1 引言
亲社会行为(prosocial behavior)是指一切以帮助他人为目标的行为(Lanser & Eisenberger, 2023)。研究表明，亲社会行为与个体的学业成绩、身心健康(Carlo & Padilla-Walker, 2020)以及社会责任感(Thielmann et al., 2020)等密切相关，因而受到了经济学、社会学和心理学等众多领域的关注。青春期是个体从依赖父母走向独立成长的关键过渡期，也是他们开始超越家庭界限建立社会关系的重要时期。因此，对青少年亲社会行为进行探讨具有重要意义。
目前，已有不少研究探讨了家庭社会经济地位与青少年亲社会行为之间的关系(Liu et al., 2023; Yao & Enright, 2023)，但相关结论尚不一致，其内在作用机制也未得到充分探讨。Bronfenbrenner(1986)的生态系统理论提出，个体处于一系列嵌套且相互影响的系统环境之中，其行为也受到远端因素、近端因素等多个环境因素及其个体因素共同作用的影响。根据这一理论，家庭社会经济地位属于远端因素，亲子依恋属于近端因素，自尊则是个人特质变量(Ayoub et al., 2009; Xie & Liu, 2024)。本研究基于生态系统理论，探索这些因素如何共同影响青少年的亲社会行为，以期为促进青少年亲社会行为的发展提供科学依据。
家庭社会经济地位(family socioeconomic status)是依据家庭所拥有的社会资源进行社会层级排名，代表了家庭的经济资本、人力资本和社会资本(Bradley & Corwyn, 2002)。关于社会经济地位与亲社会行为的关系，目前主要存在两种观点。第一种观点认为，亲社会行为是低阶层个体应对不确定性、威胁性环境的一种策略。资源匮乏的低阶层个体更依赖他人以满足需求，从而在人际互动中发展出对他人的高度关注和同情等亲社会特质(Kraus et al., 2012)。例如，Liu等人(2023)发现，在独裁者博弈实验中，低社会经济地位学生比高社会经济地位学生表现得更加慷慨。第二种观点则强调资源可用性的重要性，认为从事亲社会行为需要投入大量时间、精力和其他资源，因此资源丰富且拥有更多自由的高阶层个体更具备实施亲社会行为的条件和能力(Dovidio et al., 2017)。与这一说法相一致的是，Andreoni等人(2017)在一项实验中发现，社会地位较高的个体更倾向于归还被误投且装有金钱的信封。尽管这两种观点均有研究支撑，但第二种观点得到的支持更多，且得到了大样本研究的验证。例如，一项追踪研究表明，社会地位较高的个体在捐款、志愿服务时长等方面表现出更多的亲社会行为(Wang et al., 2015)。因此，本研究提出假设1：家庭社会经济地位对青少年的亲社会行为起到正向的促进作用。
亲子依恋(parental attachment)是指孩子与其主要抚养者通过持续接触和深入交流所形成的一种持久的情感联结(Bowlby, 1988)。依据社会资本理论，家庭作为社会资本的重要来源，通过亲子互动传递信任、互惠和规范等潜在社会资源，进而影响孩子未来的社会适应性与行为模式(Coleman, 1988; Dufur et al., 2019; Ge, 2020)。一方面，家庭社会经济地位在很大程度上决定了亲子依恋的质量与持续性。已有研究表明，这两者存在显著的正相关(Bian & Wu, 2023)。在不同社会阶层的家庭中，亲子互动模式的差异主要不在于父母对子女的要求和管教，而在于父母参与子女生活的程度，例如交流、陪伴等(李佳丽 等, 2020)。在资源丰富的家庭中，父母能更敏感地响应孩子的需求，为其提供安全感，促成稳定的亲子依恋关系(Schecter, 2013)。虽然青少年在独立性上有所提升，不再需要父母的持续陪伴，但父母的作用依然重要。青少年更加渴望情感支持，期待父母能够成为他们的盟友(Armsden & Greenberg, 1987)。另一方面，亲子依恋又对亲社会行为的发展至关重要。亲子依恋，作为人际交往的初始阶段，其互动经验会对个体的心理表征产生深远影响，从而塑造了个体的人际互动模式。具体而言，安全依恋的个体对他人持有积极的看法，认为他人是善良、可靠和值得信任的，容易将他人视为值得同情和支持的对象(Shaver et al., 2016)，更愿意对他人表现出亲社会行为；相反，不安全依恋的个体对他人持有负面看法(Rowe & Carnelley, 2003)，表现出更少的亲社会行为。研究表明，第一时间点的亲子依恋显著正向预测第三时间点的亲社会行为(Li et al., 2024)。基于此，本研究提出假设2：亲子依恋在家庭社会经济地位和青少年亲社会行为之间起中介作用。
