1 引言
在我国经济飞速发展和快速城镇化进程中，农村儿童一直备受社会各界关注(许程姝, 邬志辉, 2021)。由于农村儿童(包括相当一部分留守儿童、贫困儿童、寄宿儿童等)的成长环境多处于弱势，其面临着更多的消极心理及社会适应，如心理资本水平较低(范兴华, 范志宇, 2020)，攻击行为、校园霸凌甚至自杀的发生风险更加突显(陆芳, 付淑英, 2022)。依据积极的儿童发展观，每一个儿童都应当作社会的资源，而不是社会的问题(Damon, 2004)，因此，应从积极的视角关注农村儿童发展。亲社会行为(prosocial behavior)是一系列有益于他人和社会且符合社会规范和社会期望的行为(Eisenberg et al., 2015)，包括分享、帮助、安慰、捐赠及志愿服务(Ngai et al., 2018)，对个体发展和社会和谐都具有重要意义。亲社会行为是儿童青少年社会化的重要内容，对其良好的人际关系、学业成绩和社会适应具有重要作用(Carlo et al., 2018)。小学中高段是儿童身心发展的重要过渡阶段(郑治国 等, 2018)，也是其亲社会行为发展和分化的关键期(Malti & Dys, 2018)。因此，本研究聚焦农村小学中高段儿童，探究其亲社会行为的影响因素及内在机制。
家庭是青少年社会化发展的重要场所，是塑造儿童青少年社会行为的重要力量(张文新 等, 2021)。父母教养方式是影响儿童亲社会行为的重要家庭因素(Fatima et al., 2022)。父母温暖教养作为一种积极的教养方式，是指对子女充满关爱、积极关注子女的表现并倾向于赞同和支持子女的行为(Darling & Steinberg, 1993)。社会化理论(socialization theories)认为，儿童青少年的亲社会行为来源于其在家庭亲密关系中的积极经历(Pastorelli et al., 2016)，被积极教养的子女在各方面的表现均较好，乐于社交、喜爱群体，表现出更多的亲社会行为(林磊 等, 1996)。研究表明，父母采取高温暖的教养方式能促进儿童亲社会行为的发展(Carlo et al., 2011)。然而，以往研究大多将父母温暖教养作为一个整体，或仅关注父亲或母亲一方的温暖教养对个体的影响(张文新 等, 2021; Ngai et al., 2018)，较少考量母亲温暖与父亲温暖教养一致尤其是不一致对个体亲社会行为的影响。因此，本研究探讨父母温暖教养的一致和不一致对农村儿童亲社会行为的影响，并进一步探讨其中介机制。
父母温暖教养是健康家庭关系的核心之一，有利于营造和谐温暖的家庭氛围，促进青少年形成较高的安全感，使儿童获得良好的适应和发展(Tavassolie et al., 2016)。以往研究已证实，父母温暖教养一致高或一致低时，会对儿童产生不同的影响，当父母双方一致给予儿童高温暖教养，儿童青少年身处温暖支持的家庭环境中，其亲社会行为也较高(Carlo et al., 2011; Pastorelli et al., 2016)。相反，如果父母双方均一致采取低温暖教养，儿童成长中缺乏来自父亲和母亲的宽容接纳、鼓励和引导，将不利于儿童的亲社会行为发展(Fatima et al., 2022; Ngai et al., 2018)。因此，本研究假设，母亲温暖和父亲温暖教养一致时，父母温暖教养水平越高，农村儿童亲社会行为越高；父母温暖教养水平越低，农村儿童亲社会行为越低。
