員，尤其是同伴(Brown&Larson,2009)，并且對(duì)于友誼的重視逐漸加深，友誼質(zhì)量涉及支持、互動(dòng)和共享，眾多研究指出，良好的友誼關(guān)系對(duì)青少年的積極適應(yīng)有益。比如Burk和Laursen(2005)的研究發(fā)現(xiàn)，友誼質(zhì)量高的青少年在行為問(wèn)題、焦慮、抑郁和孤獨(dú)感方面表現(xiàn)更為良好。對(duì)于中學(xué)生來(lái)說(shuō)，他們處于身心發(fā)展的關(guān)鍵階段，社會(huì)化過(guò)程與家庭環(huán)境密不可分。然而，現(xiàn)代社會(huì)中的中學(xué)生面臨著來(lái)自多方面的挑戰(zhàn)，如學(xué)業(yè)壓力、人際關(guān)系困擾、社交媒體的影響等，這些因素可能導(dǎo)致他們產(chǎn)生孤獨(dú)感。孤獨(dú)感是一種綜合了情感和認(rèn)知的體驗(yàn)，通常由于個(gè)體在人際關(guān)系中被忽視或排斥而產(chǎn)生，表現(xiàn)為一種消極、沮喪的情緒狀態(tài)(Ernst&Cacioppo,1999)，孤獨(dú)感作為一種負(fù)面情緒狀態(tài)，不僅影響著中學(xué)生的心理健康，還可能影響其學(xué)業(yè)表現(xiàn)和社會(huì)適應(yīng)能力。以往有關(guān)孤獨(dú)感的理論和實(shí)證研究均發(fā)現(xiàn)青少年的孤獨(dú)感與其不良的親子關(guān)系和同伴關(guān)系有關(guān)(Hojat,1982)。因此，本研究旨在通過(guò)深入探討父親在位對(duì)中學(xué)生孤獨(dú)感的影響，并重點(diǎn)關(guān)注人際信任和友誼質(zhì)量在其中的中介作用機(jī)制，為理解青少年心理健康問(wèn)題提供新的視角和理論支持，為青少年心理健康的促進(jìn)和干預(yù)提供有益的啟示和建議。1.1父親在位研究綜述1.1.1父親在位的定義Krampe和Newton等學(xué)者(2009)將父親在位定義為孩子父親的心理在位（psychologicalpresenceofthefather），即孩子對(duì)父親的心理感知和可接近程度。Krampe（2003）強(qiáng)調(diào)了父親始終在孩子身邊，并在孩子生活的各個(gè)方面都發(fā)揮作用。蒲少華和盧寧（2012）的研究表明，雖然每個(gè)父親在孩子成長(zhǎng)過(guò)程中都參與其中，但參與程度有所不同。1.1.2父親在位理論及其動(dòng)力學(xué)模型父親在位理論，由Krampe等學(xué)者于2009年提出，構(gòu)建了一個(gè)具有動(dòng)態(tài)特征的模型，包含四個(gè)核心層面。這些層面分別涉及子女對(duì)父親的內(nèi)心感知、父子關(guān)系的互動(dòng)、外部因素對(duì)父親角色的影響，以及社會(huì)文化和宗教信仰對(duì)父親角色的塑造。這四個(gè)維度相互交織，形成了一個(gè)復(fù)雜而有機(jī)的嵌套結(jié)構(gòu)，對(duì)父親角色在家庭和社會(huì)中的作用機(jī)制進(jìn)行了全面而系統(tǒng)的探討。父親在位理論將孩子的心理父親在位劃分為四個(gè)維度，第一個(gè)維度是孩子內(nèi)心的父親。孩子們對(duì)父親在位的心理構(gòu)建源自他們對(duì)父親內(nèi)在感知和需求的天生認(rèn)知。第二個(gè)維度是孩子與父親的關(guān)系。這個(gè)維度的衡量標(biāo)準(zhǔn)是根據(jù)孩子對(duì)與父親的關(guān)系的評(píng)價(jià)來(lái)制定的，當(dāng)父子之間的關(guān)系和睦時(shí)，孩子會(huì)將父親視為溫暖友好的人物形象，這對(duì)孩子心理上對(duì)父親在位的發(fā)展至關(guān)重要。第三個(gè)維度涉及其他人對(duì)父子關(guān)系的重要影響，包括家庭成員和外部與孩子有關(guān)的人。最后一個(gè)維度則關(guān)乎有關(guān)父親的文化和宗教信仰。這些信仰在不同國(guó)家和時(shí)代下對(duì)父親在位產(chǎn)生影響，而孩子對(duì)父親的信念通常是由父母或其他情感特征的成年人所傳達(dá)的。1.1.3父親在位的測(cè)量最早的父親在位問(wèn)卷是Krampe和Newton在2006年編制的FatherPresenceQuestionnaire（FPQ），是對(duì)孩子心理上對(duì)其父親感知和體驗(yàn)的測(cè)量工具，這個(gè)測(cè)量當(dāng)時(shí)是面對(duì)成年人展開(kāi)的。他們主張采用更加詳盡和細(xì)致的工具，以心理學(xué)的視角構(gòu)建父親在位的概念，而不僅僅局限于父親在孩子身邊。在FPQ中，這一構(gòu)想被分為3個(gè)維度，涵蓋10個(gè)子量表，共計(jì)134個(gè)項(xiàng)目。蒲少華及其團(tuán)隊(duì)在2012年對(duì)FPQ進(jìn)行了修訂，形成了中文修訂版（FPQ-R）。該問(wèn)卷共包含96個(gè)條目，涵蓋了3個(gè)高階維度。這些維度包括“與父親的關(guān)系”，其中包括對(duì)父親的情感、母親對(duì)父子關(guān)系的支持、父親參與的感知、父子之間的身體互動(dòng)以及父母關(guān)系等內(nèi)容。另外還有“家庭代際關(guān)系”，包括母親和外祖父的關(guān)系以及父親與祖父的關(guān)系，以及“有關(guān)父親的信念”，其中包括父親對(duì)孩子影響的概念等內(nèi)容，共計(jì)8個(gè)分量表。該問(wèn)卷采用了李克特5點(diǎn)記分法，并經(jīng)過(guò)了嚴(yán)格的信度和效度測(cè)試，可作為中文環(huán)境下評(píng)估父親在位水平的有效工具。此外，蒲少華等學(xué)者（2012）基于實(shí)用性考量，在中文修訂版的基礎(chǔ)上精選了適當(dāng)?shù)臈l目，形成了簡(jiǎn)式版（FPQ-R-B）。該問(wèn)卷共包含31個(gè)項(xiàng)目，采用5點(diǎn)計(jì)分制，從“從不”到“總是”依次記為1至5分。量表的得分越高，意味著被試父親在位的水平越高。該量表分為3個(gè)高階維度和8個(gè)分量表，內(nèi)容與FPQ-R一致。1.1.4父親在位的相關(guān)研究Krampe及其研究團(tuán)隊(duì)對(duì)大學(xué)生中的男生群體展開(kāi)的研究，揭示了父子之間的親密情感以及父親對(duì)兒子情感理解之間存在緊密聯(lián)系。這種聯(lián)系在父親對(duì)兒子的欣賞、交流以及適度的嚴(yán)格要求等方面得以體現(xiàn)，其中情感的交織是相互滲透的，兒子的情感與父親對(duì)其的感知和回應(yīng)密切相連。在Krampe對(duì)大學(xué)生中的女生群體的研究中，發(fā)現(xiàn)與父親關(guān)系更加密切的女大學(xué)生，會(huì)將父親視為激勵(lì)的源泉，并且更傾向于對(duì)他們保持誠(chéng)實(shí)。每當(dāng)父親表現(xiàn)出對(duì)她們的關(guān)心與愛(ài)護(hù)時(shí)，她們總是感到非常愉悅。實(shí)際上，無(wú)論與父親的關(guān)系是密切還是疏遠(yuǎn)，女孩們都渴望與父親可以有更多的溝通。Roll和Millen（1978年）的研究指出，男性大學(xué)生在與父親交流時(shí)，通?？梢缘玫礁赣H及時(shí)的回應(yīng)的往往是那些與父親關(guān)系非常親密的。相反，如果兒子很少甚至幾乎不與父親溝通自己遇到的困難，他們往往會(huì)有被排斥和孤立的感覺(jué)。國(guó)內(nèi)對(duì)父親教養(yǎng)問(wèn)題的研究相對(duì)較少，深圳大學(xué)的蒲少華教授在此方面做出了一定貢獻(xiàn)。近年來(lái)，他專注于父親在位理論與大學(xué)生特點(diǎn)以及國(guó)內(nèi)教育問(wèn)題的研究，取得了一些成果。蒲少華和盧寧（2012）運(yùn)用經(jīng)修訂的Krampe父親在位問(wèn)卷對(duì)在校大學(xué)生展開(kāi)了調(diào)查研究，結(jié)果表明，性別和年級(jí)之間并無(wú)顯著差異，在獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女之間存在著明顯差異。蒲少華和戴曉陽(yáng)（2012）對(duì)父親在位與大學(xué)生人格特征的關(guān)系進(jìn)行了研究。他們采用了方便取樣法，并使用了中文修訂版父親在位問(wèn)卷（FPQ-R）和中國(guó)大五人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式版（CBF-PI-B）。研究結(jié)果表明，父親在位對(duì)大學(xué)生的人格產(chǎn)生了顯著影響。1.2人際信任研究綜述1.2.1人際信任的定義國(guó)外學(xué)者從兩個(gè)不同視角對(duì)人際信任進(jìn)行了深入研究：個(gè)體視角和人際關(guān)系視角。Sabel（1993）從個(gè)人角度出發(fā)，將人際信任定義為交往雙方互相信任的信念，相信彼此不會(huì)利用對(duì)方的弱點(diǎn)。相反，Rotter（1971）則以不同的方式闡釋信任，將其解釋為個(gè)體對(duì)他人言行和諾言的可靠性產(chǎn)生的內(nèi)在期待。心理學(xué)家通過(guò)囚徒困境實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在人際交往中，交往雙方是否愿意進(jìn)行合作很好地體現(xiàn)了他們之間的人際信任水平。個(gè)體愿意相信對(duì)方并且雙方之間可以進(jìn)行合作，充分證明了交往雙方的信任(Deutsch,1962)。因此，信任行為實(shí)際上是個(gè)體主動(dòng)選擇的結(jié)果。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)人際信任在個(gè)體人際交往中的重要性日益關(guān)注，并積極開(kāi)展了相關(guān)研究。例如，楊中芳和彭泗清（1999）對(duì)中國(guó)人的人際信任情況做出了調(diào)查研究。研究指出，在人際交往中，雙方能夠有效地完成對(duì)方委托給自己的任務(wù)，進(jìn)而建立了一種可以給對(duì)方保障的人際信任關(guān)系。而張建新等學(xué)者（2000）則進(jìn)行了跨文化的研究，指出人際信任可以解釋為在交往活動(dòng)中，雙方在不確定對(duì)方是競(jìng)爭(zhēng)者還是合作者的情況下，已經(jīng)具有了和對(duì)方建立合作的心理期待。在本研究中，我們采用了Rotter關(guān)于人際信任的概念，即從個(gè)體角度來(lái)看，人際信任被定義為個(gè)體在人際交往中對(duì)他人的綜合期望。這種期望包括對(duì)他人言行的信任以及對(duì)他人承諾可靠性的期待。1.2.2人際信任的測(cè)量Rotter于1967年編制的人際信任量表是時(shí)間最早且使用非常廣泛的量表之一。該量表主要用于評(píng)估個(gè)體對(duì)自己身邊的社會(huì)角色以及所處社會(huì)的制度的信任水平，共包含25個(gè)項(xiàng)目，并采用李克特五級(jí)評(píng)分。在評(píng)分中，一分表示“完全同意”，而五分表示“完全不同意”（Rotter，1967）。這個(gè)量表在不同情境下都可以有效測(cè)量個(gè)體人際信任水平，因此在國(guó)內(nèi)外的研究中很受歡迎，被廣泛采用。