1 引言
亲社会行为(prosocial behavior)是指任何有益于他人和社会的行为，包括合作、分享、帮助、利他惩罚和安慰，是个体社会性发展的重要内容(Eisenberg et al., 2016)。以往研究发现，亲社会行为与青少年的健全人格、同伴关系、社会适应等联系密切(Carlo & Padilla-Walker, 2020)。鉴于亲社会行为在青少年积极发展中的作用，充分理解青少年亲社会行为的成因及作用机制至关重要。
青少年亲社会行为的发展受诸多因素影响，主要包括环境(如家庭、学校等)、个体因素(如人格等)，以及两者的相互作用，由于单一因素不能很好地解释亲社会行为的发展，因此有必要开展系统的研究(Wentzel et al., 2007)。根据生态系统理论，青少年亲社会行为的形成与发展不仅取决于自身因素，还会受到与青少年直接相关的微系统，以及间接相关的外层系统的共同影响(Rosa & Tudge, 2013)。其中，家庭作为个体接触的主要微系统环境对青少年的亲社会行为发展起着重要作用。据此，本研究将童年社会经济地位(childhood socioeconomic status)作为外层系统水平变量，亲子依恋作为微系统水平变量，情绪调节策略作为个体水平变量，从而系统地探究青少年亲社会行为的形成与影响机制。由于亲社会行为包含种类繁多，本研究仅考察青少年对任意他人的一般性亲社会行为。
童年社会经济地位指个体对自身童年时期(通常10岁之前)家庭社会经济地位的主观回溯性判断，反映了童年时期个人或群体及其社会资源相对于其他人的地位(Griskevicius et al., 2013)。现有研究发现，童年社会经济地位与成年个体亲社会行为之间存在不一致的结果(Piff et al., 2010)。根据家庭压力模型，家庭成员实际的收入或是主观感知到的经济状况均可能影响儿童青少年后续的心理与行为发展。较低的童年社会经济地位负面影响父母的心理功能，引发更多的家庭内部冲突以及更少的温暖养育，进而导致青少年问题行为的增加以及亲社会行为的减少(Masarik & Conger, 2017)。此外，青少年的认知和情感发育相对儿童期更完善，且能够较好地区分不同时期的事件，因此青少年自评的童年期经历(如自评社会经济地位、父母教养行为等)有较高的可信度，这在以往青少年研究中已得到验证(Chen et al., 2016; Yu et al., 2020)。因此，本研究提出假设H1：童年社会经济地位与青少年亲社会行为显著正相关。
依恋(attachment)指婴儿与主要抚养者之间存在的一种最初情感联结(Bowlby, 1982)。安全的亲子依恋能够正向预测青少年的亲社会行为，反之，不安全依恋与亲社会行为负相关(Coulombe & Yates, 2022)。安全依恋的青少年能够将他人视为安全和支持的来源，因而在人际交往中更愿意做出亲社会行为；依恋回避(attachment avoidance)的青少年与人交往时可能会刻意与他人保持距离；依恋焦虑(attachment anxiety)的青少年因为自卑或是害怕受到伤害较少做出亲社会行为(Mikulincer & Shaver, 2015)。家庭压力模型指出，家庭经济压力会通过影响家庭成员人际关系进而影响子女适应行为。低家庭社会经济地位会导致父母消极教养方式以及较差的亲子关系，阻碍青少年的亲社会行为发展(Masarik & Conger, 2017)。反之，高水平的家庭经济地位能够正向预测亲子的安全依恋，安全的依恋关系又能进一步增强青少年的亲社会行为(Gross et al., 2017)。因此，本研究提出假设H2：亲子依恋在童年社会经济地位与青少年亲社会行为之间起中介作用。