以往研究表明，父母教养不一致常常会引起家庭冲突，易损害儿童青少年的心理健康，致使青少年暴露在不安定的环境中，产生各种负性情绪和行为问题(杜亚雯 等, 2021)。Chen和Johnston(2012)发现，当父母教养行为差异越大时，孩子越容易产生内外化行为问题。然而父母教养不一致对儿童的影响存在争议。父母教养的分歧效应假说(De Los Reyes & Ohannessian, 2016)提出，父母在保护性因素上存在分歧时，不一定会对儿童的发展产生消极影响，存在“分歧−不适”和“分歧−适应”两种假说。具体而言，“分歧−不适”假说认为，当父母双方保护性因素(父母温暖)的差异反映非适应性家庭过程时，如父母一方与孩子的关系紧张，可能会使孩子产生内外化行为问题，不利于其亲社会行为的发展(Tavassolie et al., 2016)；而“分歧−适应”假说则认为，当父母双方保护性因素(父母温暖)的差异反映适应性家庭过程时，如反映父母不同责任分工、协同教养策略，可能并不会给儿童带来消极影响。由于相关假说的不同，关于父母温暖教养不一致的作用，本研究不作具体假设，仅假设母亲温暖和父亲温暖教养的差异对农村儿童亲社会行为产生影响。
心理资本(psychological capital)作为个体重要的心理资源，是在其成长和发展中表现出来的一种积极心理状态(Luthans et al., 2007)。范兴华等人(2015)的研究指出，农村儿童的心理资本对其心理与行为适应具有促进作用。根据资源保存理论(conservation of resources theory, COR)(Hobfoll, 1989)，个体具有保存现有资源和获取新资源的动力，从支持性的外在环境中获得积极资源(如心理资本)，个体资源的获取和耗损具有获取螺旋(gain spirals)和丧失螺旋(loss spirals)的通道，最初关键资源的获取会进一步促进个体获得更多的新资源，即进入“获取螺旋”通道。一方面，父母温暖的积极教养是个体重要的关键资源，儿童在温暖支持的家庭环境中能获取更多的心理资本(彭咏梅 等, 2017)。父母温暖教养均显著正向预测子女的心理资本(张效芳, 杜秀芳, 2014)。另一方面，最初关键资源的获得会进一步促进个体进入“获取螺旋”通道，心理资本水平越高的个体越能获得情绪、行为等的良好适应(Luthans et al., 2007)。研究发现，心理资本水平较高的儿童青少年具有更高的助人倾向，更可能产生亲社会行为(王艳辉 等, 2017; Zhang et al., 2022)。由此推测，心理资本在父母温暖教养与农村儿童亲社会行为之间起重要的“桥梁”作用。据此，本研究假设，父母温暖教养通过农村儿童心理资本进而影响其亲社会行为。
2 研究方法
2.1 被试
采用问卷法抽取江西省4所乡镇中心小学，选取4～5年级16个班级共618人，剔除一半以上未答、规律作答和存在明显乱答的问卷30份，回收有效问卷588份，有效回收率为95.15%。其中四年级279名(47.45%)，五年级309名(52.55%)；男生270名(45.92%)，女生311名(52.89%)，7名被试(1.19%)性别数据缺失；非留守儿童106名(18.03%)，留守儿童482名(81.97%)，其中单留守儿童(父母单方外出打工)182名(30.95%)，双留守儿童(父母双方均外出打工)300名(51.02%)。被试年龄介于9～13岁之间(M=11.08岁, SD=0.73岁)。
2.2 研究工具
2.2.1 父母温暖教养
采用蒋奖等人(2010)修订的中文版父母教养方式问卷中的情感温暖分量表，该量表分为父亲温暖教养和母亲温暖教养两个维度，每个维度包含7个项目，均采用Likert 4点计分，从1代表“从不这样”到4代表“经常这样”。项目分数相加得到父亲/母亲温暖教养总分，得分越高，表示儿童感知到的父亲/母亲情感温暖水平越高。本次测量中父亲温暖教养的Cronbach’s α系数为0.84，母亲温暖教养的Cronbach’s α系数为0.80。
2.2.2 亲社会行为
采用亲社会行为问卷(董奇, 林崇德, 2011)，该问卷共12个项目，采用Likert 4点计分，从1代表“从不”到4代表“总是”，得分越高，表示儿童青少年亲社会行为水平越高。本次测量中该量表的Cronbach’s α系数为0.86。
2.2.3 心理资本
