1 引言
青少年时期的主要任务是学习各类知识技能，形成良好的个性品质，主要生活场所就是学校。因此，学校适应问题一直受到我国教育工作者和家长关注，特别以学业和行为问题为重。本研究侧重将学业和外化行为问题作为学校适应问题的衡量指标，学业问题指智力正常学生存在的学习困难和成绩不良;外化行为问题反映儿童对外部环境消极反应的行为，包括搞破坏、活动过度和攻击性行为(Hinshaw，1987)。
家庭亲密度作为反映家庭成员亲近关系及积极家庭氛围的综合指标，指个体觉察到与家庭成员之间的情感联结程度，是家庭成员之间独立与联结的平衡。家庭关系对儿童道德的形成与发展所起的作用已成共识(Hastings，McShane，Parker，＆ Ladha，2007)，来自父母和同胞之间的关系和家庭氛围可能是中小学生道德情绪形成的重要因素(Walter ＆Burnaford，2006)。同时，研究表明家庭内部的亲密关系对儿童社会适应必不可少，亲密关系的建立过程对儿童社会互动起示范和强化作用 (Olson ＆Gorall，2003 ) ，决定儿童社会化程度 ( Catalano ＆Hawkins，1996)。高亲密度家庭创设一种积极的氛围，有助于青少年在面对挑战性状况和情感体验时，主动寻求家庭引导和支持 ( Thompson ＆ Meyer，2007):家庭亲密度与青少年二年后的外化行为相关联(Ｒoosa et al. ，2011)，亲子关系存在代际传递，与儿童成年后的外化行为呈负相关 ( Brook，Lee，Finch，＆ Brown，2012) 。父母积极的教养态度负向预测不同特质青少年的攻击行为，正向预测学习成绩(Chen，Wu，Chen，＆ Wang，2001)。家庭亲密度与学校适应的关系是本研究所关注的重要问题，青少年与家庭成员之间建立起来的紧密、积极的联结关系，可能直接或间接地影响他们的学校适应。
群体道德情绪指群体内成员因群体中他人违背道德准则的行为而产生的情绪体验，包括群体内疚和群体羞愧等(Smith ＆ Crandell，1984)。根据社会认同理论(Tajfel ＆ Turner，1979)，当个体对所属群体具有强烈认同时，会对自己所属群体产生强烈的情感偏好，会因群体成员过错行为产生内疚、羞愧等情绪。群体内疚指向于受害的群体和个人，对群内关系有潜在的积极意义(Branscombe，Doosje，＆ Mc-Garty，2002;Wohl，Branscombe，＆ Klar，2006)，具有群体内疚感的个体认同所属犯错群体，承认所属群体对过错行为负有责任(Branscombe et al. ，2002;Leach，Snider，＆ Iyer，2002)，支持对群体外受害者进行补偿(Wohl et al. ，2006)，且这种补偿倾向存在跨时间稳定性(Brown，ˇCehajic＇，Zagefka，Manzi，＆Gonzlez，2008 ) 。而群体羞愧更多指向内群体本身，当内群体软弱无能、违背道德规范或准则被公开曝光时，易产生这类情绪(Branscombe，Slugoski，＆Kappen，2004)，它常诱发逃避或逃离行为，但有时也会表现出补偿行为倾向(Brown et al. ，2008)。个体为了减少内疚或羞愧情绪，倾向于主动承认自己的错误，承担责任，采取一定的补偿行为(Brown etal.，2008; Smits ＆ De Boeck，2003; Tangney，1995a; Tangney ＆ Dearing，2002)。因此，补偿行为是内疚或羞愧的结果，是一种责任行为，补偿行为倾向与中国文化中责任感有相似的含义。责任感是个体对自身的社会角色所应承担责任的认知，以及由此产生的情感体验和相应行为(杨丽珠，2004)，责任行为是自我动机和自我导向的主动的道德行为，内疚、羞愧是责任心理过程的情感体验(陈璟，李红，张仲明，2004)。本研究将家庭道德事件中家庭成员犯错诱发的群体内疚和羞愧体验，称为家庭道德情绪;因家庭成员犯错而产生对受害者的补偿行为倾向定义为家庭责任感。