根据自我系统理论，大多数外部影响并非直接作用于个体的行为，而是通过个体的内部机制间接地产生作用(John et al., 2008)。自尊是自我系统的重要组成部分，指个体对自身的整体态度和评价(Rosenberg, 1965)。镜中我理论认为，个体通过内化他人对自己的态度和评价形成不同的自尊水平(Cooley, 1902)，而社会经济地位会影响他人对待个体的态度和评价。例如，对于某些经济条件有限的青少年，他们可能因穿着而面临一定程度的社交隔离或是贬低性评价，这些负面的社会反馈容易导致低自尊。Gecas和Schwalbe(1983)进一步指出，自尊的形成不仅仅依赖于被动的外界反馈，还与个体对其在社会结构系统中的定位和对自身能力的信念密切相关。从家庭投资的角度看，高社会经济地位家庭能为成员提供优质的学习环境和丰富的经验，为个体取得成就奠定了基础(Padilla-Walker et al., 2016)，从而有效地提升了青少年的能力感，形成高自尊。已有研究表明，低社会经济地位个体感知到的自尊水平显著低于高社会经济地位个体(王钲甫, 白宝玉, 2020)。此外，自尊水平也会对个体的外在行为产生重要影响。高自尊个体因自身需求的满足和对自身能力的信心更愿意、也更有能力展现出亲社会行为。相反，低自尊个体过于关注自身的需求和感受，以寻求自我价值的确认，这会转移对他人的关注(Cauley & Tyler, 1989)。同时，助人行为存在被拒绝的风险，低自尊个体为了避免这种负面反馈倾向于选择减少亲社会行为(Leary & MacDonald, 2003)。Zhu等人(2023)的纵向研究也表明，前一时间点的自尊水平显著正向预测后一时间点的儿童亲社会行为。因此，本研究提出假设3：自尊在家庭社会经济地位和亲社会行为之间起中介作用。
自我是在依恋关系中产生和发展的(Sroufe, 1989)。根据依恋理论，婴儿在早期阶段形成的依恋经验会内化为关于自我和他人的内部工作模型，其中就包括了对自身价值和能力所持有的信念(Ainsworth, 1989)。安全依恋个体通常对自己持有积极的看法，认为自己值得被爱，是有价值的(Bretherton & Munholland, 2008)，更有能力帮助有需要的人(Wilson & Petruska, 1984)。在青春期，个体的自尊仍然需要高质量的亲子依恋来维持(Karababa, 2022)。纵向研究表明，亲子依恋关系的质量变化与青少年自尊的变化存在显著的正向关联(Keizer et al., 2019)。同时，依据生态系统理论，远端因素会经由近端因素影响个人特质，并最终作用于青少年的心理与行为发展(Bronfenbrenner, 1958; Evans et al., 2014)。据此，提出假设4：亲子依恋和自尊在家庭社会经济地位和亲社会行为之间存在链式中介作用。
家庭社会经济地位对亲社会行为的影响可能因独生状况而异。研究发现，在不同子女数量的家庭中，家庭社会经济地位对幼儿社会能力的影响机制存在差异(Liu et al., 2020)。相比非独生子女，独生子女获得的家庭投入往往更多，亲子亲密度更高(Liu & Jiang, 2021)，报告的自尊水平更高(Li et al., 2023)，这种差异可能会引发家庭系统中各个子系统间相互作用的变化。鉴于全面二孩政策的实施引发了人口结构的变革，无论是独生子女还是非独生子女都构成了相当大的人口比例。探讨链式中介模型是否存在独生状况差异，有助于为独生青少年和非独生青少年制定有针对性的亲社会行为提升策略。
2 研究方法
2.1 被试
采用方便整群取样，以新疆维吾尔自治区7所中学的初一、初二、高一、高二学生为施测对象。共发放问卷1101份，剔除未通过筛选题、规律作答等无效问卷后，得到了1004份有效问卷，有效率为91.19%。其中男生460人(45.82%)，女生544人(54.18%)；独生子女418人(41.63%)，非独生子女586人(58.37%)；初一331人(32.97%)，初二203人(20.22%)，高一234人(23.31%)，高二236人(23.50%)；被试年龄在12岁到18岁之间，平均年龄为14.90岁(SD=1.59岁)。本研究已通过石河子大学第一附属医院伦理委员会批准，伦理批号：KJ2023-290-02。