个体为应对情绪困扰而做出的认知努力所采用的具体方法被称为情绪调节策略(emotion regulation strategies)，一般分为适应性策略(如认知重评等)和不适应性策略(如行为回避等)(Aldao & Nolen-Hoeksema, 2012)。青少年情绪调节策略的发展受到家庭环境因素的影响，且会作为认知因素影响其自身亲社会发展，因此有可能是另一个中介因素。已有研究发现，经常使用适应性策略调节情绪的青少年，不仅能够较好地调节自身情绪，还能够采用适当的调节策略去缓解同伴的负性情绪(Herd & Kim-Spoon, 2021)。并且，情绪调节能力水平高的青少年拥有高水平的共情能力，而共情能力是亲社会行为的重要前置因素(Brethel-Haurwitz et al., 2020)。此外，家庭社会经济地位与青少年的情绪调节有关。经济劣势的青少年可能由于情绪知识的缺乏以及认知能力发展的滞后表现出较差的情绪调节(胡小勇 等, 2022; Elsayed et al., 2023)。因此，本研究提出假设H3：情绪调节策略在童年社会经济地位与青少年亲社会行为之间起中介作用。
根据生态系统理论，家庭作为微系统的重要单位，家庭成员关系对青少年的认知、情绪及社会性发展产生持久的作用(Bronfenbrenner, 1977)。具体来说，青少年调节情绪的方式受到自身与父母互动经验的影响：如果青少年与父母有积极的互动模式，会更倾向于在生活中采用适应性情绪调节策略，而消极的互动方式导致青少年远离他人，形成不适应性的情绪调节策略(Morris et al., 2017)。近期研究也发现，良好的亲子依恋与青少年情绪失调呈负相关，与认知重评等适应性策略呈正相关(Gambin et al., 2021; Silvers, 2022)。本研究提出假设H4：童年社会经济地位能够通过亲子依恋与情绪调节策略的链式中介作用对青少年亲社会行为产生影响。
综上，本研究旨在系统探讨童年社会经济地位、亲子依恋、情绪调节策略对青少年亲社会行为的影响，以及亲子依恋和情绪调节策略的中介作用。研究结果将为后续青少年亲社会行为的促进和培养提供理论指导和实证依据。
2 研究方法
2.1 被试
本研究使用蒙特卡洛效应分析(Monte Carlo Power Analysis)计算链式中介研究所需样本量(Schoemann et al., 2017)，参考以往研究预估变量间相关系数(Bian & Wu, 2023)，结果预测达到80%的统计效力的总样本量为 340人。
研究对象从辽宁省的一所初中招募。采用整群随机抽样。首先，从每个年级中随机抽取5个班级(共抽取15个班)。其次，由研究生主试发放纸质问卷，班主任老师从旁协助，所有班级均利用下午自习课时间作答，当堂答完问卷回收，整个过程约30分钟。剔除18份无效问卷后(缺失值大于总题目数的三分之一、规律作答)，最终样本为612人(52.94%女生，年龄范围为11～15岁)，多于取样分析推荐的340人。样本平均年龄为12.90±0.75岁，90.52%为非留守儿童，53.92%为独生子女。该研究获得家长和学生所属学校的书面知情同意。
2.2 研究工具
2.2.1 儿童社会经济地位自我报告问卷
采用Griskevicius等(2011)编制的自我报告问卷来测量被试童年社会经济地位。该问卷由三个题项组成(例如，“在我10岁之前，我的家庭通常有足够的经济能力来满足我的物质需求”）。采用9 点计分(1=“完全不同意”，9=“完全同意”)，总分越高代表童年社会经济地位越高。本研究中Cronbach’s α为0.70。该问卷结构效度良好：χ2/df=1.32，CFI=0.946，TLI=0.938，RMSEA=0.023，SRMR=0.032。
2.2.2 儿童认知情绪调节策略量表
采用中文版儿童认知情绪调节策略量表进行测量(Garnefski et al., 2007)，包含适应性认知情绪调节策略(积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价和理性分析)和不适应性认知情绪调节策略(自责、责难他人、沉思、灾难化和接受)两个子维度。采用5点计分(1=“几乎从不”，5=“几乎总是”)。得分越高表明个体更倾向使用这种策略。本研究中适应性和不适应性认知情绪调节策略的Cronbach’s α均为0.83。该问卷结构效度良好：χ2/df=1.20，CFI=0.913，TLI=0.941，RMSEA=0.043，SRMR=0.110。
2.2.3 亲密关系体验量表(短修订版)儿童版
