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1 问题提出

家庭和学校是青少年成长与发展的重要场所，近年来家庭教育越来越受到大家的广泛关注。2021年10月23日，第十三届全国人民代表大会常务委员会第三十一次会议通过《中华人民共和国家庭教育促进法》。家庭是中小学生减负的责任主体之一，家长要升级教育理念，以足够的教育理性来对待青少年的学业负担，采取正确的沟通方式帮助青少年减负，在和谐的亲子关系中切实提高减负的实效性。父母自主支持是为子女感知到的，父母促进子女自主发展、尊重并认可子女观点和感受的教养行为（Deci and Ryan，2012）。青少年身心的过渡性，内心世界的丰富性，使他们在情感上渴望得到他人的肯定和赞赏、理解与支持，在学业和生活上得到他人的指导等。当前关于父母自主支持对亲子关系的影响的研究主要局限在于未将上述所述的研究变量加以整合，未能说明父母自主支持提升亲子关系的过程。本研究选取青少年中具有代表性的初中生作为研究对象，试图分析感受到较多的父母自主支持是否能有效改善亲子关系，青少年的基本心理需要和共情的心理特征在提升过程中发挥着怎样的作用。

2 文献综述

2.1 青少年的父母自主支持与亲子关系

父母自主支持能让青少年感受到父母的理解以及给予他们成人式的信任和尊重，促进他们学会独立生活，更加自信地去探索周围的世界，从而使其获得自我整合感和幸福感，而满足这种心理需要的可能是产生亲子关系的关键（Pietromonaco，2000）。弗里兰（Froiland，2015）对父母自主支持和亲子关系进行分析，发现父母自主支持能够有助于青少年积极发展。父母自主支持可能会使孩子感受到更多认同与支持、提高生活满意度，从而为好的亲子关系打下基础。国内对父母自主支持影响亲子关系内部机制的探究还有待深入。因此，本研究通过收集父母自主支持的变量数据，并选取在研究中分别选取两所学校的青少年作为被试，考察其内部机制。

综上所述，本研究提出假设1：父母自主支持正向预测亲子关系，即青少年感知到的父母自主支持越高，亲子关系越好。

2.2 基本心理需要的中介作用

从德西等人（Deci et al.，1985）的自我决定理论、谢尔登（Sheldon，2008）归纳出三种基本心理需要（Basic Psychological Needs），即能力需要、关系需要、自主需要。能力需要，指的是人们尝试控制结果并体验到效能的需要；关系需要，指与重要他人相互关爱，对与社会的联系感到满意的需要；自主需要，指的是个体对自己行为进行自由选择的需要。进一步研究发现，父母自主支持可以通过满足基本心理需要，即满足青少年的自主需要和关系需要来促进亲子关系（McKee et al.，2014）。心理需要的剥夺造成个体无法获得安全的环境从而阻碍自主性的发展（Costa et al.，2015），消减了青少年的内部动机，也会致使对建立关系产生更强烈的不安和恐惧，那么亲子关系也会越差。因此，满足基本心理需要的个体有助于形成和谐的家庭关系，提升亲子关系。

综上所述，本研究提出假设2：基本心理需要在父母自主支持与亲子关系间起中介作用。具体而言，当青少年感知父母自主支持水平较高时，进而青少年基本心理需要被满足时，亲子关系更好；当青少年感知父母自主支持水平较低时，进而青少年基本心理需要没有被满足时，亲子关系更差。

2.3 共情的调节作用

聂宏斌等人（2018）在研究中发现初中生共情能力与人际关系呈正相关，王赛东（2012）研究结果与其一致，均发现初中生共情能力越高，其人际困扰就会越少。曲可佳等人（2010）的研究发现，部分青少年因为不能很好地与他人相处，身边的亲密朋友较少，进而导致逐渐远离群体，使自己被孤立，同时在团体的归属感渐渐变弱，最终会使其产生孤独感；还有部分青少年能够与他人进行交流，但在人际交往中总是困难不断，进而导致不能很好地适应环境，容易形成自卑感，严重阻碍了其心理健康的发展（李艺敏、李永鑫，2015）。此外，潘彦谷等人（2012）认为共情的发展也可能影响和制约亲子关系水平，高共情儿童，则更容易理解父母，并做出正确的反馈。

因此，假设在共情水平不同时，父母自主支持通过基本心理需要影响亲子关系的中介作用不同，即共情在三者关系中起调节作用。基于上述分析，根据自我决定理论和个体与环境交互作用理论，探讨这四个变量之间的关系。