近年关于道德的研究将道德认知和情绪与青少年适应问题联系起来(Gibbs，Basinger，＆ Grime，2003)，强调道德情绪在个体的道德准则和道德行为间起核心调节作用(任俊，高肖肖，2011)，影响个体的道德行为发展和道德品格养成，提高了个体的社会生存能力(俞国良，赵军燕，2009)。研究发现，关心他人的儿童会随年龄增加而减少外化问题( Hastings， Zahn － Waxler， Ｒobinson， Usher， ＆Bridges，2000)，内疚等道德情绪促进 5 年级学生亲社会行为水平提高(张晓贤，桑标，2012)，有助于抑制社会适应不良行为(Tangney，1995a)，内疚水平高的儿童问题行为更少，学业成绩更好(Bybee，Wil-liams，＆ Merisca，1994) 。积极的责任体验可激发个体的责任承担倾向，或增强其道德义务感以及亲社会行为(叶浩生，2009)。责任行为的发展可促进儿童冲突的解决能力发展，减少不良行为，有助于学习成绩提高(Battistich ＆ Hom，1997)。与个人主义文化形成对照，集体主义文化中的儿童对家庭有更强的责任感，这种责任感会扩展到学校，是他们在学校表现良好的重要原因(Urdan ＆ Giancarlo，2001)。
对于违反道德准则的道德事件，无论引发者是群体成员还是自己，个体都可能产生羞愧、内疚体验和补偿意愿。个体道德情绪会影响青少年社会适应，一般家庭责任感会促使学生有良好的学校表现。若将个体道德情绪和一般家庭责任感延展到家庭群体这一情境，我们推测，由家庭道德事件诱发的家庭道德情绪和责任感也可能影响中国青少年的学校适应。由于良好的家庭关系对儿童道德形成与发展起重要作用，有助于儿童青少年减少适应问题。本研究将家庭亲密度、家庭道德情绪和责任感放在一起，考查家庭三因素与青少年学校适应问题的关系。研究设置了一个家庭群体成员无意中伤害他人的假设情境，事件主体为家庭成员，青少年个人没有直接参与，让青少年自我报告，因为家庭成员在道德事件中的行为而体验到的道德情绪，以及愿意为受害他人负责的行为倾向(责任感)。同时，由青少年报告知觉到的家庭亲密度，青少年的学校适应问题则由教师报告。研究具体假设如下:
(1)家庭亲密度、道德情绪和责任感与学校适应问题(外化行为和学业问题)各变量之间存在显着的关联，各变量亦呈显着的性别和年龄差异;(2)家庭亲密度、道德情绪和责任感直接预测青少年学校适应问题;家庭亲密度还可通过家庭道德情绪及责任感的中介作用，预测青少年的学校适应问题。
2 研究方法
2. 1 对象
研究选取上海市三所普通中小学的 4、6、8、10年级共 755 名学生作为研究对象，其中 4 年级学生181 名，6 年级 204 名，8 年级 180 名，10 年级 190名;男生 370 名，女生 385 名。
2. 2 研究材料
2. 2. 1 学校适应问题
使用 Hightower(1986)编制，陈欣银等翻译并修订的教师评价量表(T － CＲS; Chen，Cen，Li，＆ He，2005) ，本研究选用其中的外化行为问题和学业问题分量表。外化问题行为共 5 题，包括:“上课调皮捣蛋”等。学业问题共6 题，包括:“没有发挥出学习潜力”等。量表为 5 点计分，从 1(完全不相符) 到 5(完全相符)。统计时，分别计算各因子的总分，以班级为单位标准化，得到外化行为问题和学业问题的标准分。该量表在中国被广泛应用，具有良好信效度(侯静，陈会昌，陈欣银，2009)。本研究中二者的内部一致性系数分别为 . 78 和 . 80。
2. 2. 2 家庭亲密度
