1 引言
心理繁荣是一种个人社会心理功能的理想状态，包括有意义感和目的感的生活、良好的人际关系、积极的投入、乐观、受到他人尊重、对他人福祉的贡献、胜任感、自尊等重要方面(Diener et al., 2010)。这些方面被视为有益于人们心理健康的积极心理力量(Burns & Ma, 2015; Keyes, 2007; Ryan & Deci, 2001)，可以作为缓解人们压力的保护因素，帮助人们维持最佳的心理功能，提升生活满意度(Diener & Biswas-Diener, 2019; Fredrickson, 2013; Lazarus & Folkman, 1984; Tomer, 2011)。事实上，心理繁荣属于幸福感“实现”取向的内容之一。一般来说，幸福感包含“享乐”(hedonia)和“实现”(eudaimonia)两种取向(Tang et al., 2016)，前者关注个人当前经历的积极情绪，如快乐、自豪等；后者则着眼于意义与自我实现，例如个人成长、目的感等(Ryan & Deci, 2001)。相比于“享乐”取向，“实现”取向强调幸福感不仅仅包含愉悦等积极情绪，还注重个人社会心理功能的发挥(Waterman, 2008)，可以预测更好的生理功能和健康状况，包括较低的心血管疾病风险、较强的免疫系统反应以及更高的生存率(Keyes & Simoes, 2012; Ryff & Singer, 2008)。对于青少年来说，心理繁荣是其心理健康的一个重要指标(Hilton et al., 2019)，通常与较少的心理痛苦相关(Tang et al., 2016)。
留守经历是影响青少年心理健康的风险因素之一。相较于非留守青少年，留守青少年在社会适应、友谊质量、自我意识等方面表现较差(范兴华 等, 2023; 黄爱玲, 2004; 彭阳, 盘海云, 2023)，可能会产生社交困难、缺乏意义感与目的感等消极反应。此外，留守青少年的心理弹性水平要低于非留守青少年(谢玲平, 邹维兴, 2014)。面临逆境时，留守青少年的心理复原力较弱，身心发展甚至可能会遭受严重损害。尽管目前研究尚未直接考察留守经历对青少年心理繁荣的预测作用，但基于以上的研究发现，可以推测具有留守经历的青少年的心理繁荣水平低于没有留守经历的青少年。
补偿作用模式和调节作用模式是保护性因素促进处于危险情境中个人心理健康的两种主要作用机制。前者是指保护因素和危险因素分别能够显著预测结果变量，且预测方向相反；后者则是指危险因素与结果变量之间的关系方向与强弱程度受到保护因素的影响(Fergus & Zimmerman, 2005; Zimmerman et al., 2013)。留守经历作为一种难以改变的环境因素，对人们的影响具有长期性(岳鹏飞 等, 2019)。因此，探索能够补偿和调节留守经历对青少年心理繁荣负面影响的因素，对于改善具有留守经历的青少年的身心发展状况具有重要的参考价值。
控制感可能在一定程度上补偿留守经历对青少年心理繁荣的负面作用。控制感是指人们认为自己可以掌控行为结果的主观认知(Lachman & Weaver, 1998)。研究发现，在考虑家庭经济压力负向预测青少年的幸福感的情况下，控制感对青少年的幸福感具有显著的正向预测作用(吴晓靓 等, 2023)，说明控制感可以为青少年补偿环境的消极影响。累加模型也指出，危险因素和资源因素(如社会资源等)的作用是累加的，资源因素可能会抵消危险因素的影响(席居哲 等, 2012)。然而，控制感作为个体重要的内在资源是否可以补偿留守经历这一危险因素对青少年心理繁荣的负面影响，尚需进一步研究。
Masten和Reed(2002)提出，良好的适应特征(如压力/逆境认知、应对技能、个性品质等)能够有效保护人们免受或少受逆境的损害，具体表现为当保护性因子存在时，危险因子对个人的影响比不存在保护性因子时要小，保护性因子可以赋予人们对压力/逆境的抵抗力或免疫力。控制感在人们面对不利的情境时，具有适应性的价值(Seligman, 1975)，是个人良好的适应性特征之一。研究表明，控制感可以保护处于逆境中的青少年的心理健康。例如一项对536名中国青少年的调查显示，社会阶层能够显著正向预测具有低控制感的青少年的主观幸福感，但不能预测高控制感的青少年的主观幸福感(Chen et al., 2021)；另外一项研究也指出，对于高控制感的青少年来说，感知歧视对其幸福感的预测强度要小于低控制感的青少年(吴晓靓 等, 2023)。留守经历作为青少年较为常见的负面经历之一，控制感可能会调节其对青少年心理繁荣的负面影响。