采用亲密关系体验量表(短修订版)儿童版(邓衍鹤 等, 2017; Brenning et al., 2014)测量依恋，包含焦虑分量表(例如，“我担心爸爸/妈妈不是真的爱我”)和依恋回避分量表(例如，“我不喜欢和爸爸/妈妈太亲近”)。采用李克特7点计分(1=“完全不同意”，7=“完全同意”)，各题项的平均分作为量表得分。得分越高表明依恋焦虑或回避程度越高。本研究中，父子依恋和母子依恋的Cronbach’s α均为0.83。由于父子和母子不安全依恋在依恋焦虑(r=0.77, p<0.001)和依恋回避(r=0.84, p<0.001)方面具有较高的相关性，由此本研究创建了两个新的变量(将父子依恋与母子依恋得分相加求平均)，分别为亲子依恋焦虑和亲子依恋回避。该问卷结构效度良好：χ2/df=1.10，CFI=0.969，TLI=0.915，RMSEA=0.053，SRMR=0.019。
2.2.4 亲社会倾向量表
采用亲社会倾向量表(寇彧 等, 2007)评估青少年的亲社会行为，包括6个维度：公开的、匿名的、紧急的、情绪性的、依从的和利他的亲社会倾向。问卷采用李克特5点计分(1=“完全不同意”，5=“完全同意”)，题项的分数相加得到总分，总分越高代表亲社会倾向越强。本研究中Cronbach’s α为0.93。该问卷结构效度良好：χ2/df=6.10，CFI=0.949，TLI=0.915，RMSEA=0.101，SRMR=0.037。
2.3 数据分析
数据采用SPSS22.0和Mplus8.0软件进行分析。首先进行描述性统计和相关性分析。其次，利用结构方程模型对假设的概念模型进行分析。缺失数据少于总数据的1%，缺失数据采用最大似然(ML)估计。最后，采用Bootstrap方法检验置信区间。
3 结果
3.1 描述性统计及相关分析
变量之间的描述性统计和相关分析结果见表1 。童年社会经济地位、适应性认知情绪调节策略、亲社会倾向、亲子依恋回避两两显著相关。此外，不适应性认知情绪调节策略与童年社会经济地位(r=0.01, p>0.05)、亲社会倾向(r=−0.02, p>0.05)均无显著相关。因此，在后续结构方程模型中排除了不适应性认知情绪调节策略。
表1 描述性统计和相关分析结果(n=612) |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| 1.童年社会经济地位 | 15.26 | 4.30 | |||||
| 2.不适应性认知情绪调节策略 | 10.38 | 2.29 | 0.01 | ||||
| 3.适应性认知情绪调节策略 | 16.37 | 2.73 | 0.14** | 0.37*** | |||
| 4.亲子依恋焦虑 | 22.91 | 7.38 | −0.10** | 0.29*** | −0.02 | ||
| 5.亲子依恋回避 | 15.07 | 8.83 | −0.11** | 0.25*** | −0.10** | 0.32*** | |
| 6.亲社会倾向 | 91.56 | 14.50 | 0.13** | −0.02 | 0.26*** | −0.11** | −0.18*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.2 中介模型检验
接下来，拟建立结构方程模型进一步考察变量之间的关系。分析过程中，考虑了变量之间可能存在的并行中介和链式中介(性别、年龄、独生子女等人口学信息作为控制变量)。亲子依恋焦虑与适应性情绪调节策略不相关，因此仅计算了亲子依恋焦虑和适应性情绪调节策略作为平行中介变量的可能性(见表2 )。结果显示，模型2拟合相对较好(χ²/df=1.16, CFI=0.984, TLI=0.965, RMSEA=0.016, SRMR=0.026)。表明亲子依恋回避与适应性情绪调节策略在童年社会经济地位与亲社会倾向之间发挥链式中介作用。
表2 备选模型结构拟合指标 |
| 模型 | χ2/df | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | ΔCFI | ΔTLI |
| Model 1 | 1.43 | 0.962 | 0.918 | 0.026 | 0.029 | ||