信任游戲?qū)嶒?yàn)源于投資游戲，是一種評(píng)估信任行為的游戲模型。在該實(shí)驗(yàn)中，受試者被告知這是一項(xiàng)與他人共同完成的任務(wù)，實(shí)驗(yàn)包含兩個(gè)角色：投資者和代理人。被試扮演投資者，而委托人扮演代理人。被試得到一筆錢作為投資基金，并選擇投資金額。然后將這筆錢交給代理人，代理人獲得三倍于原始金額的收益。投資結(jié)束后，受試者獲得部分回報(bào)，回報(bào)金額由代理人決定。實(shí)驗(yàn)中的所有金額都不是固定的，完全取決于受試者的意愿。受試者投資的金額反映了他們對(duì)代理人的信任。總的來(lái)說(shuō)，人際信任的測(cè)量方法主要包括問(wèn)卷調(diào)查和實(shí)驗(yàn)兩種。本研究選用了Rotter編制的人際信任量表，用于評(píng)估被試對(duì)各種社會(huì)角色以及社會(huì)政治制度的信任程度。該量表具備完善的測(cè)量理論和高度準(zhǔn)確性，在社會(huì)各個(gè)領(lǐng)域廣泛應(yīng)用于信任度評(píng)估。因此，本研究也采用了該量表進(jìn)行測(cè)試。1.2.3人際信任的相關(guān)研究社會(huì)學(xué)理論研究關(guān)注社會(huì)屬性對(duì)個(gè)體人際信任的影響。據(jù)1999年楊中芳等學(xué)者的研究觀點(diǎn)，不同文化背景下形成的信任模式存在差異。他們通過(guò)反復(fù)研究嘗試揭示中國(guó)人適用的信任模式，并以此建立了新的理論框架。這些研究成果為國(guó)內(nèi)相關(guān)研究提供了理論支持。張建新等人(2000)針對(duì)世界各國(guó)不同種族和文化背景的人群，提出了新的理論模型，涵蓋了泛化信任和殊化信任。薛天山(2002)則是通過(guò)對(duì)個(gè)體的訪談資料進(jìn)行分析，研究了中國(guó)人在信任選擇時(shí)更偏向于信任何種人際關(guān)系。這些研究充分表明，在社交中，人際信任是最有效且成本最低的方式。蔡迎春等學(xué)者（2006）調(diào)查了當(dāng)前大學(xué)生可能面對(duì)的人際信任問(wèn)題，并對(duì)中國(guó)情境下的人際信任修復(fù)方式調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行了修訂，進(jìn)行了本土化的修正和實(shí)證研究。研究提出了四種有助于大學(xué)生恢復(fù)人際信任的方式，包括直接否認(rèn)、間接否認(rèn)、內(nèi)部歸因道歉和外部歸因道歉。這些方法都能有效幫助個(gè)體恢復(fù)健康的人際信任水平。總的來(lái)說(shuō)，學(xué)者們對(duì)人際信任的探究主要從社會(huì)學(xué)和心理學(xué)兩個(gè)視角進(jìn)行。在社會(huì)學(xué)領(lǐng)域，研究主要關(guān)注社會(huì)屬性是否對(duì)人際信任有影響；而在心理學(xué)方面，重點(diǎn)則是關(guān)注如何恢復(fù)人際信任。1.3友誼質(zhì)量研究綜述1.3.1友誼質(zhì)量的定義學(xué)者們對(duì)友誼質(zhì)量的定義尚未形成一致的共識(shí)。在早期的研究中，友誼質(zhì)量主要從兩個(gè)不同的角度進(jìn)行考察：同伴關(guān)系和友誼，友誼被視為同伴關(guān)系中個(gè)人與朋友之間的情感紐帶之一(鄒泓,周暉,1998)。Parker等人(1993)使用朋友之間的互助行為（如陪伴、支持和援助）以及交往中的沖突來(lái)評(píng)估個(gè)體的友誼質(zhì)量。國(guó)內(nèi)的學(xué)者普遍認(rèn)為，友誼質(zhì)量被視為同伴關(guān)系的一種顯現(xiàn)，源自個(gè)體與朋友之間相互交流的成果，呈現(xiàn)出相對(duì)穩(wěn)固、持久且親密的特征。沈卓卿等學(xué)者（2013）的研究指出，友誼質(zhì)量是評(píng)價(jià)友誼的一個(gè)重要指標(biāo)，因?yàn)樗砹藗€(gè)人對(duì)伙伴關(guān)系的認(rèn)知程度。與此一致，戴斌榮等人（2021）提出，友誼質(zhì)量反映了個(gè)體在同伴交往中所獲得的支持、陪伴和幫助，表現(xiàn)為彼此之間的相互信任和情感紐帶。本項(xiàng)研究采用了陳建文和黃希庭（2000）對(duì)于友誼質(zhì)量的定義，即將友情看作是一種雙向的、具備親密性和平等性的關(guān)系，其品質(zhì)反映了交往雙方之間情感聯(lián)系的深度。1.3.2友誼質(zhì)量的測(cè)量友誼質(zhì)量的研究主要依賴于觀察、訪談和問(wèn)卷調(diào)查。在這些方法中，問(wèn)卷調(diào)查被廣泛采用，在大多數(shù)研究中占主導(dǎo)地位。友誼質(zhì)量問(wèn)卷（FQQ）是由Parker等人于1993年設(shè)計(jì)的，用于評(píng)估友誼的質(zhì)量。該問(wèn)卷包括五個(gè)積極維度：肯定與關(guān)懷、幫助與指導(dǎo)、陪伴與娛樂(lè)、親密交流、沖突解決策略，以及一個(gè)消極維度：沖突與背叛。前五個(gè)維度為正向評(píng)分，最后一個(gè)維度為負(fù)向評(píng)分。問(wèn)卷采用五級(jí)評(píng)分法，分?jǐn)?shù)越高，表示友誼的質(zhì)量越高。該量表內(nèi)容全面，被廣泛用于研究中(Parker&Asher,1993)。友誼質(zhì)量量表（FQ），由Davis于2013年設(shè)計(jì)。該量表包含14個(gè)問(wèn)題，主要分為兩個(gè)方面測(cè)量友誼質(zhì)量：一是同伴之間的信任程度，二是相互付出程度。該量表被廣泛應(yīng)用于學(xué)術(shù)研究中(Davis,2013)。國(guó)內(nèi)關(guān)于友誼質(zhì)量的研究起步較晚，相較于國(guó)外，我國(guó)的友誼質(zhì)量測(cè)量工具較為有限。因此，國(guó)內(nèi)學(xué)者選擇對(duì)國(guó)外已經(jīng)成熟的測(cè)量工具進(jìn)行本土化改進(jìn)。范興華和方曉義在2004年對(duì)Parker等人所設(shè)計(jì)的友誼質(zhì)量問(wèn)卷進(jìn)行了本土化修改，以適應(yīng)我國(guó)的實(shí)際情況。修改后的問(wèn)卷包含了幫助與支持、友誼沖突、友誼關(guān)系和親密性四個(gè)維度，共計(jì)15道題目，用于測(cè)量大學(xué)生的友誼質(zhì)量。崔曦曦等人(2016)對(duì)友誼質(zhì)量量表（FQ）進(jìn)行了翻譯和修訂，使其適用于高中生?？偟膩?lái)說(shuō)，友誼質(zhì)量的測(cè)量方式有多種，但最廣泛使用的是問(wèn)卷調(diào)查法。本研究選擇了Parker編制的友誼質(zhì)量問(wèn)卷（FQQ），該問(wèn)卷題量適中，從積極和消極兩個(gè)方面評(píng)估友誼質(zhì)量。該問(wèn)卷內(nèi)容適用于中學(xué)生，可以有效地測(cè)量他們的友誼質(zhì)量。因此，我們?cè)诒狙芯恐胁捎昧嗽搯?wèn)卷。1.3.3友誼質(zhì)量的相關(guān)研究大多數(shù)學(xué)者在研究友誼質(zhì)量時(shí)，主要關(guān)注友誼質(zhì)量與個(gè)體的社會(huì)適應(yīng)以及孤獨(dú)感等其他變量之間的關(guān)系。此外，也有一些學(xué)者專注于特殊兒童群體的友誼狀況。研究指出，良好的友誼能夠增強(qiáng)兒童的社交適應(yīng)能力和應(yīng)對(duì)壓力的水平。劉在花等人（2003）的研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)困難的兒童與其他同齡人相比，友誼質(zhì)量相對(duì)較低。此外，從性別角度來(lái)看，女生的友誼質(zhì)量較男生更高。另一些學(xué)者針對(duì)特殊兒童進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)曾經(jīng)受到虐待的女孩與成長(zhǎng)在健康環(huán)境中的女孩相比，在與朋友交往時(shí)更傾向于競(jìng)爭(zhēng)，而合作較少，且更容易受到利用。相反，男孩則表現(xiàn)出相反的趨勢(shì)(Parker&Asher,1993)。1.4孤獨(dú)感的研究綜述1.4.1孤獨(dú)感的定義“孤獨(dú)”一詞最早在精神病學(xué)中被使用，通常用來(lái)描述在人際交往中或情感表達(dá)中出現(xiàn)的困難。Weiss（1987）是最早提出孤獨(dú)感概念的學(xué)者，他認(rèn)為這是一種由于社交關(guān)系的疏離導(dǎo)致個(gè)體感受到悲傷、空虛等情緒而產(chǎn)生的不良的情感體驗(yàn)。國(guó)內(nèi)的學(xué)者也提出了不同的孤獨(dú)定義，黃希庭（2004）認(rèn)為，人們希望獲得親密無(wú)間的人際關(guān)系，如果沒(méi)有如愿以償，這種落差就會(huì)導(dǎo)致一種消極情緒，即孤獨(dú)感。另一些學(xué)者認(rèn)為，孤獨(dú)感是個(gè)體產(chǎn)生的一種寂寞和失落情緒，源于個(gè)體對(duì)自身在同伴群體中地位的不滿，導(dǎo)致消極認(rèn)知(王婧,錢珍,2007)。本研究采用了黃希庭對(duì)孤獨(dú)感的定義，從人際交往的角度來(lái)看，孤獨(dú)被定義為一種消極的情緒狀態(tài)，當(dāng)一個(gè)人渴望與他人建立親密關(guān)系卻又無(wú)法實(shí)現(xiàn)這一愿望時(shí)就會(huì)產(chǎn)生這種情緒。1.4.2孤獨(dú)感的測(cè)量國(guó)內(nèi)外關(guān)于孤獨(dú)感的研究大多采用問(wèn)卷調(diào)查的方式來(lái)測(cè)量這一現(xiàn)象。最早對(duì)孤獨(dú)感進(jìn)行量化的研究可以追溯到1980年，當(dāng)時(shí)Russell等人設(shè)計(jì)了UCLA孤獨(dú)感量表，并采用了李克特4點(diǎn)計(jì)分法。這份量表主要用于評(píng)估大學(xué)生等成人群體的孤獨(dú)感水平，具有較高的信度，在當(dāng)時(shí)被廣泛采用(Russell&Peplau,1980)。此外，還有學(xué)者對(duì)該量表進(jìn)行了修訂，以適應(yīng)本國(guó)的實(shí)際情況?；赨CLA孤獨(dú)感量表，Asher等人于1984年開(kāi)發(fā)了一份新的孤獨(dú)感量表，采用了李克特5點(diǎn)計(jì)分法，其中1分表示“一直如此”，5分表示“絕非如此”(Asher&Hymel,1984)。本研究所采用的量表是由鄒泓等學(xué)者于2014年修訂的青少年孤獨(dú)感測(cè)量工具，這一修訂是在Asher原始問(wèn)卷的基礎(chǔ)上進(jìn)行的本土化改進(jìn)，旨在更好地適用于中國(guó)青少年(李曉巍,鄒泓,劉艷,2014)。在修訂過(guò)程中，受到語(yǔ)言和社會(huì)文化環(huán)境的影響，因此對(duì)原有題目進(jìn)行了刪減，經(jīng)過(guò)刪減，修訂為21個(gè)項(xiàng)目的青少年孤獨(dú)感量表，涵蓋四個(gè)維度：純孤獨(dú)感、社交能力知覺(jué)、同伴關(guān)系評(píng)價(jià)和社交需要未滿足感。