Moss 等人 1981 年研发的家庭环境量表( FamilyEnvironment Scale)，经我国学者费立鹏、郑延平和邹定辉对此量表进行多次修订，成为现版本《家庭环境量表》(中文版 FES － CV，1993)，量表重测信度为. 74，内部一致性系数 . 75，适用于评价所有类型的中国家庭。本研究选择其中的亲密度分量表作为家庭亲密度指标，共 8 题，如“家庭成员都总是衷心地互相支持”。采用“是”、“否”2 点记分，得分越高，表明家庭亲密度越高，本次研究内部一致性系数为. 73。
2. 2. 3 家庭道德情绪和责任感
该问卷改编自 Brown 等人(Brown et al. ，2008)设计的问卷，并考虑到了中国文化背景因素。问卷分两部分，共有 16 题，均采用 7 级计分，从 1(非常不同意)到 7(非常同意)。第一部分测量家庭场景中的家庭内疚和羞愧的情绪，共 10 个项目，如“想到我爸把小孩撞成重伤，我感到内疚”等，得分越高表明青少年体验到的道德情绪反应越强烈，二因素验证性因子分析显示，χ2/ df = 2. 50，CFI = . 999，TLI =. 995，SＲMＲ = . 005，ＲMESA = . 046;内部一致性系数为 . 92。
问卷第二部分是家庭责任感，共 6 个项目，如“我们家应该照顾受害者”。得分越高表明青少年的家庭责任感越强。单因素验证性因子分析(MACS法)结果显示，χ2/ df = 4. 54，CFI = . 965，TLI = . 941，SＲMＲ = . 028，ＲMESA = . 070; 内部一致性系数为. 75。
2. 3 研究程序
家庭道德情绪和责任感、家庭亲密度问卷以班级为单位，由经过培训的发展与教育心理学专业研究生担任主试，集体施测。教师评价问卷由班主任教师完成，一周收回。
2. 4 数据处理
运用 SPSS 19. 0 对数据进行录入、整理和分析，Mplus 进行结构方程模型分析。
3 结果
3. 1 共同方法偏差的检验
本研究采用 Harman 检验对共同方法偏差进行了确认，原模型χ2/ df = 3. 97，CFI = . 84，TLI = . 83，SＲMＲ = . 057，ＲMESA =. 06，模型可接受;加上共同方法效应之后模型却不能拟合，说明没有发现共同方法效应这一因子。
3. 2 各变量的性别、年级差异比较
以家庭亲密度、道德情绪、责任感、外化行为问题和学业问题为因变量，性别和年级为自变量，进行多因素方差分析。结果表明，性别主效应差异显着，F(15，2051) = 12. 89，Wilk’sλ = . 92，p ＜. 001，η2= . 08;年级主效应显着，F(5，743) = 5. 11，Wilk’sλ = . 90，p ＜. 001，η2= . 03;性别和年级的交互效应显着，F(15，2051) =1. 86，Wilk’sλ = . 96，p ＜. 05，η2= . 01。
进一步单因素方差分析的结果表明(见表 1)，青少年家庭亲密度、道德情绪和责任感均存在显着的年级差异，分别为 F(3，747) = 22. 20，p ＜ . 001，η2= . 08; F ( 3，747 ) = 5. 63，p = . 001，η2= . 02;F(3，747) = 4. 85，p ＜ . 01，η2= . 02。事后检验结果表明，家庭亲密度方面，8、10 年级显着低于 4、6年级，8、10 年级差异不显着，4、6 年级差异不显着。
家庭道德情绪发展上，10 年级显着低于其他年级，8、6 年级显着低于 4 年级，随年级增长呈降低趋势。家庭责任感方面，10 年级显着低于 4、6 年级，8 年级显着低于 4 年级，有随年级增加而逐渐减少的趋势，4，6 年级和 6、8 之间差异不显着。家庭亲密度及责任感性别差异显着，分别为 F(1，747) = 5. 04，p ＜. 05，η2= . 07;F(1，747)= 4. 12，p ＜ . 05，η2= . 04。女生的家庭亲密度和责任感得分高于男生，没有发现家庭结构、父母文化程度对亲密度的影响。