之前关于留守青少年的研究在匹配非留守青少年组上往往忽视了家庭社会经济地位、性别、家庭结构等额外因素的影响(陈维 等, 2023; 范兴华 等, 2024; 魏华 等, 2022)，而这些因素很有可能会影响留守青少年和非留守青少年的心理健康水平(董蔚然, 钟景迅, 2023; Yong et al., 2023; Zhou et al., 2021)。相比于以往研究，本研究采用更精细的匹配标准配对留守青少年组与非留守青少年组，以得到留守经历对青少年心理繁荣预测机制的更加准确、可靠的结果。
综上所述，本研究旨在探讨留守经历对初中生心理繁荣的预测机制。具体研究假设包括：(1)留守经历负向预测初中生的心理繁荣水平(H1)；(2)控制感能够在一定程度上补偿留守经历对初中生心理繁荣的负面影响(H2)；(3)控制感在留守经历和初中生心理繁荣之间存在调节作用，具体表现为留守经历对控制感高的初中生心理繁荣的预测强度较小，而对控制感低的初中生心理繁荣的预测强度较大(H3)。
2 研究方法
2.1 被试
本研究数据来自2021年东北某市的基础教育质量监测数据，该监测一共测试了71483名初三学生。为保证数据质量，本研究采取了以下的筛选标准：(1)将题目回答率低于20%和社会期望效应得分过高即可靠性过低(计算方法见下文)的学生数据删除；(2)根据社会期望效应得分将被试作答平均可靠性低于40%的学校视为整体故意表现好的学校，予以删除。
根据留守儿童的定义(范兴华, 2010)，本研究根据如下筛选标准，保留了更加典型的留守青少年数据：(1)将父母双方外出三年以下的被试数据删除(但保留父母基本没有外出务工的被试数据作为匹配组)；(2)将以农业为主的四个地区以外的被试数据剔除；(3)将家庭居住地为非乡村和家庭结构为单亲、重组等情况的被试数据予以剔除。
本研究匹配非留守青少年的流程如下：将在匹配选项上缺失的被试数据予以删除，包括家庭社会经济地位等级(依照所有被试的监测数据计算家庭社会经济地位等级，计算方法见下文)、家庭居住地(城区、镇区、乡村)、家庭结构(普通、单亲、重组、其他)、上学方式(走读、住校)和性别。然后根据留守青少年的上述选项情况，配对非留守青少年组。最终共保留282名有效被试，即141对有效被试对。其中留守青少年和非留守青少年被试群体中女生均为64人，男生均为77人。
本研究参考职业分类标准(Lin & Bian, 1991)以及师保国和申继亮(2007)编制的家庭社会经济地位测量方式，通过父母受教育程度和职业来测量被试的家庭社会经济地位。其中，在父母的受教育程度方面，参考石雷山等(2013)的研究中所采用的父母受教育程度选项与计分方式进行处理；父母职业方面，参照师保国和申继亮(2007)的职业分级方法对本研究中的各职业进行赋分。
为便于根据家庭社会经济地位匹配被试，首先，将被试父母受教育程度和职业得分分别标准化后求和，再将求和后的分数再次标准化，得到被试家庭社会经济地位分布。然后，根据家庭社会经济地位分布的每25个百分位数进行家庭社会经济地位等级划分。在为每个留守青少年挑选匹配的非留守青少年时，需要二者的家庭社会经济地位处于同一等级。最后，通过差异检验确定家庭社会经济地位的原始分数在留守青少年和非留守青少年被试群体之间不存在显著差异(t=−1.53, p=0.128)。
2.2 研究工具
2.2.1 留守经历
采用两项自编题目(“最近三年里，你父亲/母亲离开本地去外地工作持续多长时间了”)测量被试的留守时间，选项包括“不清楚”“基本没有去外地工作”“半年左右”“一年左右”“两年左右”“接近三年”。两个题目选项均为“基本没有去外地工作”的被试视为非留守青少年，两个题目选项均为“接近三年”的学生视为留守青少年。
2.2.2 控制感