使用李克特的5級(jí)評(píng)分制，從1分（完全不符）到5分（完全符合），將各個(gè)方面的得分相加以計(jì)算孤獨(dú)感得分，分?jǐn)?shù)愈高代表孤獨(dú)感愈強(qiáng)該量表信效度較高，題量適中，適用于中學(xué)生群體。因此，本研究采用該量表進(jìn)行調(diào)查。1.4.3孤獨(dú)感的相關(guān)研究在早期的孤獨(dú)感研究中，國(guó)外學(xué)者率先進(jìn)行了探索。Rotenberg等人（2004）的研究表明，個(gè)體的信任水平與孤獨(dú)感有關(guān)，信任信念越強(qiáng)、信任行為越頻繁的個(gè)體往往更不容易感到孤獨(dú)。部分研究指出，個(gè)體的人際信任水平低，社交圈也較小，因此難以獲得外界支持，這會(huì)導(dǎo)致他們更容易感到孤獨(dú)(Hamid&Lok,2000)。Gierveld（1987）認(rèn)為，如果個(gè)體在人際交往中過(guò)于關(guān)注自己的情緒和行為，可能會(huì)過(guò)度關(guān)注他人，甚至誤解他人的言行。這種行為可能導(dǎo)致個(gè)體感受到更多的忽視和拒絕，進(jìn)而產(chǎn)生孤獨(dú)感。國(guó)內(nèi)學(xué)者也就孤獨(dú)感展開(kāi)了多角度研究，比如對(duì)大學(xué)生進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)，女性在自我心理上更容易感受到孤獨(dú)(李傳銀,2000)。還有研究者探究了孤獨(dú)感與個(gè)體的親社會(huì)行為之間的關(guān)系，并得出結(jié)論：孤獨(dú)感越強(qiáng)的個(gè)體表現(xiàn)出的親社會(huì)行為越少(陳光輝,鄧會(huì)成,2023)。研究發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感強(qiáng)的個(gè)體在消費(fèi)行為上受到自身親密關(guān)系和商家營(yíng)銷手段的影響，更容易采取補(bǔ)償性、回避性等非理性的消費(fèi)方式(李婷,孔祥博,2023)。研究指出，團(tuán)體心理輔導(dǎo)可以提高個(gè)體的主觀幸福感，是降低孤獨(dú)感的有效方式(林瓊芳,韋艷丹,2023)。總的來(lái)看，據(jù)國(guó)內(nèi)外的調(diào)查顯示，個(gè)人的孤獨(dú)感與其信任信念、信任行為以及社交行為密切相關(guān)。此外，孤獨(dú)感還會(huì)對(duì)個(gè)人的消費(fèi)心理以及親社會(huì)行為等方面產(chǎn)生影響。然而，關(guān)于交往環(huán)境對(duì)個(gè)體孤獨(dú)感的影響的研究相對(duì)較為不足。因此，本研究的目標(biāo)在于綜合考慮個(gè)體內(nèi)部的交往環(huán)境（比如家庭）和外部的交往環(huán)境（例如學(xué)校和社會(huì)），并對(duì)其進(jìn)行探討。1.5父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的關(guān)系研究1.5.1父親在位與人際信任的關(guān)系研究有研究得出父親在位和人際信任呈顯著正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論(楊燕,張雅琴,2016)，這突顯了父親在個(gè)體人際信任形成中的重要性。如果父親在孩子的成長(zhǎng)過(guò)程中積極參與，與他們保持密切的互動(dòng)，并持續(xù)地表達(dá)對(duì)他們的關(guān)心和愛(ài)意，那么孩子們會(huì)感受到父親一直在關(guān)心和支持他們。這樣，孩子們?cè)诔砷L(zhǎng)中往往會(huì)抱持著積極的人性期望，堅(jiān)信自己和他人都是“對(duì)自己的行為負(fù)責(zé)任的個(gè)人行為者”（王列，1998），從而擁有較高水平的人際信任，并享有良好的人際關(guān)系。1.5.2父親在位與友誼質(zhì)量的關(guān)系研究既往研究中對(duì)父親在位和友誼質(zhì)量進(jìn)行探討的并不多。但是親子關(guān)系對(duì)友誼質(zhì)量有影響，可以猜測(cè)父親在位可能也對(duì)友誼質(zhì)量有關(guān)，可以進(jìn)行研究驗(yàn)證。1.5.3父親在位與孤獨(dú)感的關(guān)系研究既往研究中對(duì)父親在位和孤獨(dú)感進(jìn)行探討的并不多。研究發(fā)現(xiàn)，留守初中生中存在著父親缺位的情況，其孤獨(dú)感和各個(gè)相關(guān)維度的得分普遍高于非留守初中生。換言之，這意味著父親不在身邊的留守初中生，在孤獨(dú)感、社交能力知覺(jué)、同伴關(guān)系評(píng)價(jià)、社交需求滿足度以及純粹孤獨(dú)感等方面的得分均高于非留守初中生。通過(guò)以往的相關(guān)研究可以看出，父親在位對(duì)中學(xué)生孤獨(dú)感可能存在一定的影響，值得去研究。1.5.4人際信任與孤獨(dú)感的關(guān)系研究研究表明，在探究人際信任與孤獨(dú)感之間的關(guān)系時(shí)，大部分研究結(jié)果都顯示出了負(fù)相關(guān)的趨勢(shì)(金艷玲,顧昭明,2010)。對(duì)青少年進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，人際信任水平越低的個(gè)體他們感受到的孤獨(dú)感越強(qiáng)烈(孔繁昌,周宗奎,2008)。根據(jù)張冉冉等人（2016）的研究，人際信任包括兩個(gè)核心要素：社會(huì)聯(lián)系和人際關(guān)系。他們指出，當(dāng)個(gè)體與社會(huì)聯(lián)系緊密、人際關(guān)系和諧時(shí)，他們往往不容易感到孤獨(dú)。研究發(fā)現(xiàn)，高人際信任的學(xué)生更傾向于積極解決問(wèn)題，從而維持和諧的人際關(guān)系，因此很少感到孤獨(dú)(范佳麗,葛明貴,2011)。1.5.5友誼質(zhì)量和孤獨(dú)感的關(guān)系研究研究表明，大學(xué)生的友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，友誼質(zhì)量提高的同時(shí)，大學(xué)生的孤獨(dú)感也會(huì)降低，情緒也會(huì)更加積極(黃倩玲,劉文,2022)。研究者對(duì)個(gè)體童年時(shí)期的友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的關(guān)系進(jìn)行了為期兩年的跟蹤研究，結(jié)果表明，個(gè)體友誼質(zhì)量的變化會(huì)導(dǎo)致孤獨(dú)感狀況相應(yīng)發(fā)生改變(蘇志強(qiáng),馬鄭豫,2023)。研究表明，對(duì)高職生的友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的研究同樣發(fā)現(xiàn)了一種趨勢(shì)：高職生對(duì)友誼的滿意度與其孤獨(dú)感水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說(shuō)，高職生對(duì)自己的友誼感到滿意程度越高，他們?cè)讲蝗菀赘械焦陋?dú)(尹瑩,宋意霞,2022)。2問(wèn)題提出2.1問(wèn)題提出目前已經(jīng)有大量關(guān)于中學(xué)生心理健康的研究，其中孤獨(dú)感作為一個(gè)重要的心理因素備受關(guān)注。然而，對(duì)于父親在位對(duì)孤獨(dú)感的影響研究相對(duì)較少，特別是在探討人際信任和友誼質(zhì)量在其中的作用方面，還缺乏系統(tǒng)和深入的探討。本研究將綜合分析已有的關(guān)于父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量和孤獨(dú)感的實(shí)證研究和理論研究，以深入探討中學(xué)生在父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量和孤獨(dú)感方面的現(xiàn)狀特征。還將探索這些因素在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的差異，并進(jìn)一步研究父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量和孤獨(dú)感之間的關(guān)系。此外，我們將考察父親在位對(duì)孤獨(dú)感的預(yù)測(cè)作用，以及在這一預(yù)測(cè)過(guò)程中人際信任和友誼質(zhì)量的中介作用。依據(jù)對(duì)已有研究的思考與發(fā)現(xiàn)，本研究欲探討父親在位對(duì)中學(xué)生孤獨(dú)感的影響，以及友誼質(zhì)量與人際信任的平行中介作用。據(jù)此，提出以下假設(shè)：H1：父親在位與人際信任、友誼質(zhì)量呈現(xiàn)顯著正相關(guān)H2：孤獨(dú)感與父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量均呈負(fù)相關(guān)H3：人際信任、友誼質(zhì)量在父親在位對(duì)孤獨(dú)感的影響中起平行中介作用。根據(jù)上述假設(shè)，人際信任、友誼質(zhì)量在父親在位對(duì)孤獨(dú)感的中介作用假設(shè)模型為：友誼質(zhì)量友誼質(zhì)量孤獨(dú)感父親在位人際信任圖1假設(shè)模型圖2.2研究意義2.2.1理論意義推動(dòng)心理健康領(lǐng)域研究：此項(xiàng)研究通過(guò)探索父親在位、人際信任和友誼質(zhì)量之間的關(guān)系，為心理健康領(lǐng)域研究提供了新的視角。我們不僅能夠更加深入地理解這些因素之間的復(fù)雜關(guān)系，而且有助于推動(dòng)對(duì)青少年心理健康問(wèn)題形成機(jī)制的深入探討。拓寬人際關(guān)系研究視野：在探索人際信任和友誼質(zhì)量在父親在位與中學(xué)生孤獨(dú)感之間的中介作用時(shí)，我們拓寬了人際關(guān)系研究的視野，有助于我們理解家庭因素對(duì)人際關(guān)系形成和發(fā)展的影響。2.2.2實(shí)踐意義提供干預(yù)依據(jù)：揭示父親在位、人際信任和友誼質(zhì)量之間的聯(lián)系為解決中學(xué)生孤獨(dú)感問(wèn)題提供了基礎(chǔ)。這為制定有效的心理健康干預(yù)策略提供了支持，有助于中學(xué)生減輕孤獨(dú)感，提升其心理健康水平。促進(jìn)家庭教育與青少年心理健康：通過(guò)關(guān)注父親在位對(duì)孩子心理健康的影響，有助于加強(qiáng)家庭教育、促進(jìn)家庭和睦、培養(yǎng)親子關(guān)系。這能幫助家長(zhǎng)更好地了解自身在家庭關(guān)系中的作用，建立和諧家庭環(huán)境，提升青少年心理健康水平。（3）優(yōu)化學(xué)校教育策略：研究成果可為學(xué)校心理健康教育提供理論支持，指導(dǎo)學(xué)校開(kāi)展針對(duì)中學(xué)生的心理健康教育活動(dòng)。學(xué)校可借此關(guān)注人際信任和友誼質(zhì)量的重要性，制定更加針對(duì)性的教育策略，促進(jìn)學(xué)生建立良好的人際關(guān)系，提升心理健康水平，推動(dòng)全面發(fā)展。