| Model 2 | 1.16 | 0.984 | 0.965 | 0.016 | 0.026 | 0.022 | 0.047 |
| Model 3 | 1.48 | 0.943 | 0.904 | 0.028 | 0.024 | −0.059 | −0.039 |
注：Model 1，依恋回避与适应性情绪调节的平行中介；Model 2，依恋回避与适应性情绪调节的链式中介；Model 3，依恋焦虑的单独中介。 |
采用Bootstrap检验发现，亲子依恋回避和适应性情绪调节策略的单独中介作用成立，两者的链式中介作用成立。中介效应值以及置信区间见表3 。
表3 Bootsrap路径系数的效应值与置信区间 |
| 路径 | 效应值 | 相对 效应(%) | 95% CI | |
| 下限 | 上限 | |||
| 中介效应 | ||||
| 童年社会经济地位→亲子依恋回避→ 亲社会倾向 | 0.015 | 12.93 | 0.004 | 0.035 |
| 童年社会经济地位→适应性认知情绪 调节→亲社会倾向 | 0.031 | 26.72 | 0.009 | 0.063 |
| 童年社会经济地位→亲子依恋回避→ 适应性认知情绪调节→亲社会倾向 | 0.002 | 1.72 | 0.001 | 0.007 |
| 总中介效应 | 0.049 | 42.24 | 0.020 | 0.085 |
4 讨论
4.1 童年社会经济地位对青少年亲社会行为的直接效应
当前结果表明，童年社会经济地位与青少年亲社会行为之间呈显著正相关，支持假设H1，且与以往的研究结果一致(Terrier et al., 2021; Yao & Enright, 2023)。童年社会经济地位较高的家庭能够给予青少年积极的教养并形成良好的亲子关系，进而促进其在生活中表现出更多的亲社会行为。尽管以往也有研究发现经济地位与观测到的亲社会行为呈负相关(Piff et al., 2010)，进一步分析差异原因发现，Piff等人的研究对象是有收入的成年人，且被试需要在实验中做出捐赠金钱等实际的亲社会行为，而本研究仅考察自评的亲社会行为倾向，并没有测量青少年实际做出的亲社会行为。此外，本研究考察的初中生大多来自城市家庭，在满足衣食住行前提下，其家庭也更重视子女的教育和道德品质的培养，因而青少年在观念上具备更高的亲社会倾向。
此外，当本研究引入不安全依恋和情绪调节策略后，童年社会经济地位通过两者的中介作用对亲社会行为产生影响。结果支持生态系统理论，社会经济地位作为外系统变量可以通过影响微系统变量(亲子依恋)和个体变量(情绪调节)间接影响亲社会行为，揭示了两者在社会经济地位与亲社会行为之间的桥梁作用。
4.2 不安全依恋的中介作用
研究发现童年社会经济地位通过不安全依恋的单独中介作用对青少年亲社会行为产生影响，支持假设H2，与以往结果一致(Bian & Wu, 2023)。家庭压力模型指出，在经济资源有限的情况下，父母消极情绪会增加，从而产生更强的控制，更少的温暖养育，导致养育质量下降和冲突加剧，最终形成不安全依恋(Neppl et al., 2016)。能够及时注意到他人的困境和需求是亲社会行为产生的前提，而焦虑型依恋的青少年过度关注自身，经常处于焦虑索取状态，回避型依恋的青少年又习惯逃避与他人的互动，两者均很难注意到他人的需要(Gross et al., 2017)。因此不安全依恋模式减少了初中生亲社会行为。相比之下，童年社会经济地位较好的家庭有更多的经济和情感资源投资，子女更有可能感觉到被爱并信任社会，促使他们在生活中表现出更多的分享、利他、安慰等亲社会行为(Nie et al., 2016)。
4.3 情绪调节策略的中介作用
童年社会经济地位还可以通过适应性情绪调节策略间接影响青少年亲社会行为，部分支持假设H3，这与以往研究一致(Spinelli et al., 2021)。家庭压力模型指出，富裕的家庭生活可以提供和谐的家庭关系以及温暖的教养，这些因素均能够促进青少年情绪调节能力的发展(Masarik & Conger, 2017)。反之，来自低社会经济地位家庭的儿童和青少年表现出较差的情绪适应(Huang et al., 2019)。适应性情绪调节策略的使用可以促进情绪唤醒和相关行为的积极调节，这可能有助于亲社会行为的发生(Hein et al., 2018)。此外，个体使用认知重评的倾向与理解他人心理状态的能力呈正相关，这意味着经常采用适应性情绪调节策略的青少年能够设身处地为他人着想，在生活中更多做出帮助他人的行为(Powell, 2018)。