2.2 研究工具
2.2.1 家庭社会经济地位量表
家庭社会经济地位由父母职业、父母受教育程度和家庭拥有物构成(丁芳媛 等, 2023)，如“家庭中是否有汽车”。父母职业分为五个层次，评分1至5分。父母教育程度分为六个级别，从“小学或小学以下”(1分)到“研究生”(6分)。家庭拥有物分为五个类别，选择“是”则赋1分，选择“否”为0分。最后，采用因子分析法并通过以下公式进行计算：SES=(β1*Z父母职业+β2*Z父母受教育程度+β3*Z家庭物品数量)/εf，其中，β1、β2、β3为相应指标的因子负荷，Z为相应指标的标准分数，εf为第一个因子的特征值。得分越高表示家庭社会经济地位越高。在本研究中，Cronbach’s α系数为0.77。
2.2.2 亲子依恋量表
采用王树青(2007)翻译的简版父母与同伴依恋问卷中的父子与母子依恋分问卷测量青少年的母子依恋与父子依恋。每个分问卷包含10个项目(如“我没有从妈妈那里得到什么关注”)，5点计分，包括信任、沟通和疏离三个维度。对部分条目进行反向计分后，得分越高，表示青少年与父母的安全依恋水平越高。在本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.91，各维度Cronbach’s α系数分别为0.82、0.83、0.82。
2.2.3 自尊量表
采用王孟成等人(2010)修订的自尊量表。该量表共有10个项目(如“我对自己持肯定的态度”)，单维度，采用4点计分。总分越高表明自尊水平越高。在本研究中，Cronbach’s α系数为0.89。
2.2.4 亲社会行为量表
采用张庆鹏和寇彧(2011)修订的青少年亲社会行为量表。该量表共21个项目(如“我会主动邀请旁观者加入我们的游戏”)，包括利他性、遵规与公益性、关系性和特质性4个维度。采用7点计分，得分越高说明个体的亲社会行为越多。在本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.92，各维度Cronbach’s α系数分别为0.77、0.78、0.71、0.72。
2.3 数据处理
使用SPSS26.0进行录入数据、描述统计及相关分析，并使用其PROCESS插件的模型6检验链式中介；采用多重插补法处理缺失值；采用Amos26.0构建结构方程模型，考察模型在独生与非独生青少年群体间的差异性。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验(汤丹丹, 温忠麟, 2020)，结果显示，共有11个因子的特征根大于1，且第一因子的解释变异量为21.32%，低于临界值40%。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差问题。
3.2 描述统计与相关分析
各个研究变量之间的相关系数见表1 。结果表明，家庭社会经济地位、亲子依恋、自尊和亲社会行为之间均呈显著正相关。
表1 各变量的平均数、标准差和相关系数 |
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| 1.性别 | |||||||
| 2.年龄 | 14.90±1.59 | 0.00 | |||||
| 3.独生状况 | −0.08* | −0.02 | |||||
| 4.家庭社会经济地位 | 0.00±3.00 | 0.05 | −0.24** | −0.33** | |||
| 5.亲子依恋 | 3.76±0.72 | 0.09** | −0.12** | −0.03 | 0.16** | ||
| 6.自尊 | 2.87±0.60 | 0.07* | −0.09** | −0.11** | 0.22** | 0.48** | |
| 7.亲社会行为 | 5.69±0.85 | −0.02 | −0.22** | 0.00 | 0.13** | 0.37** | 0.32** |
注：性别，女生=0，男生=1；独生状况，独生子女=0，非独生子女=1；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 中介模型的检验