外化行为问题和学业问题年级差异不显着，存 在性别差异:F(1，747) = 58. 95，p ＜ . 001，η2=. 01;F(1，747) =30. 72，p ＜. 001，η2= . 01; 男生在外化问题和学业问题方面的得分比女生多。交互作用显着，分别为 F(3，747) = 5. 15(p ＜ . 01)，η2=. 02;F(3，747) =5. 18(p ＜. 01)，η2= . 02。简单效应分析显示，各年级男生外化行为都比女生多，4、10年级男生的学业问题比女生多;4 年级男生外化行为问题、学业问题多于 6、8 年级，女生则表现相反，学校适应问题少于 6、8 年级。
3. 3 各变量之间的相关
家庭因素各变量与学校适应问题的相关如表 2所示，家庭亲密度、道德情绪及责任感均与外化行为问题、学业问题呈负相关，家庭亲密度与道德情绪、责任感之间为正相关。
3. 4 家庭各因素对学校适应问题的预测作用
以性别、年级、家庭因素各变量作为自变量，将青少年适应问题(外化行为问题、学业问题)作为因变量，分别进行一系列的多元回归分析，探讨它们之间的线性关系。首先，将性别(性别采用虚拟变量，“0”代表男生，“1”代表女生，)、年级作为第一层自变量;第二层进入家庭亲密度，第三层进入道德情绪和责任感，因家庭道德情绪不能预测外化行为和学业问题，剔除;第三层仅进入家庭责任感，结果见表3。
表 3 显示，性别能预测青少年外化行为问题和学业问题。控制性别、年级的影响后，家庭亲密度既能预测青少年外化行为问题(β = . 12，SE = . 02，p ＜ . 001)，也能预测学业问题(β = . 16，SE = . 02，p ＜ . 001)。当第三层进入责任感后，模型具有显着性(F 分别为 19. 44 和 13. 58，ps ＜ . 001)，责任感能分别预测外化行为问题(β = . 10，SE = . 041，p ＜. 001)，学业问题(β = . 08，SE = . 042，p ＜ . 001)。
同时，亲密度对外化问题和学业问题的预测作用依然显着，但偏回归系数均变小，模型的解释率均有增加，并且方差变化具有显着性，ΔF 分别为 7. 69( p ＜. 01)和 4. 66(p ＜ . 05)，可见，家庭责任感在亲密度和学校适应问题上起到部分中介的作用。
为了更确定责任感的中介作用，以亲密度为预测变量，责任感为因变量进行回归分析，控制性别、年级的影响后，自变量对中介变量的预测显着(β =. 09，SE = . 018，p ＜ . 01)，亲密度能正向预测责任感。上述回归结果说明，家庭责任感分别在亲密度和外化行为及学业问题之间起部分中介作用。亲密度与家庭道德情绪相关显着(r = . 13，p ＜. 01)，以亲密度为预测变量，道德情绪为因变量进行回归分析，控制性别、年级的影响后，亲密度能正向预测家庭道德情绪(β = . 10，SE = . 02，p ＜ . 01)。
3. 5 家庭亲密度与责任感对个体学校适应的作用机制
根据上述结果，家庭道德情绪对青少年学校适应问题的两个维度不具预测作用，进一步使用 Mplus软件进行路径分析时，我们修正假设，仅探究家庭亲密度与责任感对个体学校适应问题的作用机制，首先对模型的测量部分进行分析，学校适应问题的两个维度(外化行为和学业问题)、家庭责任感在量表上的因子负荷均达到显着水平(p ＜. 001)，证明本研究测量工具有效。结构方程模型结果显示:
χ2(25)= 64. 10，CFI = . 97，TLI = . 96，SＲMＲ = . 03，ＲMESA= . 05(见图 2)，模型的各拟合指标符合结构方程模型的要求，是较好的拟合。
如图 2 所示，家庭责任感与学校适应问题之间的路径系数在 . 01 水平上显着，家庭亲密度与青少年学校适应问题和家庭责任感之间的路径系数均在. 001 水平上显着。家庭亲密度对青少年学校适应问题的总效应为 －. 29，其中直接效应为 －. 26，家庭亲密度对青少年学校适应问题上直接效应作用明显;家庭责任感在亲密度与学校适应问题之间的间接效应为 . 03，占总效应的 10%，家庭责任感在家庭亲密度和学校适应问题之间起部分中介作用。