3研究方法3.1研究對(duì)象表1被試基本情況分布（N=918）人口學(xué)變量類別人數(shù)百分比性別男生50354.8女生41545.2年級(jí)初一16718.2初二18520.2初三21923.9高一9510.3高二14315.6高三10911.9生源地城鎮(zhèn)49654.0農(nóng)村42246.0是否獨(dú)生獨(dú)生14015.3非獨(dú)生77884.7本研究采用整群抽樣法，在海南省?？谑泻秃幽鲜≡S昌市分別選取了一所學(xué)校，以班級(jí)為單位，對(duì)初高中六個(gè)年級(jí)中隨機(jī)挑選的班級(jí)進(jìn)行了問(wèn)卷發(fā)放。在發(fā)放問(wèn)卷的過(guò)程中，我們向?qū)W生說(shuō)明了問(wèn)卷的目的，并說(shuō)明了會(huì)對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行保密。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷1050份，其中有效問(wèn)卷918份，回收率86.67%，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)情況具體見(jiàn)表1。3.2數(shù)據(jù)處理方法采用SPSS26.0對(duì)所收集數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析、共同方法偏差檢驗(yàn)、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析、相關(guān)分析和回歸分析等數(shù)據(jù)處理，采用PROCESS4.0宏程序的Model4來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)。3.3研究工具3.3.1父親在位問(wèn)卷的中文簡(jiǎn)式版（FPQ-R-B）調(diào)查采用了蒲少華等人（2012）修訂的父親在位問(wèn)卷中文簡(jiǎn)式版進(jìn)行。問(wèn)卷共包含31個(gè)項(xiàng)目，參與者需要根據(jù)自己的情況選擇從“從不”到“總是”之間的一個(gè)選項(xiàng)，分別對(duì)應(yīng)1到5分的評(píng)分制。得分越高，表示被試父親的在位水平越高。量表分為3個(gè)高階維度和8個(gè)分量表。高階維度包括與父親的關(guān)系、家庭代際關(guān)系和有關(guān)父親的信念；分量表包括對(duì)父親的感情、母親對(duì)父子關(guān)系的支持程度、感知到的父親參與程度、與父親的身體互動(dòng)、父母關(guān)系、母親和外祖父的關(guān)系、父親與祖父的關(guān)系，以及父親的影響概念。該量表在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.918，信度良好，結(jié)果見(jiàn)表2。（詳細(xì)量表請(qǐng)見(jiàn)附錄的第三部分）表2父親在位總量表及各維度Cronbach′sα值高階維度、分量表、總量表?xiàng)l目數(shù)內(nèi)部一致性系數(shù)（N=918）維度一：與父親的關(guān)系190.926對(duì)父親的感情40.878母親對(duì)父子關(guān)系的支持30.851父親參與的感知40.827與父親的身體互動(dòng)40.888父母關(guān)系40.934維度二：家庭代際關(guān)系80.796母親和外祖父的關(guān)系40.633父親與祖父的關(guān)系40.894維度三：有關(guān)父親的信念40.832父親影響的概念40.832總量表310.9183.3.2人際信任量表研究中使用了Rotter根據(jù)學(xué)習(xí)理論編制的量表，用于衡量個(gè)體對(duì)他人行為和承諾的可信度。該量表包括兩個(gè)因子：特殊信任和普遍信任。評(píng)分采用5點(diǎn)計(jì)分，1代表完全同意，5代表完全不同意，共有25個(gè)項(xiàng)目，總分范圍為25至125分。得分越高，代表個(gè)體的人際信任程度越高。該量表在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.694，信度滿足測(cè)量信度要求，結(jié)果見(jiàn)表3。（詳細(xì)量表請(qǐng)見(jiàn)附錄的第五部分）表3人際信任總量表及各維度Cronbach′sα值特殊信任普遍信任總量表0.7250.7360.6943.3.3友誼質(zhì)量量表本研究采用友誼質(zhì)量問(wèn)卷（FQQ）簡(jiǎn)表測(cè)量友誼質(zhì)量，共18道題，涵蓋了肯定與關(guān)心、親密袒露與交流、沖突解決策略、陪伴與娛樂(lè)、幫助與指導(dǎo)，以及沖突與背叛等六個(gè)維度。其中前五個(gè)方面測(cè)量積極友誼的特質(zhì)，而沖突和背叛則評(píng)估了負(fù)面友誼的特質(zhì)，并按相反的方式評(píng)分。評(píng)分范圍為五分制，分?jǐn)?shù)越高表示友誼質(zhì)量越高。該研究的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.862，結(jié)果見(jiàn)表4。（詳細(xì)量表請(qǐng)見(jiàn)附錄的第四部分）表4友誼質(zhì)量總量表及各維度Cronbach′sα值肯定與關(guān)心親密袒露與交流沖突解決策略陪伴與娛樂(lè)幫助與指導(dǎo)沖突與背叛總量表0.7590.6730.6750.6720.7350.6640.8623.3.4青少年孤獨(dú)感量表本研究采用由鄒泓等人于2014年修訂的青少年孤獨(dú)感量表，共包含21道題目，涵蓋純孤獨(dú)感、對(duì)自身社交能力的認(rèn)知、對(duì)當(dāng)前同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)以及對(duì)未滿足的重要關(guān)系的認(rèn)知等四個(gè)維度。評(píng)分采用李克特五點(diǎn)計(jì)分方法，其中“對(duì)自己社交能力的認(rèn)知”維度下的項(xiàng)目采用反向計(jì)分?？偡譃楦鱾€(gè)維度得分之和，得分越高表示孤獨(dú)感水平越高。該量表在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.906，信度良好，結(jié)果見(jiàn)表5。（詳細(xì)量表請(qǐng)見(jiàn)附錄的第二部分）表5青少年孤獨(dú)感總量表及各維度Cronbach′sα值純孤獨(dú)感對(duì)自己社交能力的知覺(jué)對(duì)目前同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)對(duì)重要關(guān)系未滿足的知覺(jué)總量表0.8620.7430.790.6770.9064研究結(jié)果4.1共同方法偏差檢驗(yàn)本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法獲取數(shù)據(jù)，因此需要進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn)。參考周浩和龍立榮的方法，采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量和孤獨(dú)感量表的所有題目進(jìn)行因子分析，檢驗(yàn)是否存在共同方法偏差。數(shù)據(jù)顯示特征值大于1的因子共21個(gè)，最大因子方差解釋量為15.993%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。4.2中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量、孤獨(dú)感的人口學(xué)變量檢驗(yàn)4.2.1中學(xué)生父親在位的人口學(xué)變量檢驗(yàn)采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)來(lái)評(píng)估不同性別在父親在位及分維度的差異，結(jié)果見(jiàn)表7。表7父親在位及分維度在性別上的差異性檢驗(yàn)?性別(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t男生(n=503)女生(n=415)維度一與父親的關(guān)系66.66±14.1160.62±14.516.365***對(duì)父親的感情16.92±3.3816.04±3.813.675***母親對(duì)父子關(guān)系的支持10.89±3.099.72±3.115.737***父親參與的感知12.30±4.0111.23±4.113.987***與父親的身體互動(dòng)11.39±4.299.80±4.055.754***父母關(guān)系15.15±3.9613.84±4.184.833***維度二家庭代際關(guān)系33.14±5.1731.73±5.444.023***母親和外祖父的關(guān)系18.30±2.3918.24±2.180.391父親與祖父的關(guān)系14.84±3.9713.49±4.384.854***維度三有關(guān)父親的信念10.32±4.189.78±4.311.918父親影響的概念10.32±4.189.78±4.311.918父親在位110.12±18.47102.13±19.426.367******p<0.001由上表7可知，中學(xué)生父親在位總分在性別上表現(xiàn)為差異顯著，具體表現(xiàn)為男生的父親在位得分高于女生。性別樣本對(duì)于高階維度及分量表“維度一與父親的關(guān)系”“對(duì)父親的感情”“母親對(duì)父子關(guān)系的支持”“父親參與的感知”“與父親的身體互動(dòng)、父母關(guān)系”“維度二家庭代際關(guān)系”“父親與祖父的關(guān)系”呈現(xiàn)出顯著性差異。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較父親在位及分維度在生源地上的差異，結(jié)果見(jiàn)8。表8父親在位及分維度在生源地的差異性檢驗(yàn)?生源地(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t城鎮(zhèn)(n=496)農(nóng)村(n=422)維度一與父親的關(guān)系64.26±15.7163.54±13.170.750對(duì)父親的感情16.32±3.9116.76±3.22-1.855母親對(duì)父子關(guān)系的支持10.58±3.2510.10±3.012.301*父親參與的感知11.95±4.2611.66±3.881.076與父親的身體互動(dòng)10.97±4.5110.32±3.922.329*父母關(guān)系14.44±4.3014.70±3.88-0.976維度二家庭代際關(guān)系32.56±5.3432.43±5.330.378母親和外祖父的關(guān)系18.38±2.3118.15±2.291.512父親與祖父的關(guān)系14.19±4.3914.28±4.00-0.348維度三有關(guān)父親的信念10.66±4.369.39±4.004.607***父親影響的概念10.66±4.369.39±4.004.607***父親在位107.48±20.53105.36±17.721.681*p<0.05***p<0.001由上表8可知，中學(xué)生父親在位總分在生源地上不存在顯著差異，分量表“母親對(duì)父子關(guān)系的支持”“與父親的身體互動(dòng)”“父親影響的概念”在生源地差異顯著，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)學(xué)生得分高于農(nóng)村學(xué)生，其余分量表現(xiàn)為差異不顯著。