首先，检验家庭社会经济地位对青少年亲社会行为的总效应。结果显示，在控制了性别、年龄和是否独生后，家庭社会经济地位对亲社会行为的总效应显著(β=0.09, t=2.75, p<0.01)，假设1得到支持。
其次，采用了PROCESS宏模型6来检验家庭社会经济地位对青少年亲社会行为的链式中介作用。采用Bootstrap检验，结果如图1 所示。亲子依恋的独立中介作用显著(中介效应为0.011, 95%CI=[0.005, 0.017])，假设2得到验证。自尊的独立中介作用显著(中介效应为0.007, 95%CI=[0.003, 0.012])，假设3得到了支持。亲子依恋−自尊的链式中介显著(中介效应为0.003, 95%CI=[0.001, 0.006])，假设4得到了支持。此时，“家庭社会经济地位→亲社会行为”的直接效应不再显著(效应值为0.006, 95%CI=[−0.012, 0.534])。
3.4 中介模型在独生与非独生群体间的跨组比较
本研究中，家庭社会经济地位(M独生>M非独生, t=11.03, df=1002, p<0.001)和自尊(M独生>M非独生, t=3.34, df=1002, p<0.01)上存在显著的独生状况差异。基于此，研究检验了亲子依恋和自尊的链式中介效应是否存在跨群组的一致性。首先，对独生和非独生群体的样本分别进行模型检验。结果发现，这两个群体的间接模型拟合良好(如表2 所示)，可进行多群组比较。接下来，设置无限定模型M1和限定路径系数相等模型M2，并对这两个模型的拟合结果进行对比。结果发现， ∆χ(6)=13.04，p<0.05，这表明两个模型之间存在显著差异(详见表2 )。独生和非独生的无限定估计模型详见图2 。
采用Bootstrap方法进一步检验中介作用的独生和非独生差异。结果表明，对独生子女而言，亲子依恋的独立中介作用显著，自尊的独立中介作用和亲子依恋−自尊的链式中介作用不显著。对非独生子女而言，亲子依恋、自尊起独立中介作用，亲子依恋−自尊起链式中介作用，具体见表3 。
表3 中介作用的效应值与效应量及独生和非独生差异 |
| 路径 | 独生 | 非独生 | |||||
| 效应值 | 95%置信区间 | 效果量 | 效应值 | 95%置信区间 | 效果量 | ||
| SES→PA→PB | 0.027** | [0.015, 0.046] | 0.71 | 0.007** | [0.002, 0.017] | 0.41 | |
| SES→SE→PB | 0.002 | [0.000, 0.009] | 0.010** | [0.004, 0.019] | 0.59 | ||
| SES→PA→SE→PB | 0.003 | [−0.001, 0.009] | 0.004** | [0.002, 0.009] | 0.24 | ||
注：SES指家庭社会经济地位，PA指亲子依恋，SE指自尊，PB指亲社会行为。 |
此外，对独生群体和非独生群体结构方程模型的对应路径系数进行比较，结果发现，在亲子依恋→亲社会行为之间(γ独生=0.47, γ非独生=0.20, c.r.=−3.00, p<0.05)、自尊→亲社会行为之间(γ独生=0.09, γ非独生=0.25, c.r.=2.36, p<0.05)存在显著的独生和非独生差异，而其他路径系数不存在独生状况差异(c.r.=−1.49～0.76, p>0.05)。
4 讨论
首先，研究结果显示，家庭社会经济地位与亲社会行为显著正相关，这支持了资源丰富的个体更倾向于表现出亲社会行为的观点。在引入亲子依恋和自尊这两个中介变量后，家庭社会经济地位对亲社会行为的直接预测作用不再显著。这一结果验证了生态系统理论的观点(Bronfenbrenner, 1986)，即家庭社会经济地位并非直接决定个体行为的发展，而是通过一系列中介因素来发挥作用。
其次，研究发现，亲子依恋在家庭社会经济地位与亲社会行为间起中介作用，验证了假设2。这与以往研究结果一致(Bian & Wu, 2023)。较高的家庭社会经济地位为父母提供了强化亲子依恋关系的条件，在亲子间的温暖、关怀和沟通中，青少年更容易模仿父母的行为，增加对社会规范的认同和对社会群体的信任，进而促进亲社会行为的发展。本研究的重点之一在于探讨了亲子依恋在家庭社会经济地位与亲社会行为中的中介作用，特别是对青少年群体的影响。以往研究主要集中在大学生样本，而亲子依恋的感知强度在不同年龄段会发生变化(Song et al., 2009)，这无法全面反映这一影响路径对不同年龄群体是否具有普遍性与一致性。本研究揭示了亲子依恋作为家庭社会经济地位影响亲社会行为的重要途径在青少年群体中同样存在，这一发现为该影响路径提供了新的实证证据。