4 讨论与分析
4. 1 各变量的性别、年级差异
本研究结果表明女生家庭亲密度高于男生，与一些对中学生的亲密度研究一致(吉宇波，2011;刘佳，2011)。依照中国的家庭文化，女性社会化更多地体现在其家庭角色和感情联系上，女性与家人保持紧密的联系，家庭亲密度通常比男性更高。本研究中女生家庭责任感得分高于男生，与其它研究的结论一致(李丹，刘朝燕，朱旻斐，2011;Walter ＆Burnaford，2006)，这可能与女孩承担更多家务劳动有关。
此外，研究显示女生外化行为问题和学业问题的得分显着低于男生，与已有的研究结果比较一致(李丹，陈峰，陈欣银，陈斌斌，2011;Chung － Hall ＆Chen，2010)。小学 4 年级可能是青少年学校适应的关键年龄，研究显示 4 年级男生问题最多，女生则相对最少，可能的一个原因与社会期望有关，社会和家庭通常接受男孩顽皮，但要求女孩乖巧。随着年龄增长，男孩将顽皮转化为学业竞争力，到了初中阶段，成绩相比女生提高更快，外化问题也就随之下降。初、高中阶段，有些男生成绩开始好转，甚至超过女生;外化行为与学业问题相关联(Chen，Cen，Li，＆ He，2005)，男生因学业问题导致外化问题的几率可能大于女生。
家庭亲密度随着年级的上升呈显着下降趋势，中学生均比小学生得分低。以往研究也发现，儿童对家庭亲密的主观体验在青少年期下降(Collins ＆Ｒepinski，2001) 。可能原因在于:(1) 年长学生为追求自主性及适应外部环境，减少了对家庭的依赖(Brooks － Gunn，Petersen，＆ Eichorn，1985; Lerner，1985);(2) 青少年将来自外部环境的挫折感和愤怒向家人发泄，导致家庭关系紧张，家庭亲密感下降(Hartup，1979;Younise ＆ Smollar，1985); (3)年长学生更倾向于顺从同伴，反叛权威，在一定程度上也削弱了家庭亲密度。
家庭道德情绪和责任感也随着年级的上升呈显着下降趋势，这与以往有关个体道德情绪(羞愧、内疚)(Bybee，1998; Tangney ＆ Dearing，2002)和责任感(李丹等，2011)的研究较一致。可能的原因在于:
随着年龄增长，青少年的情绪自我调节能力增强，对道德情绪体验的强度下降(Bybee，1998);青少年为了表现出自己能够像成人一样控制和决定自己的行为，开始出现挑战权威的现象，甚至会为了彰显自我而忽视自己应尽的责任;初中阶段学生的学习压力增大，在一定程度上会弱化对其他方面的责任行为。
4. 2 家庭道德情绪和责任感的作用
无论是正性还是负性道德情绪，对于个体的道德行为以及道德人格的养成，形成更高层次的道德自我都有着积极意义(俞国良，赵军燕，2009)。本研究中家庭道德情绪具积极意义，与学业问题和外化行为问题均呈负相关。回归分析中，青少年中小学生的家庭道德情绪没能预测外化行为问题和学业问题，与研究假设不一致。原因可能在于:(1)家庭道德情绪作为青少年对家庭认同的道德情绪反应，道德情境事件发生时，这种情绪有助于表现出为家庭成员承担责任的意愿和补偿倾向，但可能稳定性或强度不够，尚不足让青少年中小学生内化为对自己不良适应行为的控制。(2)研究中的家庭道德情境事件，成员属无意犯错，可能在一定程度上弱化了个体的道德情绪体验，有研究发现对非责任行为产生内疚体验的学生更易在学校中表现出亲社会行为和成绩良好(Williams，1998)。(3)学校适应问题有别于道德行为，其影响因素复杂，包括个体、家庭，以及学校环境等。