采用改编的量表评估控制感，共包含七个题目。其中第一题“我的未来如何，主要取决于我自己”来源于Lachman和Weaver(1998)编制、李静(2014)修订的控制感问卷，采用Likert 7点计分，从1(“非常不同意”)到7(“非常同意”)，剩余六题则改编自Chen等(引自Wang et al., 2023)编制的人生态度量表，使用Likert 5点计分，从1(“很不同意”)到5(“很同意”)。改编版量表包括个人掌控感(如“人要去主动选择自己想要的生活”，4题)和限制感(如“人生只能接受命运和环境的安排”，3题)。其中限制感维度的所有题项均为反向计分。对反向计分的题项进行重新编码，并应用序列平均值法填补缺失值，随后将所有题项转化为标准分数。通过计算每个维度下题项的平均分，得出两个维度—个人掌控感和限制感的得分。再将这两个维度的得分平均，得出的分数代表被试的控制感水平，分数越高，表明控制感越强。该量表在本研究中显示出良好的信度，Cronbach’s α系数为0.77，并且其效度指标拟合较好(χ2/df=2.30, IFI=0.97, GFI=0.97, TLI=0.94, RMSEA=0.07)。
2.2.3 心理繁荣
采用Diener等(2010)编制的心理繁荣量表，共8个题项，如“我有能力做到那些对我重要的事情”。采用Likert 7点计分，范围从1(“非常不同意”)到7(“非常同意”)。用序列平均值法替补缺失值之后将所有题项平均，得分越高，表示心理繁荣水平越高。该量表具有较好的信度，Cronbach’s α系数为0.90，其效度指标拟合较好(χ2/df=2.93, IFI=0.97, GFI=0.95, TLI=0.95, RMSEA=0.08)。
2.2.4 社会期望效应
本研究设置了7个测量社会期望效应的题目，采用“是”和“否”的作答方式。根据被试的作答判断其作答的可靠性，例如在“有时我会说说人家的闲话”这一题上，如果被试选择“否”，则认为其作答不可靠。可靠性编码方式为“1”代表可靠，“0”代表不可靠。将可靠性总分大于等于6的被试视为有效被试。
2.3 数据处理
本研究使用SPSS25.0软件进行描述统计、相关分析、回归分析，采用Amos24.0进行验证性因子分析以及Hayes(2013)开发的宏程序PROCESS进行调节作用分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
对所有变量的题目进行探索性因子分析(EFA)，结果发现在未旋转的情况下，特征值大于1的因子有3个，第一个因子的方差解释度为40.04%，小于50%。根据Podsakoff和Organ(1986)的观点，若用EFA(未旋转)得到的单因子解释变异不超过50%，则共同方法偏差不严重。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2 描述统计及相关分析
各变量的描述统计及相关分析见表1 。
表1 各变量的平均数、标准差和相关系数(n=282) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1.性别 | |||||||
| 2.上学方式 | −0.09 | ||||||
| 3.家庭社会 经济地位 | −0.45 | 0.69 | 0.15* | −0.04 | |||
| 4.留守经历 | 0.00 | 0.00 | 0.09 | ||||
| 5.控制感 | 0.00 | 1.31 | −0.18** | 0.14* | −0.15* | −0.03 | |
| 6.心理繁荣 | 5.21 | 1.34 | 0.03 | 0.16** | −0.04 | −0.15* | 0.50*** |
注：将性别、上学方式和留守经历编码为虚拟变量，女=0，男=1，住校=0，走读=1，非留守青少年=0，留守青少年=1；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
由表1 结果可知，控制感与心理繁荣呈显著正相关，留守经历与心理繁荣呈显著负相关。上学方式与心理繁荣呈显著正相关，故在后续的分析中将其作为控制变量纳入。
3.3 留守经历与初中生心理繁荣之间的关系