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較父親在位及分維度在是否獨(dú)生上的差異，結(jié)果見(jiàn)表9。表9父親在位及分維度在是否獨(dú)生的差異性檢驗(yàn)是否獨(dú)生(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t獨(dú)生(n=140)非獨(dú)生(n=778)維度一與父親的關(guān)系64.61±16.8463.81±14.160.535對(duì)父親的感情16.22±4.2016.58±3.49-0.951母親對(duì)父子關(guān)系的支持10.84±3.4710.28±3.091.965*父親參與的感知12.11±4.3511.76±4.040.923與父親的身體互動(dòng)11.29±4.5010.56±4.201.856父母關(guān)系14.16±4.5214.63±4.03-1.250維度二家庭代際關(guān)系32.07±5.7832.58±5.25-1.035母親和外祖父的關(guān)系18.14±2.6318.30±2.24-0.677父親與祖父的關(guān)系13.94±4.5214.28±4.16-0.897維度三有關(guān)父親的信念10.51±4.4810.00±4.201.305父親影響的概念10.51±4.4810.00±4.201.305父親在位107.19±22.12106.38±18.770.408*p<0.05由上表9可知，中學(xué)生父親在位總分在是否獨(dú)生上不存在顯著差異，分量表“母親對(duì)父子關(guān)系的支持”在是否獨(dú)生上差異顯著，表現(xiàn)為獨(dú)生得分高于非獨(dú)生，其余分量表現(xiàn)為差異不顯著。采用單因素方差分析比較父親在位及分維度在年級(jí)上的差異情況，結(jié)果見(jiàn)表10。表10父親在位及分維度在年級(jí)上的差異性檢驗(yàn)（M±SD）?年級(jí)(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)維度一與父親的關(guān)系64.11±13.6561.48±14.2763.58±14.6562.96±16.0666.21±14.6566.39±14.542.496*對(duì)父親的感情16.76±3.2616.04±3.8016.21±3.4616.33±4.2216.85±3.6417.36±3.312.592*母親對(duì)父子關(guān)系的支持10.04±2.999.77±3.1410.44±3.1410.60±3.3111.13±3.1410.49±3.143.548**父親參與的感知11.84±4.1811.43±4.1411.71±4.1111.71±3.7112.10±4.0012.35±4.250.884與父親的身體互動(dòng)10.99±4.4810.15±3.9010.58±4.2010.17±4.0311.21±4.4711.00±4.441.619父母關(guān)系14.49±3.9614.08±4.3114.63±4.1614.16±4.3914.92±3.9615.19±3.781.464維度二家庭代際關(guān)系32.22±5.5031.95±5.0432.76±5.5832.40±5.1233.16±5.2132.58±5.391.051母親和外祖父的關(guān)系18.30±2.1518.35±2.1418.18±2.4218.44±2.3818.26±2.5118.16±2.210.275父親與祖父的關(guān)系13.92±4.2513.60±4.0414.58±4.4013.96±4.1314.90±3.8814.42±4.422.190維度三有關(guān)父親的信念8.53±4.039.16±4.119.70±4.2711.58±4.1712.06±3.8310.84±3.8417.271***父親影響的概念8.53±4.039.16±4.119.70±4.2711.58±4.1712.06±3.8310.84±3.8417.271***父親在位104.85±17.77102.58±18.25106.04±20.01106.94±21.04111.43±19.41109.81±18.694.387***p<0.05**p<0.01***p<0.001由上表10可知，中學(xué)生父親在位在不同年級(jí)上存在顯著差異。年級(jí)樣本對(duì)于維度一與父親的關(guān)系,對(duì)父親的感情,母親對(duì)父子關(guān)系的支持,維度三有關(guān)父親的信念,父親影響的概念呈現(xiàn)出顯著性差異。4.2.2中學(xué)生人際信任的人口學(xué)變量檢驗(yàn)采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較人際信任及分維度在性別上的差異，結(jié)果見(jiàn)表11。表11人際信任及分維度在性別上的差異性檢驗(yàn)?性別(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t男生(n=503)女生(n=415)特殊信任39.01±6.5438.43±5.891.410普遍信任33.29±7.1933.65±6.06-0.814人際信任72.31±9.6672.08±8.350.385從上表可知，人際信任在不同性別上差異不顯著，在分量表特殊信任,普遍信任也均未表現(xiàn)出顯著性差異。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較人際信任及分維度在生源地上的差異，結(jié)果見(jiàn)表12。表12人際信任及分維度在生源地上的差異性檢驗(yàn)?生源地(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t城鎮(zhèn)(n=496)農(nóng)村(n=422)特殊信任38.53±6.1939.01±6.34-1.172普遍信任33.02±7.2633.97±5.95-2.180*人際信任71.54±9.3972.98±8.66-2.393**p<0.05從上表可知，人際信任在生源地上差異顯著，具體表現(xiàn)為城鎮(zhèn)平均分顯著低于農(nóng)村平均分。分量表特殊信任在不同生源地樣本上差異不顯著，分量表普遍信任在生源地上表現(xiàn)出差異顯著，具體表現(xiàn)為城鎮(zhèn)平均值會(huì)明顯低于農(nóng)村平均值。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較人際信任及分維度在是否獨(dú)生上的差異，結(jié)果見(jiàn)表13。表13人際信任及分維度在是否獨(dú)生上的差異性檢驗(yàn)是否獨(dú)生(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t獨(dú)生(n=140)非獨(dú)生(n=778)特殊信任38.14±6.1538.86±6.28-1.246普遍信任32.94±6.6433.55±6.71-0.992人際信任71.08±9.3372.40±9.03-1.591從上表可知，總量表人際信任，分量表特殊信任和普遍信任在是否獨(dú)生上均差異不顯著。采用單因素方差分析比較人際信任及分維度在年級(jí)上的差異，結(jié)果見(jiàn)表14。表14人際信任及分維度在年級(jí)上的差異性檢驗(yàn)?年級(jí)(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)特殊信任39.24±6.9938.61±6.3139.51±6.2636.93±6.0538.38±5.6538.78±5.692.595*普遍信任35.17±6.3233.39±6.6334.31±6.8632.72±5.7532.08±6.6231.67±7.186.038***人際信任74.41±9.9572.00±8.9173.81±8.2069.64±9.0870.46±8.4570.45±9.296.948****p<0.05***p<0.001從上表可知，總量表人際信任以及分量表特殊信任和普遍信任在年級(jí)上差異顯著。4.2.3中學(xué)生友誼質(zhì)量的人口學(xué)變量檢驗(yàn)表15友誼質(zhì)量及分維度在性別上的差異性檢驗(yàn)性別(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t男生(n=503)女生(n=415)肯定與關(guān)心10.11±2.6010.35±2.79-1.341親密袒露與交流10.87±2.6611.51±2.53-3.665***沖突解決策略10.88±2.6410.55±2.751.818陪伴與娛樂(lè)11.43±2.4911.04±2.582.320*幫助與指導(dǎo)10.71±2.6210.59±2.540.696沖突與背叛11.37±2.3811.84±2.22-3.098**友誼質(zhì)量65.37±10.3565.88±11.12-0.721*p<0.05**p<0.01***p<0.001采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較友誼質(zhì)量及分維度在性別上的差異，結(jié)果見(jiàn)表15。從表中可以看出：中學(xué)生友誼質(zhì)量在性別上差異不顯著。在分維度上，不同性別樣本對(duì)于分維度“肯定與關(guān)心”、“沖突解決策略”、“幫助與指導(dǎo)”差異不顯著，性別樣本對(duì)于分維度“親密袒露與交流”、“陪伴與娛樂(lè)”、“沖突與背叛”呈現(xiàn)出顯著性差異，性別對(duì)于“親密袒露與交流”、“沖突與背叛”呈現(xiàn)出男生的平均值會(huì)明顯低于女生的平均值，性別對(duì)于“陪伴與娛樂(lè)”呈現(xiàn)出男生的平均值會(huì)明顯高于女生的平均值。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較友誼質(zhì)量及分維度在生源地上的差異，結(jié)果見(jiàn)表16。表16友誼質(zhì)量及分維度在生源地上的差異性檢驗(yàn)生源地(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t城鎮(zhèn)(n=496)農(nóng)村(n=422)肯定與關(guān)心10.36±2.8010.05±2.551.736親密袒露與交流11.26±2.7111.04±2.521.248沖突解決策略10.74±2.7310.73±2.660.072陪伴與娛樂(lè)11.16±2.6311.35±2.42-1.116幫助與指導(dǎo)10.70±2.6610.60±2.500.556沖突與背叛11.65±2.4311.51±2.180.920友誼質(zhì)量65.87±11.1465.28±10.160.828從上表可以看出，友誼質(zhì)量總量表在生源地上不存在顯著性差異。不同生源地樣本對(duì)于分量表肯定與關(guān)心,親密袒露與交流,沖突解決策略,陪伴與娛樂(lè),幫助與指導(dǎo),沖突與背叛均不會(huì)表現(xiàn)出顯著性差異。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較友誼質(zhì)量及分維度在是否獨(dú)生上的差異，結(jié)果見(jiàn)表17。