回归分析表明家庭责任感能分别预测外化行为问题和学业问题，结构方程模型表明，家庭责任感能预测学校适应问题。责任感反映个体内化了的思维方式和行为规范(叶浩生，2009)，具有对行为和任务的自主执行控制的功能(Ashton ＆ Lee，2001)，高责任感的人通常以任务为中心，采纳和遵守群体规则，童年期责任感可以很好预测学业成绩;相反，儿童如果缺乏自主努力，不能自我控制，容易表现出学校适应不良诸如捣乱、多动、攻击他人及学业不良等。集体主义文化中的学生，学业成功是家庭的骄傲，学业失败使家庭丢脸(Ｒoeser，Lowe，Sattler，Gehlbach，＆Strobel，2003) 。传统中国家庭文化中，强调家庭成员之间分担责任，个体分担成员过错的责任意识，是家庭亲密度及父母责任教育的反映，有助于强化其自我控制能力，减少不良行为。本研究中的家庭责任感有别于一般家庭责任感，是家庭事件中为家庭成员过错行为负责的倾向，是个体责任感的呈现、深化和提升。因此，与道德情绪相比，家庭责任感与个体的学校适应关系更为密切，成为预测个体对学校适应的更优良的指标。
4. 3 家庭亲密度与学校适应问题的关系
本研究发现，家庭亲密度通过两个路径负向预测青少年的学校适应问题。首先，家庭亲密度直接预测青少年的学校适应问题，家庭亲密度低的青少年更可能对自己持否定态度，在学校生活中遇到更多困难，表现出更多的外化行为问题和学业困难。这一结果符合家庭系统理论，也与以往研究一致。
相关研究显示，父母与青少年的积极联结与青春期问题行为呈负相关(Hawkins ＆ Lishner，1987)，对攻击行为发挥控制作用(Hirsechi，1969)，有助于减轻社会心理压力，减少青少年的问题行为(Feldman ＆Weinberg，1994)，父、母的积极教养态度正向预测学习成绩(Chen，Liu，＆ Li，2000)。
其次，家庭亲密度通过家庭责任感负向预测学校适应问题，家庭责任感在亲密度对学校适应问题的预测中起一定作用，其中介效应占总效应的10% 。责任感反映了个体采纳社会标准、实施自我控制的能力，责任感强的青少年更可能遵从学校的规则和要求，更加适应学校生活。责任感对利他、助人等亲社会行为的影响已成通识，本研究则揭示了责任品质对个体适应现实生活(助己方面)的作用。
家庭亲密度在青少年责任感形成中发挥作用，融洽的、相互合作的亲子关系有助儿童形成道德自我(Kochanska，Friesenborg，＆ Martel，2004)，如果青少年知觉到的家庭亲密度水平较低，他们为家庭成员过错而承担责任的意愿就会较低，由此与更多的学校适应问题相关。本研究为家庭道德教育的价值、重要性和内容提供了一些证据。
4. 4 研究局限及未来展望
青少年学校适应问题包括学业、行为、情绪和人际关系等问题，其影响因素复杂，包括家庭、学校和社会等方方面面。本文探究学校适应的消极方面，仅考虑了学业和行为问题，今后研究中将考虑纳入人际关系和情绪适应问题;同时，应考查其他积极道德情绪如自豪、感恩等对学生的激励作用，排除班级氛围对学生学校适应的影响。本研究发现了家庭责任感与青少年学校适应有关联，并在家庭亲密度和适应问题之间起中介作用。与道德情绪相比，家庭责任感成为预测个体对学校适应的更优良的指标。这启示我们，教育实践中，处理青少年学校适应问题时，需要引导家长反思家庭关系和家庭责任感，并予以针对性辅导。
5 结论
本研究得出如下几方面结论:
(1) 青少年家庭亲密度、道德情绪和责任感及学校适应问题存在性别差异，女生的家庭亲密度和责任感得分高于男生，外化和学业问题低于男生;随着年龄增长，青少年体验到的家庭道德情绪水平、责任感及家庭亲密度呈下降趋势。
(2) 家庭亲密度可预测家庭道德情绪和责任感，并直接对青少年的学校适应发挥作用;家庭道德情绪不能直接预测学校适应问题。
(3) 家庭责任感可预测学校适应问题，并在家庭亲密度和学校适应问题之间起部分中介作用。结构方程模型各指标的拟合效果较好。
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