采用农村儿童心理资本问卷(范兴华, 范志宇, 2020)，该问卷共25个项目，采用Likert 5点计分，从1代表“完全不符合”到5代表“完全符合”，得分越高，表示儿童心理资本水平越高。本次测量中该量表的Cronbach’s α系数为0.91。
2.2.4 家庭社会经济地位(SES)
借鉴OECD(2012)的计算方式，家庭SES由父母受教育水平和家庭拥有物两个指标来考察，并用因素分析法合成家庭SES指数。家庭SES =(β1×Z父亲受教育水平+β2×Z母亲受教育水平+β3×Z家庭拥有物)/εƒ。其中，β1、β2和β3为因子载荷，Z分数为各自变量的标准化值，εƒ为第一个因子的特征根。通过计算，本研究的家庭SES=(0.84×Z父亲受教育程度+0.81×Z母亲受教育程度+0.58×Z家庭拥有物)/0.55。
2.3 施测程序
施测前，所有项目均征得学校、教师和家长(或监护人)的知情同意，由经过专业培训的心理学硕士研究生和农村小学班主任担任主试，以班级为单位对学生进行集体施测。施测时学生在主试的指导下仔细阅读问题指导语并按要求作答，主试及时对学生难以理解的题目进行解释。学生完成问卷后，当场统一回收所有问卷，所有参与的儿童均收到礼品。
2.4 数据分析
运用SPSS25.0、R 4.3.1和PROCESS宏3.3进行数据分析。在进行数据分析之前，首先采用Harman单因素检验法对所有项目进行了共同方法偏差检验。结果显示，所有项目提取了9个特征值大于1的因子，其中第一个因子解释了变异的22.53%，小于40%的临界标准，说明不存在明显的共同方法偏差。接着进行数据分析，首先采用SPSS25.0进行描述性统计，其次使用R中的RSA包进行多项式回归与响应面分析，最后使用宏程序PROCESS 3.3进行中介效应检验。
以往研究多采用传统差异分数法进行分析，而传统差异分数法不仅会导致信度和效度降低，偏向于错误地支持假设的阳性结果，而且很难将结果变量和差异分数间的关系与结果变量和计算差异分数的变量间的关系区分开(Human et al., 2016)。多项式回归与响应面分析(response surface analysis, RSA)可以克服这些问题，它在多元回归的基础上，绘制两个自变量和因变量的曲面图，通过两个自变量之间构成的两条关系线(即一致线和不一致线)反应两个自变量的匹配情况(Shanock et al., 2010)。因此，本研究拟采用多项式回归与响应面分析进行考察，具体步骤如下：首先，对测量指标母亲温暖教养(MW)和父亲温暖教养(PW)进行标准化处理；其次建立多项式回归方程，将母亲温暖教养(MW)、父亲温暖教养(PW)、母亲温暖教养的平方(MW)2、母亲温暖教养与父亲温暖教养的交互项(MW×PW)、父亲温暖教养的平方(PW)2一起加入多项式回归模型中，即Z=b0+b1(MW)+b2(PW)+b3(MW)2+b4(MW×PW)+b5(PW)2+e；再次通过多项式回归方程系数得出4个响应面分析系数：a1检验父母温暖教养一致时的线性预测作用；a2检验父母温暖教养一致时的二次曲线预测作用；a3检验父母温暖教养不一致时(母亲−父亲)的线性预测作用；a4检验父母温暖教养不一致时(母亲−父亲)的二次曲线预测作用。
为了进一步检验心理资本的中介效应，本研究使用父母温暖教养对心理资本的多项式回归系数构建区集变量—块变量(block variable)，块变量等于5个多项式解释的方差(Edwards & Cable, 2009)，进而以块变量为自变量进行中介效应检验。
3 结果
3.1 各变量的描述统计及相关分析
对农村儿童各核心变量进行描述统计及相关分析，结果见表1 。结果表明，母亲温暖教养、父亲温暖教养、心理资本、亲社会行为两两之间存在中等程度相关。儿童性别与父亲温暖教养和亲社会行为相关显著，因此，在后续模型分析中将儿童性别作为控制变量。
表1 变量的描述统计与相关分析结果 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.性别 | |||||||||