通过方差分析考察具有不同留守经历初中生的心理繁荣水平之间的差异，将上学方式作为协变量，发现留守经历对初中生的心理繁荣水平有着显著的负面影响[F(1, 279)=6.28, p=0.013]，即留守青少年的心理繁荣水平显著低于非留守青少年的心理繁荣水平(M=5.02, SD=1.37; M=5.41, SD=1.28)，假设H1成立。
3.4 控制感的补偿作用
参考叶婷和吴慧婷(2012)关于补偿效应检验的方法，使用SPSS25.0通过线性回归分析检验控制感的补偿作用，分别将上学方式和留守经历转为虚拟变量后(上学方式：住校=0，走读=1；留守经历：非留守青少年=0，留守青少年=1)，将上学方式纳入回归分析中的第一层，留守经历与标准化后的控制感纳入回归分析的第二层(结果变量亦标准化)。结果见表2 。
表2 控制感的补偿作用检验(n=282) |
| B | t | 95%置信区间 | R2 | ΔR2 | F | |
| 方程1 | ||||||
| 上学方式 | 0.34 | 2.77** | [0.10, 0.58] | 0.03 | 0.03 | 7.68** |
| 方程2 | 0.28 | 0.25 | 35.89*** | |||
| 上学方式 | 0.20 | 1.90 | [−0.01, 0.41] | |||
| 留守经历 | −0.27 | −2.61* | [−0.47, −0.07] | |||
| 控制感 | 0.49 | 9.44*** | [0.38, 0.59] |
由表2 可知，留守经历负向预测初中生的心理繁荣(B=−0.27, p=0.010)，在控制留守经历的情况下，控制感正向预测初中生的心理繁荣(B=0.49, p<0.001)，即留守经历和控制感对初中生心理繁荣的预测作用方向相反，说明控制感能够补偿留守经历对初中生心理繁荣的负向影响，假设H2成立。
3.5 控制感的调节作用
使用PROCESS程序中的模型1检验控制感的调节作用(假设H3)，在分析之前，将心理繁荣和控制感分别标准化。结果如表3 所示，留守经历与控制感的交互作用边缘显著(p=0.054)，即控制感在留守经历对初中生心理繁荣的影响中存在调节作用。
表3 控制感的调节作用检验(n=282) |
| 变量 | B | SE | t | 95%置信区间 |
| 上学方式 | 0.21 | 0.11 | 1.95 | [0.00, 0.42] |
| 留守经历 | −0.26 | 0.10 | −2.61** | [−0.46, −0.07] |
| 控制感 | 0.60 | 0.08 | 7.79*** | [0.45, 0.75] |
| 留守经历×控制感 | −0.20 | 0.10 | −1.94 | [−0.40, 0.00] |
| R2 | 0.29 | |||
| F | 28.12*** | |||
为呈现留守经历与控制感对初中生心理繁荣交互作用的实质(控制上学方式)，将控制感按平均值加减一个标准差分出高控制感组和低控制感组，并绘制简单效应分析图，如图1 所示。
简单斜率分析发现，对于高控制感的初中生，留守经历负向预测其心理繁荣水平(B=−0.46, t=−3.22, p=0.001)，即留守青少年的心理繁荣水平显著低于非留守青少年的心理繁荣水平；对于低控制感的初中生，留守经历对其心理繁荣的预测作用不显著(B=−0.07, t=−0.46, p=0.643)，该研究结果未支持假设H3。
此外，分析发现，高控制感的留守青少年的心理繁荣水平显著高于低控制感的非留守青少年的心理繁荣水平(t=4.35, p<0.001; M=5.67, SD=1.22; M=4.09, SD=1.49)。
综合以上结果可知，相比低控制感的学生，高控制感的学生心理繁荣水平更高，且更容易从非留守经历中受益。
4 讨论
4.1 留守经历对初中生的心理繁荣存在不利影响
本研究从心理繁荣角度考察留守经历对青少年心理健康的影响，结果显示，留守经历与初中生的心理繁荣之间存在显著的负相关，即相较于非留守青少年，留守青少年的心理繁荣水平较低。这一发现与假设H1一致。留守经历可能会减少父母在青少年生活、学习、情感等方面的支持，进而影响留守青少年在自信、进取心、乐观、共情等内在心理资源的发展(欧阳智, 范兴华, 2018; 王启忱, 苏彦捷, 2021)。此外，留守青少年的父母通常因忙于生计而忽略孩子的身心发展需求，这可能也是导致留守青少年心理繁荣水平较低的原因之一。