表17友誼質(zhì)量及分維度在是否獨(dú)生上的差異性檢驗(yàn)?是否獨(dú)生(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t獨(dú)生(n=140)非獨(dú)生(n=778)肯定與關(guān)心10.29±2.6610.21±2.690.314親密袒露與交流11.29±2.6111.14±2.630.621沖突解決策略10.77±2.4710.72±2.740.188陪伴與娛樂(lè)11.13±2.6211.27±2.52-0.612幫助與指導(dǎo)10.81±2.4310.63±2.610.752沖突與背叛11.27±2.3111.64±2.32-1.727友誼質(zhì)量65.55±10.4665.61±10.75-0.059從上表可以看出，友誼質(zhì)量總量表在是否獨(dú)生上不存在顯著性差異，是否獨(dú)生樣本對(duì)于分量表肯定與關(guān)心,親密袒露與交流,沖突解決策略,陪伴與娛樂(lè),幫助與指導(dǎo),沖突與背叛均不會(huì)表現(xiàn)出顯著性差異。采用單因素方差分析比較友誼質(zhì)量及分維度在年級(jí)上的差異，結(jié)果見(jiàn)表18。表18友誼質(zhì)量及分維度在年級(jí)上的差異性檢驗(yàn)?年級(jí)(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)肯定與關(guān)心9.75±2.669.89±2.7010.11±2.7211.00±2.8710.62±2.5510.51±2.474.189**親密袒露與交流10.64±2.7711.09±2.5210.97±2.5111.46±2.8311.66±2.5411.53±2.583.324**沖突解決策略10.83±2.8110.68±2.7110.50±2.8511.07±2.6610.80±2.4610.74±2.500.716陪伴與娛樂(lè)11.72±2.5711.50±2.6311.49±2.5211.09±2.6710.55±2.2510.67±2.335.458***幫助與指導(dǎo)10.38±2.9710.85±2.4210.63±2.8010.84±2.3410.67±2.3910.61±2.220.699沖突與背叛11.79±2.2811.39±2.3211.39±2.3211.75±2.4511.74±2.1611.61±2.461.039友誼質(zhì)量65.12±11.4865.41±10.1165.10±11.4867.22±10.8066.03±9.8365.69±9.900.660**p<0.01***p<0.001從上表可以看出，友誼質(zhì)量總量表在年級(jí)上不存在顯著性差異，年級(jí)樣本對(duì)于分量表肯定與關(guān)心,親密袒露與交流,陪伴與娛樂(lè)呈現(xiàn)出顯著性差異。4.2.4中學(xué)生孤獨(dú)感的人口學(xué)變量檢驗(yàn)采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較孤獨(dú)感及分維度在性別上的差異，結(jié)果見(jiàn)表19。表19孤獨(dú)感及分維度在性別上的差異性檢驗(yàn)性別(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t男生(n=503)女生(n=415)純孤獨(dú)感11.14±3.9912.01±4.59-3.006**同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)10.45±3.8210.77±4.06-1.250社交能力的知覺(jué)13.82±4.6515.29±4.56-4.816***重要關(guān)系未滿足的知覺(jué)6.69±2.406.78±2.65-0.491孤獨(dú)感42.10±12.2644.85±13.63-3.209*****p<0.01***p<0.001從上表可以看出，孤獨(dú)感總量表在性別上表現(xiàn)出顯著差異，具體表現(xiàn)為女生得分顯著高于男生得分。性別樣本對(duì)于分量表純孤獨(dú)感,社交能力的知覺(jué)呈現(xiàn)出顯著性差異，具體表現(xiàn)為性別對(duì)于純孤獨(dú)感、社交能力的知覺(jué)呈現(xiàn)出男生的平均值會(huì)明顯低于女生的平均值。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較孤獨(dú)感及分維度在生源地上的差異，結(jié)果見(jiàn)表20。表20孤獨(dú)感及分維度在生源地上的差異性檢驗(yàn)?生源地(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t城鎮(zhèn)(n=496)農(nóng)村(n=422)純孤獨(dú)感11.54±4.3611.53±4.230.019同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)10.81±4.0210.33±3.811.857社交能力的知覺(jué)14.51±4.7814.46±4.540.163重要關(guān)系未滿足的知覺(jué)6.67±2.486.81±2.56-0.856孤獨(dú)感43.53±13.0943.13±12.820.461從上表可以看出，孤獨(dú)感總量表在生源地上差異不顯著，不同生源地樣本對(duì)于分量表純孤獨(dú)感,同伴關(guān)系的評(píng)價(jià),社交能力的知覺(jué),重要關(guān)系未滿足的知覺(jué)均不會(huì)表現(xiàn)出顯著性差異。采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較孤獨(dú)感及分維度在是否獨(dú)生上的差異，結(jié)果見(jiàn)表21。表21孤獨(dú)感及分維度在是否獨(dú)生上的差異性檢驗(yàn)?是否獨(dú)生(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)t獨(dú)生(n=140)非獨(dú)生(n=778)純孤獨(dú)感12.26±4.4411.40±4.262.190*同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)11.40±4.0410.45±3.902.649**社交能力的知覺(jué)14.76±4.6614.44±4.670.764重要關(guān)系未滿足的知覺(jué)7.06±2.596.67±2.501.704孤獨(dú)感45.49±12.8242.96±12.962.135**p<0.05**p<0.01從上表可以看出，孤獨(dú)感總量表在是否獨(dú)生上表現(xiàn)出顯著性差異，呈現(xiàn)出獨(dú)生的得分會(huì)明顯高于非獨(dú)生的得分。是否獨(dú)生樣本對(duì)于分量表純孤獨(dú)感,同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)呈現(xiàn)出顯著性差異。具體表現(xiàn)為獨(dú)生的平均值會(huì)明顯高于非獨(dú)生的平均值。采用單因素方差分析比較孤獨(dú)感及分維度在年級(jí)上的差異，結(jié)果見(jiàn)表22。表22孤獨(dú)感及分維度在年級(jí)上的差異性檢驗(yàn)?年級(jí)(平均值±標(biāo)準(zhǔn)差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)純孤獨(dú)感10.99±4.7511.64±4.3911.16±4.3012.29±4.2611.81±3.6711.90±4.121.753同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)10.22±4.4810.32±3.3710.08±3.8112.08±4.7210.93±3.5710.90±3.514.368***社交能力的知覺(jué)14.51±4.7314.31±4.5113.90±4.7214.76±5.0614.80±4.5715.28±4.431.578重要關(guān)系未滿足的知覺(jué)6.66±2.886.76±2.456.74±2.547.05±2.736.54±2.116.75±2.290.510孤獨(dú)感42.38±14.2743.03±12.3041.89±13.1446.19±14.5644.08±10.9844.83±12.172.067***p<0.001從上表可以看出，孤獨(dú)感總量表在年級(jí)上差異不顯著，分維度同伴關(guān)系的評(píng)價(jià)年級(jí)上差異顯著，其余分維度均差異不顯著。4.3中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的總分相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的總分進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表23。表23中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感之間的相關(guān)性?平均值標(biāo)準(zhǔn)差父親在位人際信任友誼質(zhì)量孤獨(dú)感父親在位106.50719.3091人際信任72.2039.0870.190***1友誼質(zhì)量65.59910.7020.340***0.122***1孤獨(dú)感43.34412.962-0.318***-0.299***-0.500***1***p<0.001從上表可知，父親在位和人際信任之間有著顯著的正相關(guān)，父親在位和友誼質(zhì)量之間有著顯著的正相關(guān)，父親在位和孤獨(dú)感之間有著顯著的負(fù)相關(guān)，人際信任和友誼質(zhì)量之間有著顯著的正相關(guān)，人際信任和孤獨(dú)感之間有著顯著的負(fù)相關(guān)，友誼質(zhì)量和孤獨(dú)感之間有著顯著的負(fù)相關(guān)。4.4中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的回歸分析由上表可知，各變量間顯著相關(guān)，對(duì)相關(guān)顯著的變量做進(jìn)一步的回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表24。表24中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感之間的回歸分析結(jié)果變量預(yù)測(cè)變量BetatR2F人際信任父親在位0.1046.692***0.07113.961***友誼質(zhì)量父親在位0.20111.344***0.12526.165***孤獨(dú)感父親在位-0.080-3.924***人際信任-0.298-7.450***友誼質(zhì)量-0.531-15.158***0.33866.295******p<0.001從上表可知，將父親在位作為自變量，而將人際信任作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，父親在位的回歸系數(shù)值為0.104(t=6.692，p<0.001)，意味著父親在位會(huì)對(duì)人際信任產(chǎn)生顯著的正向影響。將父親在位作為自變量，而將友誼質(zhì)量作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，父親在位的回歸系數(shù)值為0.201(t=11.344，p<0.001)，意味著父親在位會(huì)對(duì)友誼質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。