| 2.年级 | 4.53 | 0.50 | 0.01 | ||||||
| 3.是否留守 | 1.18 | 0.38 | 0.01 | 0.01 | |||||
| 4.家庭SES | −0.02 | 3.21 | −0.00 | 0.02 | −0.02 | ||||
| 5.母亲温暖教养 | 19.64 | 4.80 | 0.02 | −0.00 | 0.02 | 0.01 | |||
| 6.父亲温暖教养 | 19.19 | 5.14 | 0.10* | −0.01 | 0.01 | 0.04 | 0.56** | ||
| 7.心理资本 | 85.41 | 17.05 | 0.04 | 0.04 | 0.03 | 0.06 | 0.42** | 0.38** | |
| 8.亲社会行为 | 31.57 | 7.37 | 0.11** | 0.01 | 0.04 | 0.04 | 0.38** | 0.37** | 0.67** |
注：性别为虚拟变量，1=男，2=女；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.2 父母温暖教养一致和不一致与农村儿童亲社会行为的关系
首先，对样本应答比例进行评估以确定是否适合进行多项式回归与响应面分析。在统一尺度后，母亲温暖与父亲温暖教养一致的样本比例为54.59%(321名)，母亲温暖教养大于父亲温暖教养的样本比例为23.64%(139名)，母亲温暖教养小于父亲温暖教养的样本比例为21.77%(128名)，满足各类别大于10%的分析要求，因此，可继续进行响应面分析。
其次，将儿童性别作为控制变量，以母亲温暖教养作为X轴，父亲温暖教养作为Y轴，农村儿童亲社会行为作为Z轴，建立响应面分析模型，多项式回归系数与响应面分析系数见表2 ，可视化结果见图1 。结果发现，沿一致性线(MW=PW)看，斜率a1显著(a1=2.18, p<0.001)，曲率a2显著(a2=0.49, p<0.05)，说明同时感受到高母亲温暖和高父亲温暖的农村儿童，报告出最高的亲社会行为，而同时感受到低母亲温暖和低父亲温暖的儿童，报告出最低的亲社会行为。a1和a2的结果共同提示，当父母温暖教养水平一致最高时，儿童亲社会行为水平达到峰值，当父母温暖教养水平一致最低时，儿童亲社会行为水平达到最低值；沿不一致线(MW=−PW)看，斜率a3不显著(a3=0.20, p>0.05)，曲率a4显著(a4=1.05, p<0.01)，说明母亲温暖与父亲温暖教养的差值对儿童亲社会行为的影响是非线性的，相比于父母温暖均处于中等水平的儿童，无论是高母亲温暖−低父亲温暖还是高父亲温暖−低母亲温暖，儿童报告的亲社会行为均更高。
表2 多项式回归系数与响应面分析系数 |
| 回归系数 | 响应面分析系数 | ||||||||||
| b0 (SE) | b1 (SE) | b2 (SE) | b3 (SE) | b4 (SE) | b5 (SE) | a1 (SE) | a2 (SE) | a3 (SE) | a4 (SE) | ||
| 亲社会行为 | 24.28*** (2.54) | 1.19*** (0.25) | 0.99*** (0.23) | 0.53*** (0.15) | −0.28 (0.15) | 0.24 (0.14) | 2.18*** (0.31) | 0.49* (0.18) | 0.20 (0.43) | 1.05** (0.29) | |
3.3 心理资本的中介效应检验