4.2 控制感在留守经历对初中生心理繁荣的负面影响中的补偿作用和调节作用
尽管留守经历通常对青少年的心理发展产生不利影响，但并非所有经历留守的青少年都会发展不良。实际上，一些留守青少年的表现良好，甚至在某些方面优于非留守青少年，这可能是由于某些保护性因素的作用。本研究探讨了控制感在留守经历与初中生心理繁荣之间的补偿和调节作用。控制感在留守经历与初中生心理繁荣之间具有显著的补偿作用和边缘显著的调节作用，初步揭示了控制感保护留守青少年心理繁荣的具体机制。具有高控制感的人们会表现出应对问题的能动性，包括积累资源，发展解决问题的技能等(Skinner, 1996)。在本研究的问题背景下，控制感可能通过增强青少年积极解决问题的能力，从而补偿留守经历对其心理繁荣的不利影响，并在问题解决过程中进一步促进个人成长。
对于高控制感的初中生，留守经历负向预测其心理繁荣，而对于低控制感的初中生，留守经历对其心理繁荣的预测作用并不显著，这一结果与研究假设H3相反。该结果较为契合心理韧性调节作用模型中的“保护−反应”子模型(席居哲 等, 2012; Luthar et al., 2000)。该模型是指在一定的压力或逆境水平下，保护性因素的存在能够使个体的心理社会发展功能表现得比没有这些保护性因素时更好。然而，随着压力或逆境水平的增高，这些保护性因素的保护作用会逐渐减弱。这可能是因为在较低的压力或逆境水平下，保护性因素可能足够强大，能够有效地缓冲或减轻逆境对个体的负面影响。但是，当压力或逆境的程度超过了某个阈值，这些保护性因素可能就不足以应对更为严重的挑战，导致它们的保护效果下降。本研究中的留守青少年是具有双留守经历三年及以上的学生，属于长期留守的青少年，这一经历带来的压力可能超过了青少年的某个阈值，导致即使同样拥有高水平的控制感，留守青少年的心理繁荣水平要低于非留守青少年。而控制感低的青少年往往存在习得性无助感(Griffin & Rabkin, 1998)，认为自己的努力改变不了自身命运，因此他们可能更多地依赖于被动适应策略，更倾向于接受现状，不会过度责备自己，从而受到留守经历的影响相对较小。
本研究进一步揭示了一个重要现象：尽管具有留守经历，但那些控制感较高的留守青少年在心理繁荣方面仍然优于那些控制感较低的非留守青少年。这一发现凸显了控制感是一种重要的心理资源，意味着控制感的培养可以成为留守青少年关爱工作的靶向目标。同时，相比于其他青少年，高控制感的非留守青少年的心理繁荣水平最高，说明兼具良好的环境与内部心理资源更利于青少年的发展，实现个人潜能。
本研究结果提示控制感对青少年的心理繁荣具有积极影响。因此，教育工作者和政策制定者应当重视培养青少年的控制感，同时为他们提供更多的支持和资源，以促进他们的心理健康和全面发展。学校和家庭应当创造一个鼓励青少年展现掌控感的环境，提高他们问题解决的能力，支持他们控制感的发展。此外，教师和家长还可以鼓励孩子接触并学会解决一些较为复杂和精细的问题，帮助孩子建立自信与自我肯定(Ross & Mirowsky, 2002)，引导孩子建立自己决定行为结果的主观信念。
4.3 不足与展望
首先，本研究探讨了控制感对留守青少年心理繁荣的保护作用，然而，为了全面理解其他潜在的保护性或风险性因素的影响，未来的研究应当考虑引入其他变量，如亲子关系、师生关系、同伴关系、自尊水平等，以便构建一个更加综合的预测模型。其次，本研究为横断研究，不能揭示自变量对因变量变化趋势的预测作用，未来研究可采用追踪数据考察留守经历如何预测不同成长阶段的儿童、青少年的心理繁荣水平的变化趋势。最后，本研究无法揭示控制感与心理繁荣之间的因果关系，未来研究可以采用干预研究考察提升控制感能否显著提升青少年的心理繁荣水平。
5 结论
(1)留守青少年的心理繁荣水平显著低于非留守青少年的心理繁荣水平；(2)控制感会补偿和调节留守经历对初中生心理繁荣的负面影响；(3)具有高控制感的留守青少年的心理繁荣显著高于低控制感的非留守青少年，意味着控制感的培养可以成为留守青少年关爱工作的靶向目标；(4)具有高控制感的非留守青少年的心理繁荣水平最高，意味着兼具良好的环境与内部心理资源更利于青少年的发展。