综上所述，提出假设3：共情在父母自主支持与基本心理需要的影响中起调节作用。

3 研究设计

3.1 数据来源

本研究在广东省广州市某中学对青少年进行问卷调查。本研究采用方便抽样法对抽中的初中学生进行问卷调查，共获得有效学生问卷555份，有效问卷531，其中男生和女生分别为320人（60.26%）和211人（39.73%）；其中年龄区间为11岁到14岁，平均年龄为12.68岁。

3.2 变量选择与测量

因变量为亲子关系。郑路鸿等人（2015）编制的亲子关系量表（Parent-Child Relationship Scale），包含四个维度来测量亲子关系这一概念：亲子亲密度、亲子冲突度、亲子信任度、亲子满意度。共设计了29项关于亲子关系的内容，要求青少年自我评价与父母的关系状况。采用李克特量表进行测试，共计29项具体指标，使用5点计分。11、12、13、14、15、16、17、18题为反向计分，总分即为各项的分数之和，分数越高说明感知亲子关系质量越高。检验结果表明，该量表的内部一致性系数
0.920。

自变量为父母自主支持。唐芹等人（2013）对Wang和Chen的父母自主支持量表（Perceived Autonomy Support）进行了修改和完善，修订后的父母自主支持量表更适用于学生群体，共12个条目，使用5点计分（1=“非常不符合”，5=“非常符合”）。得分越高与孩子感知父母自主支持越高。检验结果表明，该量表的内部一致性系数0.903。

中介变量为基本心理需要。采用由加涅等人（Gagne et al.，2003）编制，后约翰斯顿等人（Johnston et al.，2010）修订的简版基本心理需要满足量表（Basic Psychological Needs Scale）来测量个体的关系、胜任和自主需要满足程度。修订后的简版同样包含关系需要（例如“对在乎我和我在乎的人，我觉得我和他们的心是连着的”）、能力需要（例如“我觉得我有能力去达成自己的目标”）和自主需要（例如“对于我所做的事情，我有可以自己去自由选择的感觉”）三个维度，每个维度4个项目，共12个项目。量表采用5点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计15分，使用各维度平均分代表相应的心理需要满足程度，得分与心理需要满足程度呈正比。基本心理需要量表具有良好的测量学指标，在本研究中，该量表的内部一致性系数是0.904，关系需要、能力需要、自主需要的一致性系数分别为 0.755、0.826、0.843。

调节变量为共情。该量表由达里克（Darrick Jollife，2006）编制（Basic Empathy Scale），共含20道题目。从认知共情与情感共情两个维度进行划分。相应的题目数量分别为9项、11项，具有认知共情、情绪共情两个维度。采用5级评分法，被试可以从“完全不同意”“不同意”“不确定”“同意”“完全同意”当中选择与自身情况相符的一项。对应项目分数越高表明被试的共情能力越强（周庚秀，2013 ）。反向计分题目：1、6、7、8、13、18、19、20题为反向计分，总分即为各项的分数之和，分数越高说明共情水平越高，在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.868。

控制变量包括个体特征和家庭情况。个体特征主要包括性别、年级和年龄等；家庭情况主要包括家庭结构（是否为独生子女）以及家庭年总收入等。

3.3 数据处理方法

采用SPSS 23.0和海斯（Hayes，2013）的SPSS宏程序PROSESS进行相关的分析和模型检验。

4 研究结果

4.1 样本各变量在人口统计学的差异分析

首先，将人口学变量性别、年级、年龄、是否独生子女进行各个变量的差异分析，选择下面差异检验显著的人口学变量作为控制变量，差异不显著的省略未列出。

表 1 各变量在年级上的差异分析

Table 1 The difference analysis of each variable in grade

注：*代表 p<0.05，**代表 p<0.01，***代表 p<0.001。

结果显示，初一青少年感知到的父母自主支持得分高于初二青少年感知到的，但是两者差异显著（p<0.05）。初一青少年感知到的基本心理需要得分高于初二的，差异显著（p<0.001）。初一青少年感知到的共情得分高于初二青少年感知到的，差异显著（p<0.001）。初一青少年感知到的亲子关系得分高于初二青少年的，差异显著（p<0.001）。