首先，依据响应面分析法的结果，使用多项式回归系数合成父母温暖教养的块变量，该块变量表示母亲温暖和父亲温暖教养的联合效应。其次，采用PROCESS 3.3宏程序，控制农村儿童性别，以父母温暖教养块变量为自变量，亲社会行为作为因变量，对心理资本进行中介效应检验，见表3 。结果表明，块变量可以显著预测农村儿童心理资本(β=−0.09, p<0.001)和亲社会行为(β=−0.01, p<0.001)，心理资本显著预测亲社会行为(β=0.26, p<0.001)，表明心理资本在块变量与农村儿童亲社会行为之间起部分中介作用，中介效应量为−0.02，95%置信区间为[−0.03, −0.02]，占总效应的63%。这表明父母温暖教养不仅直接影响儿童亲社会行为，还通过心理资本进而影响其亲社会行为。
图1 母亲温暖教养和父亲温暖教养对农村儿童亲社会行为的响应面分析注：从下到上的线为一致性线(MW=PW)，左下角代表母亲温暖和父亲温暖教养都处于低水平，右上角代表母亲温暖和父亲温暖教养都处于高水平，从左到右的线为不一致线(MW=−PW)，左上角表示低母亲温暖−高父亲温暖，右上角表示高母亲温暖−低父亲温暖。 |
表3 心理资本的中介模型检验 |
| 变量 | 方程1(心理资本) | 方程2(亲社会行为) | |||||
| β | t | 95%CI | β | t | 95%CI | ||
| 性别 | 0.59 | 0.47 | [−1.85, 3.03] | 1.07 | 2.45* | [0.21, 1.93] | |
| 父母 温暖教养 | −0.09 | −11.77*** | [−0.11, −0.08] | −0.01 | −4.53*** | [−0.02, −0.01] | |
| 心理资本 | 0.26 | 17.72*** | [0.23, 0.29] | ||||
| R2 | 0.19 | 0.47 | |||||
| F | 69.90*** | 171.10*** | |||||
4 讨论
4.1 父母温暖教养一致对农村儿童亲社会行为的影响
本研究发现，母亲温暖与父亲温暖教养一致时，同时感受到高母亲温暖和高父亲温暖的农村儿童，报告出最高的亲社会行为，而同时感受到低母亲温暖和低父亲温暖的儿童，报告出最低的亲社会行为。根据依恋理论，父母的温暖和支持有利于孩子形成安全型依恋，可以帮助儿童发展出积极的“内部工作模式”(Bowlby, 1973; Martin et al., 2010)，这一模式不仅能引导儿童形成良好的自我认知、以更积极的态度和更高的预期面对他人和事件，而且可成为儿童参照父母的“关怀模板”，增加其亲社会行为(Eisenberg et al., 2015)。家庭系统理论(Bowen, 1978)也认为，家庭系统中的成员之间相互影响，和谐、温暖的家庭系统对孩子的健康成长具有重要影响，作为家庭系统中重要一环的亲子系统，亲密和谐的亲子关系可以增加儿童亲社会行为(Kärtner et al., 2010)。这一结果说明，尽管农村儿童父母大多忙于农活或需外出打工(陆芳, 付淑英, 2022)，但不能忽视父母对孩子的温暖和关怀，父母双方的温暖和支持不仅可以为孩子提供观察学习的模板，而且能够给孩子提供安全堡垒，增强孩子与他人的联系和同理心，从而促使其亲社会行为得到最好的发展。
4.2 父母温暖教养不一致对农村儿童亲社会行为的影响
本研究发现，父母温暖教养不一致时，父母温暖教养的差值对农村儿童亲社会行为的影响是非线性的，相比于父母温暖均处于中等水平的农村儿童，无论是高母亲温暖−低父亲温暖，还是高父亲温暖−低母亲温暖，儿童的亲社会行为都较高。本研究结果符合“分歧−适应”假说(De Los Reyes & Ohannessian, 2016)，即父母温暖教养的不一致并未对农村儿童亲社会行为造成消极影响，只要母亲或父亲有一方足够温暖，农村儿童的亲社会行为水平都较高。母亲温暖与父亲温暖教养的不一致并没有阻碍农村儿童亲社会行为发展，究其原因，尽管母亲温暖和父亲温暖教养不一致，但高温暖的一方可以补偿甚至代偿低温暖的一方，从而促进个体积极发展。在中国文化背景下，“红脸白脸”是中国家庭中常见的教养策略，尤其是在农村地区表现更甚(孙伦轩, 林小莉, 2018)，存在“严父慈母”(高母亲温暖−低父亲温暖)或“虎妈猫爸”(低母亲温暖−高父亲温暖)的不同教养组合。