將父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量作為自變量，而將孤獨(dú)感作為因變量進(jìn)行線性回歸分析父親在位的回歸系數(shù)值為-0.080(t=-3.924，p<0.001)，意味著父親在位會(huì)對(duì)孤獨(dú)感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。人際信任的回歸系數(shù)值為-0.298(t=-7.450，p<0.001)，意味著人際信任會(huì)對(duì)孤獨(dú)感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。友誼質(zhì)量的回歸系數(shù)值為-0.531(t=-15.158，p＜0.001)，意味著友誼質(zhì)量會(huì)對(duì)孤獨(dú)感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。4.5中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。以父親在位為自變量，人際信任和友誼質(zhì)量為中介變量，以孤獨(dú)感為因變量，選擇Process插件中的模型4進(jìn)行平行中介作用檢驗(yàn)，重復(fù)抽樣5000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間。結(jié)果見(jiàn)表25。表25平行中介分析效應(yīng)路徑EffectBootSEBootLLCIBootULCI效應(yīng)占比直接效應(yīng)父親在位=>孤獨(dú)感-0.0800.020-0.119-0.04036.695%間接效應(yīng)1父親在位=>人際信任=>孤獨(dú)感-0.0310.010-0.066-0.02914.229%間接效應(yīng)2父親在位=>友誼質(zhì)量=>孤獨(dú)感-0.1070.020-0.196-0.11949.076%總效應(yīng)父親在位=>孤獨(dú)感-0.2170.022-0.259-0.175從上表可以看出，總效應(yīng)（-0.217）的置信區(qū)間[-0.259，-0.175]不包含0，間接效應(yīng)1（-0.031）的置信區(qū)間[-0.066，-0.029]不包含0，表明人際信任在父親在位和孤獨(dú)感之間起中介作用，效應(yīng)占比14.229%；間接效應(yīng)2（-0.107）的置信區(qū)間[-0.196，-0.119]不包含0，表明友誼質(zhì)量在父親在位和孤獨(dú)感之間起中介作用，效應(yīng)占比49.076%。結(jié)果表明：人際信任和友誼質(zhì)量在父親在位對(duì)孤獨(dú)感的影響中起中介作用，平行中介效應(yīng)顯著。具體路徑如圖2。孤獨(dú)感父親在位-0.217***孤獨(dú)感父親在位友誼質(zhì)量友誼質(zhì)量孤獨(dú)感父親在位人際信任0.201***-0.531***-0.080***0.104***-0.298***圖2平行中介效應(yīng)路徑模型圖5討論5.1中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的現(xiàn)狀分析5.1.1中學(xué)生父親在位的人口學(xué)變量差異分析本研究中，中學(xué)生父親在位在性別上差異顯著，具體表現(xiàn)為男生父親在位得分高于女生。結(jié)果與前人結(jié)果一致(李曉珊,2017)。男生得分高于女生可能是由于社會(huì)文化和家庭教育中存在著對(duì)男女性別角色的不同期待。傳統(tǒng)觀念中，男性被認(rèn)為是家庭的經(jīng)濟(jì)支柱和領(lǐng)導(dǎo)者，通常被期望承擔(dān)更多的責(zé)任和參與家庭生活的角色。因此，男生可能更多地接受父親的關(guān)注和指導(dǎo)，導(dǎo)致其父親在位得分較高。社會(huì)對(duì)男女性別角色的認(rèn)知也可能影響到父親在位得分的差異。對(duì)男性的期待通常更傾向于獨(dú)立、自主和責(zé)任感，而對(duì)女性的期待則更強(qiáng)調(diào)溫柔、體貼和關(guān)懷。因此，父親可能更傾向于在教育和引導(dǎo)方面更多地與男生互動(dòng)，而對(duì)女生則更多地表現(xiàn)出關(guān)懷和支持，導(dǎo)致男生得分會(huì)更高。本研究結(jié)果顯示中學(xué)生父親在位總量表在生源地上差異不顯著。這與馮翠仙(2019)結(jié)果不一樣，他認(rèn)為城鎮(zhèn)學(xué)生父親在位水平要優(yōu)于農(nóng)村學(xué)生。結(jié)果不一致的原因可能是：隨著城鄉(xiāng)發(fā)展差距的縮小和現(xiàn)代化水平的提高，城鎮(zhèn)和農(nóng)村生源地之間的生活方式、文化觀念和家庭教育模式逐漸趨于一致。城鄉(xiāng)之間的信息交流更加便捷，教育資源的均衡配置也得到了改善，這可能減少了城鄉(xiāng)生源地在父親在位方面的差異；隨著城鄉(xiāng)交流的增加和教育水平的提高，家庭價(jià)值觀念和文化傳承也可能逐漸趨同。這可能使得父親在位在城鎮(zhèn)和農(nóng)村生源地之間的差異不太明顯。研究結(jié)果表明，在中學(xué)生中，父親是否在位在是否為獨(dú)生子女上差異并不顯著。這一結(jié)果與之前的研究發(fā)現(xiàn)不一致(蒲少華，2012)，后者發(fā)現(xiàn)存在顯著差異。這種變化可能是由于，在現(xiàn)代社會(huì)中，不論是獨(dú)生子女家庭還是非獨(dú)生子女家庭，父親對(duì)子女的關(guān)注度都較高，都能夠向子女提供優(yōu)質(zhì)的支持。父親在位在子女成長(zhǎng)過(guò)程中的重要性日益受到重視，父親都可能更積極地參與子女的成長(zhǎng)，并與他們建立親密的關(guān)系。中學(xué)生父親在位在年級(jí)上存在顯著差異，表現(xiàn)為高二＞高三＞高一＞初三＞初一＞初二，原因可能是因?yàn)椋焊叨菍W(xué)業(yè)壓力逐漸增加的階段，學(xué)生需要面對(duì)更多的考試和學(xué)業(yè)任務(wù)，因此他們可能更加依賴家庭的支持和父親的關(guān)愛(ài)來(lái)緩解壓力。高三是學(xué)生備戰(zhàn)高考的關(guān)鍵階段，學(xué)生需要投入更多時(shí)間和精力來(lái)應(yīng)對(duì)高考，因此可能相對(duì)缺乏與父親的互動(dòng)時(shí)間，導(dǎo)致父親在位得分略低于高二階段。初二學(xué)生可能更多地投入到社交和興趣活動(dòng)中，與父親的互動(dòng)可能較少，導(dǎo)致評(píng)定得分較低。5.1.2中學(xué)生人際信任的人口學(xué)變量差異分析在我們的研究中，發(fā)現(xiàn)中學(xué)生的人際信任在性別方面并沒(méi)有顯著的差異。這與之前的一些研究結(jié)果是一致的，鄭信軍(1997)進(jìn)行的調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，男女學(xué)生之間在人際信任方面并沒(méi)有顯著的差異。Rotter(1967)的理論也認(rèn)為，人際信任不受性別的影響。近年來(lái)，社會(huì)的文明程度一直在提高，男女在社會(huì)化過(guò)程中接受的教育和社會(huì)化方式也趨于平等，對(duì)女性的歧視觀念在社會(huì)和家庭中逐漸減少。因此，男女在相對(duì)相同的環(huán)境條件下成長(zhǎng)，都能夠自由地進(jìn)行人際交往，這導(dǎo)致了他們?cè)谌穗H態(tài)度上形成了相似的趨勢(shì)中學(xué)生人際信任在生源地上存在顯著性差異，這與韋耀陽(yáng)等人(2004)的研究結(jié)果一致，具體表現(xiàn)為農(nóng)村學(xué)生的得分高于城鎮(zhèn)。這可能因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)相對(duì)城市而言，社會(huì)關(guān)系更為密切、相互依存度更高，人們更傾向于相互信任和支持。這種緊密的社會(huì)聯(lián)系和社區(qū)互助可能促進(jìn)了農(nóng)村學(xué)生的人際信任水平。也可能受到文化傳統(tǒng)的影響，農(nóng)村地區(qū)的文化傳統(tǒng)可能更加注重親情、鄰里關(guān)系和團(tuán)體協(xié)作，這種傳統(tǒng)價(jià)值觀可能培養(yǎng)了農(nóng)村學(xué)生更為信任他人的傾向。城市的生活節(jié)奏更快，人們更注重效率和利益，可能導(dǎo)致城鎮(zhèn)學(xué)生相對(duì)于農(nóng)村學(xué)生更加謹(jǐn)慎和保守，在信任他人方面表現(xiàn)得相對(duì)較低。在我們的研究中，發(fā)現(xiàn)中學(xué)生在是否獨(dú)生子女這個(gè)變量上的人際信任并沒(méi)有顯著的差異。同樣地，在“一般信任”和“特殊信任”方面也沒(méi)有明顯的區(qū)別。這與伍業(yè)光(2001)的研究結(jié)果不同，這可能是由于經(jīng)濟(jì)水平的提高，導(dǎo)致父母對(duì)待獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女的關(guān)愛(ài)相同，這樣一來(lái)，無(wú)論孩子家庭中有幾個(gè)孩子，他們都能夠感受到父母的關(guān)愛(ài)和支持，從而增強(qiáng)了他們的自信心。此外，隨著時(shí)代的變遷，人們的觀念也在不斷變化，這可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，不同研究階段的差異可能會(huì)導(dǎo)致我們得出不同的研究結(jié)論。在本研究中，中學(xué)生人際信任在年級(jí)上具有顯著差異。具體表現(xiàn)為初一＞初三＞初二＞高二=高三＞高一，原因可能是初一階段的學(xué)生通常是剛剛進(jìn)入中學(xué)，對(duì)新環(huán)境和新同學(xué)可能感到好奇、新奇，因此他們可能更愿意與同學(xué)建立信任關(guān)系。而隨著學(xué)生進(jìn)入高中階段，社會(huì)適應(yīng)能力逐漸增強(qiáng)，可能開(kāi)始形成一定的社交圈子，對(duì)新人和新環(huán)境的信任可能會(huì)相應(yīng)下降。高中階段學(xué)業(yè)壓力逐漸增加，學(xué)生可能更加專注于學(xué)業(yè)，把時(shí)間和精力投入到學(xué)習(xí)上，而相對(duì)忽略了人際關(guān)系的建立和維護(hù)，導(dǎo)致人際信任水平下降。高中階段的學(xué)生年齡更大，心理成熟度可能會(huì)影響他們對(duì)人際關(guān)系的看法和處理方式。年齡較小的初中階段學(xué)生可能更加天真純真，對(duì)人際關(guān)系的信任程度更高。5.1.3中學(xué)生友誼質(zhì)量的人口學(xué)變量差異分析中學(xué)生友誼質(zhì)量在性別上差異不顯著，這與周丹等人(2016)的研究結(jié)果不一致，可能由于現(xiàn)代社會(huì)中的性別觀念逐漸演變，男女在社交和友誼方面的期望和行為模式逐漸趨于一致，導(dǎo)致他們對(duì)友誼的評(píng)價(jià)也更加相似。