同时，自尊在家庭社会经济地位对亲社会行为的影响中发挥了中介作用，验证了假设3。这与以往研究结果相吻合(王钲甫, 白宝玉, 2020; Zhu et al., 2023)，并支持了自我系统理论(John et al., 2008)。社会经济地位较高的个体更容易获得积极的社会评价和自身能力的增长，从而增强自我价值感和能力信念，激发关注他人需求的动机，更愿意参与亲社会活动。
最后，研究还发现，亲子依恋和自尊在家庭社会经济地位与亲社会行为间起链式中介作用，假设4成立。这与以往亲子依恋有利于自尊的研究结果一致(Karababa, 2022)，同时也验证了生态系统理论(Bronfenbrenner, 1958, 1986)。家庭社会经济地位作为家庭环境的结构性因素，会影响亲子依恋这一动态且可变的过程性家庭环境。在良好的亲子关系中，孩子能够感受到来自父母的接纳和理解，这有助于其形成积极的自我认知，进而提升自尊水平。而自尊能增强个人的主动性和激发积极情绪，为亲社会行为提供了动机资源。本研究基于生态系统理论，阐释了不同系统间如何跨系统影响亲社会行为，从而丰富了青少年亲社会行为驱动机制的研究。尽管中介效应较小，但其理论和实践价值仍不可小觑(刘怡婷 等, 2022; Ellis, 2010)。从理论意义上看，社会科学现象的复杂性和多样性决定了理论更多用于预测效应的存在，而非强调效应的大小。因而即使是小效应，只要得到理论的验证就有其价值(Gall et al., 2007)。从实践意义上看，本研究基于大样本数据的分析结果具有广泛的适用性，长期处于低亲子依恋和低自尊水平的青少年可能累积形成更大的负面效应，甚至引发问题行为(宋省成 等, 2022)。因此，小效应同样值得关注。
此外，研究还通过多群组比较分析揭示了独生与非独生青少年群体在链式中介模型中的差异性。研究发现，亲子依恋对独生子女亲社会行为的影响显著强于非独生子女，这与以往结论相类似(肖雪 等, 2017)。独生子女由于父母的过度参与，通常对父母表现出更强的依赖性(陈一心, 王玲, 2006)，这种依赖性使得他们的亲社会行为更容易受到亲子关系的影响。研究还发现，自尊对非独生子女亲社会行为的影响显著，而对独生子女亲社会行为的影响不显著。根据多项调查，独生子女比非独生子女表现出更强的自我中心，倾向于控制他人，期望他人服从自己，并且更容易嫉妒他人(樊林峰, 俞国良, 2019)。尽管独生子女的自尊显著高于非独生子女，但这种高自尊可能源于他们对自身能力的过度赞誉。例如，张月云等人(2017)发现，与相似背景下的非独生子女相比，独生子女对自身社交能力的主观评估远远超过实际社交能力。当这种不切实际的高自尊遇到性格上的嫉妒时，会引发更大的内心冲突，从而限制了亲社会行为的展现，以避免自我受到更多的威胁(Yu et al., 2018)。值得注意的是，对于非独生子女而言，自尊这一路径的中介效应最高，达59%。在多子女家庭中，青少年因家庭成员较多而减少了与父母的直接沟通，也难以得到全面支持，因此更依赖自身的自尊水平来发展社会性。这些发现揭示了在不同独生状况下，家庭社会经济地位对青少年亲社会行为的影响机制存在较大差异。这一差异提示，在设计和实施旨在促进青少年亲社会行为的举措时，需要充分考虑青少年的家庭结构和个人背景的特异性。
然而，本研究也存在一些局限。首先，横断面设计无法确定因果关系，未来还需要纵向或实验性研究以进一步验证结果。其次，青少年的自我报告可能受到社会赞许效应的影响，尽管本研究已采取匿名性和指定选项设计以减少偏差，但无法完全排除该效应的干扰，未来可以采用多方报告收集数据。最后，本研究将亲子依恋视为整体因素进行探讨，未来可进一步区分父子依恋和母子依恋，以揭示其作用的差异性。
5 结论
(1)家庭社会经济地位与青少年亲社会行为显著正相关。(2)家庭社会经济地位通过三种中介路径间接影响亲社会行为，包括亲子依恋的单独中介作用、自尊的单独中介作用，以及亲子依恋和自尊的链式中介作用。(3)中介效应在独生子女与非独生子女青少年群体中存在显著差异。