表 2 共情在性别上的差异分析

Table 2 An analysis of gender differences in empathy

注：*代表 p<0.05，**代表 p<0.01，***代表 p<0.001。

结果显示，共情的性别差异显著，男生在共情上得分低于女生（p<0.05）。

4.2 各主要变量的相关分析

对主要变量进行描述性统计分析。父母自主支持、基本心理需要与亲子关系、共情四者进行Person相关性检验，数据结果如表3所示。

表 3 父母自主支持、基本心理需要、共情、亲子关系的相关分析

Table 3 Correlation analysis of parental autonomy support, basic psychological needs, empathy and parent-child relationship

注：*代表 p<0.05，**代表 p<0.01，***代表 p<0.001。

研究结果表明，父母自主支持和基本心理需要呈显著正相关；父母自主支持和共情呈显著正相关；父母自主支持与亲子关系质量之间呈显著正相关；共情与基本心理需要之间呈显著正相关，亲子关系质量与共情之间呈显著正相关。

4.3 基本心理需要的中介作用

由于相关的变量在年级、性别上存在显著差异，故在控制年级、性别条件下分析基本心理需要在父母自主支持对亲子关系影响的中介作用。

首先，本研究运用海因斯（Hayes，2012）的SPSS宏程序PROCESS，在控制性别、年级等人口学变量的情况下，利用PROCESS Modle4使用偏差校正非参数百分位Bootstroop方法（Bootstroop=5000）对有调节的中介模型进行检验。

表 4 中介模型检验

Table 4 Intermediate model checking

注：*代表 p<0.05，**代表 p<0.01，***代表 p<0.001。

表 5 总效应、直接效应及中介效应分解表

Table 5 Total effect, direct effect and intermediate effect breakdown table

将父母自主支持设为自变量，亲子关系设为因变量，基本心理需要为中介变量。如表5中介模型检验所示，结果显示父母自主支持对亲子关系的预测作用显著（β=0.50，SE=0.03，t=15.96，p<0.001），且当放入基本心理需要后，父母自主支持对亲子关系的直接预测作用依然显著（β=0.41，SE=0.04，t=10.15，p<0.001）。如表5所示，此外在95%置信区间下，中介检验的结果没有包含0（BootLLCI=0.05，BootULCI=0.15），表明基本心理需要在父母自主支持与亲子关系之间起到中介作用，且中介效应大小为0.09。控制了中介变量基本心理需要后，自变量父母自主支持对因变量亲子关系的影响显著，结果不包括0（BootLLCI =0.33，BootULCI=0.48）。该直接效应（0.41）和中介效应（0.09）分别占总效应（0.50）的82%、18%。

4.4 共情的调节作用

如表6所示，再采用SPSS宏程序PROCESS的Model7（Model7假设中介模型的直接效应受到调节，与本研究的理论模型一致），在控制性别、年级的情况下，父母自主支持为自变量，亲子关系设为因变量，基本心理需要为中介变量，共情为调节变量进行有调节的中介模型检验。结果显示，将共情放入模型后，父母自主支持对基本心理需要的正向预测作用显著（β=0.60，SE=0.03，t=18.22，p<0.001）。父母自主支持对亲子关系的正向预测显著（β=0.41，SE=0.04，t=10.15，p<0.001），且父母自主支持和共情的交互效应显著（β=-0.09，SE=0.03，t=-2.77，p<0.01）。表明共情在父母自主支持和亲子关系的中介作用前半段起到调节作用，验证了假设。

表 6 共情在父母自主支持、基本心理需要和亲子关系的有调节的中介检验

Table 6 A moderated mediation test of empathy in parental autonomy support, basic psychological needs, and parent-child relationship

注：* 代表p<0.05，** 代表p<0.01，*** 代表p<0.001。

为了更清楚地解释基本心理需要与共情交互效应的实质，我们将共情按平均数加减一个标准差分出高、低分组，进行简单斜率检验并绘制了简单效应分析图，如图1所示。对于低共情组即共情水平低的人，父母自主支持对基本心理需求的正向预测显著，βsimple slope= 0.68，t=16.51，p<0.001，95%CI=［0.60，0.76］。对于高分组即共情水平高的人，父母自主支持对基本心理需求的正向预测作用显著，βsimple slope=0.51，t=10.44，p<0.001，95%CI=［0.41，0.61］；表明随着共情的提高，父母自主支持对基本心理需求预测作用变小。具体而言，对于低共情水平的青少年，父母自主支持能够更有效满足他们的基本心理需求。

图 1 共情在父母自主支持对亲子关系之间的调节作用图

Figure 1 The moderating effect of empathy on parental autonomy support on parent-child relationship