其次，教育和家庭環(huán)境對(duì)男女生的友誼觀念和行為進(jìn)行了類似的引導(dǎo)和培養(yǎng)，減少了性別對(duì)友誼質(zhì)量的影響。此外，現(xiàn)代社會(huì)中友誼的定義和認(rèn)知更加包容和多樣化，不再局限于特定性別的行為或期待，這也使得男女生在友誼質(zhì)量上的評(píng)價(jià)更為接近。在本研究中，中學(xué)生友誼質(zhì)量在生源地上的差異不顯著，這與李重慶等人(2023)的研究結(jié)果不一致，可能是由于調(diào)查的群體不同。中學(xué)生友誼質(zhì)量城鎮(zhèn)或者農(nóng)村的差異不顯著可能因?yàn)楝F(xiàn)代通訊技術(shù)的普及使得城鄉(xiāng)之間的信息傳遞更加便捷，減少了地域?qū)τ颜x質(zhì)量的影響。其次，隨著城市化進(jìn)程的加快，農(nóng)村地區(qū)的生活方式和文化也在逐漸向城市化靠攏，城鄉(xiāng)之間的差異在一些方面可能逐漸減少。此外，隨著教育水平的提高和城市化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)村地區(qū)的中學(xué)生也能夠接觸到更廣泛的社會(huì)資源和教育機(jī)會(huì)，與城市中學(xué)生有更多的交流和接觸，進(jìn)而對(duì)友誼質(zhì)量產(chǎn)生類似的影響。中學(xué)生友誼質(zhì)量在是否獨(dú)生上差異不顯著，這一結(jié)果與梁英豪等人(2018)的研究結(jié)果不一致。首先，社會(huì)環(huán)境和家庭背景的變化可能導(dǎo)致了這種差異。隨著時(shí)代的發(fā)展，家庭結(jié)構(gòu)和教育理念發(fā)生了改變，獨(dú)生子女所處的環(huán)境和家庭教育方式與以往可能有所不同，可能更加注重孩子的社交能力培養(yǎng)，從而彌補(bǔ)了友誼質(zhì)量上的差異。其次，獨(dú)生子女可能會(huì)因?yàn)榧彝サ膯我恍远涌释獠可缃?，因此可能?huì)更加努力地與同齡人建立友誼，從而提高了友誼質(zhì)量。另外，研究方法和樣本選擇的不同也可能導(dǎo)致結(jié)論的差異，中學(xué)生友誼質(zhì)量總量表在年級(jí)上差異不顯著，原因可能是因?yàn)椴煌昙?jí)的學(xué)生，他們可能面臨著相似的社交環(huán)境、學(xué)業(yè)壓力以及相似的個(gè)人發(fā)展階段。此外，不同年級(jí)的學(xué)生可能有著相似的友誼期望和需求，而這些因素在整體上并未導(dǎo)致顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。另外，不同年級(jí)的學(xué)生可能會(huì)受到諸多因素的影響，例如個(gè)體性格特點(diǎn)、家庭背景、社交經(jīng)驗(yàn)等，這些因素可能在不同年級(jí)之間表現(xiàn)出差異，但在總體上并不足以導(dǎo)致顯著的友誼質(zhì)量差異。5.1.4中學(xué)生孤獨(dú)感的人口學(xué)變量差異分析中學(xué)生孤獨(dú)感在性別上的差異顯著，表現(xiàn)為女生孤獨(dú)感得分高于男生，該結(jié)果與付蓉(2021)的研究結(jié)果一致。孤獨(dú)感性別上的差異，原因可能在于女生通常比男生更早進(jìn)入青春期，生理和心理上的變化可能使她們更容易受到情緒波動(dòng)的影響，從而增加了感到孤獨(dú)的可能性，女生可能更注重人際關(guān)系的質(zhì)量和深度，對(duì)友誼和親密關(guān)系的需求更高，如果在這方面遇到困難或失去支持，可能更容易感到孤獨(dú)，女生可能更傾向于表達(dá)情感和尋求支持，因此更容易表達(dá)出自己的孤獨(dú)感，而男生則可能更傾向于內(nèi)化情緒，不太愿意表達(dá)自己的孤獨(dú)感。中學(xué)生孤獨(dú)感在生源地上的差異不顯著。該結(jié)果與趙紫艷(2020)的研究結(jié)果是一樣的。原因可能是無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，學(xué)生都可能獲得來(lái)自家庭、學(xué)校和社區(qū)等方面的社會(huì)支持。因此，他們?cè)诿鎸?duì)困難和挑戰(zhàn)時(shí)都有相似的社會(huì)支持系統(tǒng)，減少了孤獨(dú)感的可能性。城鎮(zhèn)和農(nóng)村的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可能存在差異，但對(duì)于中學(xué)生來(lái)說(shuō)，與同學(xué)、老師和家人之間的人際關(guān)系可能更為重要。即使生活在不同的地方，他們?nèi)匀豢梢酝ㄟ^(guò)人際關(guān)系獲得支持和陪伴，從而減輕孤獨(dú)感。中學(xué)生孤獨(dú)感在是否獨(dú)生上的差異顯著，表現(xiàn)為相較于非獨(dú)生子女來(lái)說(shuō)，獨(dú)生子女的孤獨(dú)感更強(qiáng)。該結(jié)果與張娟(2012)的研究結(jié)果一致。在只有一個(gè)孩子的家庭中，這個(gè)孩子在成長(zhǎng)過(guò)程中會(huì)得到全家人的關(guān)注，并且會(huì)被寄予更高的期望。因此，家長(zhǎng)可能會(huì)采取更加嚴(yán)厲的教養(yǎng)方式，可能會(huì)對(duì)孩子的一些日?；顒?dòng)有所限制。隨著時(shí)間的推移，孩子可能會(huì)感覺(jué)無(wú)法得到父母的理解，進(jìn)而產(chǎn)生無(wú)助和孤獨(dú)的情感。獨(dú)生子女在家庭中沒(méi)有同齡兄弟姐妹與之分享和互動(dòng)，也缺乏伙伴關(guān)系的支持和陪伴。本研究中，中學(xué)生孤獨(dú)感在年級(jí)上差異不顯著。這與范佳麗等人(2011)研究結(jié)果不一致，研究結(jié)果的不同可能是由于被試選擇不同，不同研究的被試來(lái)源，數(shù)量和特點(diǎn)可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響。其次，研究設(shè)計(jì)和方法的不同也可能是造成差異的原因，包括研究采用的測(cè)量工具、調(diào)查問(wèn)卷的設(shè)計(jì)以及數(shù)據(jù)分析方法等。中學(xué)生孤獨(dú)感在年級(jí)上不存在顯著差異的原因可能因?yàn)楦髂昙?jí)學(xué)生所面臨的壓力、學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)以及社交環(huán)境相對(duì)穩(wěn)定，導(dǎo)致其孤獨(dú)感水平相對(duì)持平。此外，可能還受到學(xué)校和家庭對(duì)學(xué)生的支持與關(guān)愛(ài)的影響，使得孤獨(dú)感在不同年級(jí)之間沒(méi)有明顯的波動(dòng)。5.2中學(xué)生父親在位、人際信任、友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的關(guān)系分析5.2.1中學(xué)生父親在位與人際信任的關(guān)系分析本研究結(jié)果顯示父親在位與人際信任總分呈顯著正相關(guān)，表明父親在位水平的提高會(huì)顯著預(yù)測(cè)人際信任水平的增加。楊玥瑋(2018)研究結(jié)果表明父親在位對(duì)人際信任有積極的預(yù)測(cè)作用，特別是當(dāng)父子關(guān)系和家庭代際關(guān)系良好時(shí)，孩子的人際信任水平很可能會(huì)增加，這意味著父親在位的品質(zhì)對(duì)子女的人際信任產(chǎn)生了顯著影響。家庭代際關(guān)系的和諧以及父親在位的高質(zhì)量將有助于子女今后建立更為穩(wěn)固和高水平的人際信任。5.2.2中學(xué)生父親在位與友誼質(zhì)量的關(guān)系分析中學(xué)生父親在位與友誼質(zhì)量的相關(guān)分析表明，父親在位總分與友誼質(zhì)量總分呈顯著正相關(guān)。結(jié)果表明，父親在位的程度越高，子女的友誼質(zhì)量就越高。這意味著父親在位的存在對(duì)子女的友誼關(guān)系有一定的促進(jìn)作用。父親在位可能提供了一種穩(wěn)定的家庭環(huán)境，使得子女更容易建立起良好的友誼關(guān)系。此外，父親在位還可能通過(guò)與子女的親密互動(dòng)和支持，增強(qiáng)子女的社交能力和情感表達(dá)能力，從而有助于他們建立更加積極、健康的友誼關(guān)系。因此，這種正相關(guān)關(guān)系反映了父親在位對(duì)子女友誼質(zhì)量的積極影響，使他們?cè)谏缃活I(lǐng)域更加健康、積極地發(fā)展。5.2.3中學(xué)生父親在位與孤獨(dú)感的關(guān)系分析父親在位與孤獨(dú)感的相關(guān)分析表明，中學(xué)生父親在位與孤獨(dú)感的總分呈顯著負(fù)相關(guān)，即父親在位水平越高，孤獨(dú)感就越低。這表明父親在位程度的提高與中學(xué)生孤獨(dú)感的降低之間存在密切的聯(lián)系。當(dāng)父親在位水平更高時(shí)，他們更多地參與到孩子的日常生活中，提供情感支持和陪伴，從而減少了孩子感到孤獨(dú)的可能性。父親在位的存在不僅僅是物質(zhì)上的支持，更是情感上的依靠，能夠讓孩子感到在家庭中有人可以依賴和傾訴。因此，父親在位的程度對(duì)于減輕中學(xué)生的孤獨(dú)感起著重要作用。5.2.4中學(xué)生人際信任與孤獨(dú)感的關(guān)系分析在本研究的調(diào)查結(jié)果中，中學(xué)生人際信任與孤獨(dú)感呈顯著負(fù)相關(guān)，與韋耀陽(yáng)、王艷(2019)研究結(jié)果一致。李德樹(shù)、劉敏（2022）對(duì)大學(xué)生進(jìn)行研究時(shí)同樣發(fā)現(xiàn)二者呈顯著負(fù)相關(guān)。個(gè)體在與他人交流溝通時(shí)表現(xiàn)出的信任越多，就越能夠建立起一種相互信任的氛圍。這種相互信任的基礎(chǔ)使得他們的交友關(guān)系能夠順利發(fā)展，隨著時(shí)間的推移，個(gè)體的朋友圈也會(huì)逐漸擴(kuò)大，從而減少了孤獨(dú)的感受。研究發(fā)現(xiàn)，人際信任水平越高的個(gè)體在與他人相處時(shí)表現(xiàn)出更積極的態(tài)度，更愿意相信他人，這有助于他們建立良好的人際關(guān)系，減少孤獨(dú)感的出現(xiàn)。5.2.5中學(xué)生友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感的關(guān)系分析本研究發(fā)現(xiàn)，中學(xué)生的友誼質(zhì)量與孤獨(dú)感之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說(shuō)，中學(xué)生的友誼質(zhì)量越高，他們所感受到的孤獨(dú)程度就越低。這與易艷紅等人(2013)的研究結(jié)果一致。中學(xué)生正處于生理心理發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，這一階段他們逐漸減少了對(duì)父母的依賴，同伴友誼在他們生活中的作用日益明顯。曾有研究表明(Al-Yagon,2008)，親密友誼關(guān)系的缺失會(huì)使個(gè)體的友誼質(zhì)量降低，從而導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生孤獨(dú)感。本研究進(jìn)一步驗(yàn)證了友誼質(zhì)量在緩解中學(xué)生孤獨(dú)