有研究表明，如果父母一方使用更严厉的教养方式，另一方可能会使用更多的温暖教养作为补偿机制，儿童与父母一方的健康关系(高温暖)可以缓冲孩子与另一方的不健康关系(低温暖)(Martin et al., 2010)。这一结果提示，农村儿童父母偏向采用低温暖的教养方式(叶晓梅, 曹晓婕, 2023)，尤其是留守儿童父母至少有一方长期不在家，难以确保父母双方均为高温暖教养，在这一情况下，农村儿童父母中应至少有一方表现出对孩子的关爱和高情感支持，即可发挥一定的补偿作用，农村儿童可从高温暖的一方汲取力量，在一定程度上缓冲低温暖一方造成的消极影响。值得注意的是，父母温暖教养不一致时，父母温暖教养的高低组合看起来一宽一严，但高温暖一方的补偿作用是有限的，这只是“退而求其次”的权宜之策，其教育效果并不是最理想的，同时感受到高父母温暖的农村儿童才能获得最大的亲社会行为发展。
4.3 心理资本在父母温暖教养与农村儿童亲社会行为间的中介作用
与研究假设一致，心理资本在农村儿童父母温暖教养与亲社会行为间起部分中介作用，即父母温暖教养不仅直接影响农村儿童亲社会行为，还通过农村儿童心理资本进一步影响其亲社会行为。一方面，父母是儿童发展重要的“微系统”，是孩子内在资源的“充电站”。尽管农村儿童成长“处境不利”面临各种挑战(范兴华 等, 2015)，但当孩子遇到困难和压力时，父母给予更多信任、支持和鼓励等情感温暖有助于其保持良好稳定的心理状态(Butterfield et al., 2021)，合理地调动内在资源来应对压力和困难，以更加自信乐观的心态面对生活，儿童也更容易感知他人给予的恩惠和帮助，并表现出更多的感恩，从而拥有更充足的心理资本。另一方面，相比父母端“微系统”的影响，个体内部的心理资源是农村儿童亲社会行为更直接的“近端因素”，心理资本水平高的个体在面对助人情境时，会对环境和求助者做出更积极乐观的判断，正面评价自己的帮助行为，也更相信自己有助人能力，对助人的结果预期更高，因此会表现出更多的亲社会行为。这也验证了资源保存理论(Hobfoll, 1989)，通过资源“获取螺旋”，心理资本水平越高的农村儿童拥有更加丰富的心理资源，有更强的社会适应能力，较少的情绪困扰(王艳辉 等, 2017)，有更富足的能量和能力去关注和理解他人的处境并提供帮助，因而表现出更多的亲社会行为。
4.4 研究的局限及展望
本研究基于积极的儿童发展观，关注父母温暖教养的一致性对农村儿童亲社会行为的影响，突出了父母温暖教养对农村儿童积极发展的重要影响，拓展了父母温暖教养一致与否对儿童亲社会行为不同的影响结果，并验证了心理资本的中介机制，不仅为农村儿童尤其是留守儿童家庭教育实践提供理论参考，也为亲社会行为的干预提供新的视角，同时也对挖掘农村儿童心理资本，促进其积极适应具有重要的启示。本研究存在以下几点不足：第一，本研究的数据均采用儿童自我报告，测查的是农村儿童感知到的父母温暖教养，但儿童与父母对于教养行为的感知可能存在差异(Leung, 2018)，未来研究可采用儿童报告和父母报告相结合，探索父母温暖的亲子感知差异对其行为的影响。第二，本研究直接聚焦农村儿童群体，未能与城市儿童作比较，同时也并未考虑这一复杂群体内部的异质性，未来研究可进行农村与城市儿童的比较，并考察留守非留守，单留守双留守等的分组模型比较，以探索出更核心的变量，从而体现不同群体的特异性。第三，本研究采用问卷法收集数据，未来可采用质性研究的方法，通过家庭访谈，进一步挖掘农村儿童父母温暖教养一致和不一致的典型个案，进行更为细致丰富的考察。
5 结论
(1)父母温暖教养一致时，父母温暖水平越高，农村儿童亲社会行为水平越高；(2)父母温暖教养不一致时，相较于父母温暖中等的儿童，高父亲温暖或高母亲温暖的儿童亲社会行为较高；(3)心理资本在父母温暖教养与农村儿童亲社会行为之间起部分中介作用。