表 7 有调节的中介效应的检验

Table 7 Test for mediated effects

如表7所示，结果表明，当调节变量共情水平负一个标准差时，95%的置信区间不包含0，中介效果显著；调节变量为均值时候的区间不包含0，中介效果也显著；调节变量正一个标准差时，95%的置信区间不包含0，中介效果也显著，虽然没有表现出调节作用，但是随着共情水平的提升，效应值相对下降。综合来看，父母自主支持对基本心理需要的影响过程受到共情的调节。

图 2 研究变量模型图

Figure 2 Study the variable model graph

5 结论与启示

本研究以青少年为研究对象，描述其亲子关系的情况，分析青少年感受到的来自父母的自主支持对其亲子关系的改善作用及其影响机制。研究发现，父母自主支持对亲子关系具有显著预测作用，父母自主支持水平较高的人拥有更高水平的亲子关系；基本心理需要在父母自主支持对亲子关系的改善中存在一定的中介作用；共情调节了基本心理需要在父母自主支持与亲子关系之间关系的中介过程的前半段路径。

5.1 父母自主支持显著正向预测亲子关系

当父母自主支持水平较高时，父母自主支持为青少年创造关心温暖的环境，尊重青少年的选择和决定，增强青少年的自信心和胜任感，从而使青少年获得安全感、幸福感等人，而亲子关系的重要方面包括个体的心理地位、情感交流状态、重要他人的存在，以及孩子的反应（吴航，2010）。父母自主支持对亲子关系有正向预测作用；父母自主支持有助于子女建立一种安全、稳定、积极的自我意识（Ryan and Deci，2017）。青少年进入青春期后面临着角色的转变。父母在日常的亲子沟通中，应该主动提高自主支持，父母自主支持需要做到，需要转变传统的观念，将青少年视为独特的个体，尊重学生自己的决定；在提出一些合理的要求之后，需要向青少年进行解释，说明意图以及科学根据；及时做好强化与反馈，父母对于青少年的进步需要及时给予地肯定，让学生学会正确的归因方式；尊重学生的决定，适度放手，增加询问减少命令，增加理解减少批判。学校要借助家长会、家长学校和家庭教育沙龙等人形式，帮助父母掌握青少年的身心成长发展规律、基本心理需要，学习运用正确的教养方式和有效的沟通技巧，主动改善家庭环境氛围和提高亲子关系。

5.2 基本心理需要在父母自主支持与亲子关系间起中介作用

根据自我决定理论，基本心理需要被满足后，会促进个体的发展以及社会性发展，使个体拥有更高的幸福感和价值认同感；而基本心理需要匮乏时，个体所处在的环境不利时，则会产生消极结果如行为问题、心理困扰。有研究表明通过满足基本心理需要能够促进良好的亲子关系，进而能来促进农村青少年幸福感的提升（郭海英 等，2014）。也有研究证明，基本心理需要被满足的人会产生更高水平的亲子关系（Costa et al.，2016）。

5.3 共情在父母自主支持与基本心理需要的影响中起调节作用

青少年共情水平处于中等的水平，根据自我决定理论和个体与环境交互作用理论，探究共情对父母自主支持对亲子关系的过程产生的影响。结果表明，共情调节基本心理需要在父母自主支持影响亲子关系的中介作用的前半路径，验证了共情对基本心理需要与亲子关系之间的关系具有调节作用的假设。分析其原因，首先，高共情的人，能够更好地识别他人的情绪情感，理解他人的感受与想法，能够促进个体的社会交往与人际交流（聂宏斌 等，2018）。所以对于高共情的青少年，更有可能感受到亲密感，就更容易感受到基本心理需求的满足，本身拥有高水平亲子关系。但是低共情的青少年则相反，以至于低父母自主支持时，他们的基本心理需求被满足程度更低，亲子关系更差；而当给予他们高父母自主支持时，他们的基本心理需求能够得到更大的满足，亲子关系得到显著提升。

6 研究局限

本研究也存在一定的局限。一是样本量的选取较窄。本文的被试主要来自经济较发达的一线城市，而忽视了其他经济水平更低的城镇的青少年样本。未来研究的被试可以选择多种类型的城镇，并扩大被试量继续探讨父母自主支持与因变量的关系。二是横断研究本身的局限性。为了深入探究两个变量之间的关系和内部机制，未来可以考虑结合纵向研究，从而更加清晰地阐述各个变量之间的复杂关系。三是还缺乏针对父母自主支持的文化差异性的研究。往后可以针对文化差异性进行展开相关研究，为青少年的心理健康成长提供更有力的支撑和更贴切的帮助。

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