然而，本研究结果未发现不适应性认知情绪调节策略与变量间的相关关系。可能的解释是：第一，两种情绪调节策略并不能看作是一个维度的两极，适应性策略的增多并不总是意味着不适应性策略的减少(Thompson, 2019)；第二，不适应性情绪调节策略通常与内外化问题行为等消极结果相关，而本研究考察的亲社会行为作为积极发展结果一般与适应性的调节策略相关。
4.4 依恋回避和适应性情绪调节策略的链式中介作用
结果发现，依恋回避和适应性情绪调节策略链式中介了童年社会经济地位与初中生亲社会行为的关系，支持假设H4。不安全依恋的青少年常常会体验到不一致或消极的养育模式，特别是在面对压力情境时发展出僵硬和无效的情绪调节方式，这与以往研究一致(Gross et al., 2017)。回避型依恋的青少年认为依赖他人是不安全的，与人交往中保持情感上的距离，避免表达真实的自我或情感需求，在生活中较少采用适应性情绪调节策略。研究结果也支持生态系统理论，外层系统变量通过影响内层系统变量和个体变量共同对青少年亲社会行为产生作用。童年社会经济地位较高的家庭更有可能为子女提供更多的物质和心理资源，如父母有更多的时间陪伴子女，对子女实施积极的家庭教养，从而使子女感受到更多的家庭温暖，建立安全的依恋关系。而安全的亲子依恋又给子女的情绪培养提供了良好保障，最终增加青少年的亲社会行为。相反，低社会经济地位的父母大部分时间用来维持生活，没有足够的时间和精力教养子女，从而与子女更可能形成不安全依恋模式，而不安全依恋又会损害子女的情绪调节发展，进而减少亲社会行为的出现。
4.5 研究意义与展望
本研究结果对青少年亲社会行为的促进与培养有重要启示。第一，家庭成员应努力在日常生活中加强亲子间的沟通，营造和谐温馨的家庭氛围，提高亲子依恋质量；第二，日常学习与生活中可以利用正念训练(Sanger & Dorjee, 2015)、工作记忆训练(Long et al., 2024)等手段改善青少年的情绪调节；第三，教育与经济促进相结合。近年来国家开展的脱贫工作，对提高低经济地位家庭的生活质量发挥显著作用。在提高经济收入的同时还可加强对弱势家庭成员的认知促进，做到“扶贫与扶智”的有机结合。童年经历已经过去且无法改变，但是未来可以通过高质量教育阻断贫困的代际传递，促进儿童青少年的积极发展(Andersen et al., 2021)。
本研究还存在以下不足：第一，本研究属于横断研究且研究数据均依赖于自我报告，未来可以通过纵向设计或实验研究来帮助确定变量之间的因果关系。例如，在亲社会的研究中，研究者证实SoMi范式是测量青少年社会善念等亲社会行为较好的一种方式(袁博 等, 2022)。在情绪调节的研究中，采用情绪反应−调节图片任务能够较好地测量儿童青少年的情绪调节能力(张妮 等, 2022)。第二，本研究仅考察青少年一般性的亲社会行为倾向，对研究结论的解读应该慎重。个体是否做出实际的亲社会行为可能还会受到成本、代价等其他原因的影响。未来可以结合自评问卷与现场实验的方式进一步考察实际行为与倾向之间的关系。第三，本研究没有区分父子依恋与母子依恋的不同作用。未来研究可以采用配对数据建立主客体互倚模型系统考察变量之间的关系(赖晓璐 等, 2019)。第四，本研究仅选取了初中生样本可能会影响结果的推广性。例如，以往研究指出，社会经济地位对不同发展阶段个体的认知、情绪、社会性等方面的影响可能存在差异(De France & Evans, 2021; Elsayed et al., 2023)。未来研究应将样本扩展到不同的发展阶段群体，深入探究童年社会经济地位与儿童青少年心理与行为发展的关系。
5 结论
(1)童年社会经济地位与青少年亲社会行为显著正相关，童年经济地位越高的青少年更倾向于做出亲社会行为。(2)不安全依恋和适应性情绪调节策略能够单独且链式地在童年社会济地位与亲社会行为之间起中介作用。