积极教养方式与青少年心理幸福感：基本心理需要满足与认知重评的链式中介作用

积极教养方式与青少年心理幸福感：基本心理需要满足与认知重评的链式中介作用
唐丽萍1，叶婷婷2，邹丽都3，徐婧漪1  ，崔洪波1
1.广州大学教育学院，广州 510006；
2.深圳市坪山区教育科学研究院，深圳，518118；
3.深圳市塘尾万里学校，深圳 518103
通信作者：崔洪波，邮箱1412203100@qq.com
项目基金：2025年广州市教育科学规划一般课题（202419426）
 

摘要: 目的：考察积极教养方式与青少年心理幸福感的关系，探究基本心理需要满足和认知重评在其中的链式中介作用。方法：使用积极教养方式量表、基本心理需要满足量表、认知重评量表、心理幸福感量表对广东省、辽宁省几所学校的中学生进行调查，收集有效问卷1462份。结果：（1）积极教养方式对青少年心理幸福感的直接效应显著；（2）积极教养方式可以通过基本心理需要满足与认知重评的单独中介影响青少年心理幸福感；（3）积极教养方式通过基本心理需要满足与认知重评的链式中介影响青少年心理幸福感。结论：接受积极教养方式的青少年其基本心理需要满足程度越高，使用认知重评频率越高，进而心理幸福感也就越高。
 

关键词: 积极教养方式；基本心理需要满足；认知重评；心理幸福感；链式中介

1 前言

青少年阶段是个体成长与发展的关键转型期。在此时期，多种环境因素交织作用，青少年需同时应对家自我认同构建、社会角色适应以及情绪调节能力发展等多重问题[1; 2]。心理幸福感不仅维持与促进心理健康的重要动力来源[3; 4]，而且对于青少年今后的社会适应与人格发展也具有重要作用[5]。然而学业压力、家庭关系紧张等环境压力常常会导致青少年的心理幸福感水平下降。因此深入开展青少年心理幸福感研究，不仅具有重要理论意义，亦具有迫切的现实需求。
家庭作为青少年成长的首要微系统，对青少年的心理幸福感的塑造具有重要作用[6]。其中积极教养方式被证实是青少年积极发展的关键性保护因素[7]。尽管已有研究已经证实积极教养方式与心理幸福感之间存在显著的正相关[8]，然而，目前尚不清楚积极教养方式究竟通过何种内在机制影响青少年的心理幸福感。
心理幸福感是指个体在充分发挥自我潜能、实现成长与目标的过程中体验到的身心愉悦状态，其核心维度包括自我接纳、环境掌控、积极人际关系等，超越了单纯的快乐体验[5; 9]。父母教养方式是指父母在抚养子女过程中所表现出的、具有相对稳定性的行为模式集合[2]。积极教养方式（Positive Parenting Style）主要表现为父母对子女采取温暖、理解、尊重、信任、支持以及适度引导的态度和行为[10]。有研究表明，积极的父母教养方式对于子女形成积极的心理品质有着重要作用[11]。父母提供的理解与支持行为，有助于青少年形成积极的自我认知、提升应对挫折的信心和能力，对生活抱有更积极的态度和更高的满意度，最终表现出更高的心理幸福感水平[12]。因此，本研究提出假设一：积极教养方式对心理幸福感具有正向预测作用。
自我决定理论（Self-Determination Theory, SDT）认为人类具有自主、胜任与关系三种基本心理需要，这些基本心理需要（Basic Psychological Needs）的满足是人类内在动机激发、人格整合、身心健康以及幸福感提升的“营养物”和关键内在过程[13; 14]。家庭环境作为满足青少年基本心理需要的重要社会情境[13]，积极教养方式所营造的支持性氛围，能够有效满足青少年的自主、胜任和关系需要[15; 16]。同时，大量研究也表明，当青少年的基本心理需要得到高度满足时，会促进其内在动机的发展，使其体验到更多的活力感、积极情绪和生活满意度，进而提升其心理幸福感[17]。由此推测，积极教养方式可能通过增强基本心理需要满足间接提升青少年心理幸福感。因此，本研究提出研究假设二：基本心理需要满足在积极教养方式与青少年心理幸福感之间起中介作用。
认知重评（Cognitive Reappraisal）是Gross情绪调节过程模型中的一种核心策略，是指在情绪发生早期个体通过改变对情绪诱发情境的理解或重新解释其意义，从而改变自身情绪影响的一种方法[18]。研究证实，认知重评能更有效地减少消极情绪体验、增加积极情绪体验[19]，且对个体的身心健康和社会适应具有显著的积极意义[20]。家庭是青少年学习和实践情绪调节策略的首要环境，积极教养方式所营造的情感温暖与支持性氛围，促使个体更多的使用认知重评等适应性情绪调节策略[21; 22]。相反，消极的教养方式如惩罚、拒绝则可能阻碍青少年发展或抑制其使用积极的情绪调节策略[23]。而实证研究也发现，习惯性使用认知重评的个体报告出更低的负性情绪和更高的生活满意度、积极情感和整体幸福感[18; 24; 25]。综上，积极教养方式可能通过提升认知重评能力间接影响心理幸福感。因此，本研究提出研究假设三：认知重评在积极教养方式与青少年心理幸福感之间起中介作用。
自我决定理论（SDT）进一步强调，基本心理需要的满足是个体发展高级功能（如情绪调节）的基础[14]。当个体的基本心理需要得到较高程度的满足时会拥有更多心理能量，使其有更充沛的内在资源去进行需要认知努力的调节活动[26; 27]，如认知重评。还有研究表明，积极教养方式为青少年创造了一个支持性环境，这种环境是满足其自主、胜任和关系三大基本心理需要的核心社会条件[13-15]，从而使青少年发展出更综合的情绪调节模式[28]。尽管已有研究证明了积极教养方式会通过基本心理需要满足影响个体的幸福感，但并未探讨情绪调节策略（认知重评）在其中的关系。因此，本研究提出研究假设四：基本心理需要满足、认知重评在积极教养方式和心理幸福感之间起链式中介作用。
综上，本研究假设如下：（1）积极教养方式对心理幸福感具有正向预测作用；（2）基本心理需要满足在积极教养方式和心理幸福感之间起部分中介作用；（3）认知重评在积极教养方式和心理幸福感之间起部分中介作用；（4）基本心理需要满足、认知重评在积极教养方式和心理幸福感之间起链式中介作用。理论模型如图1所示。

                                                                              图1 理论模型

2 方法与对象
2.1 对象
在获得了学校领导以及学生自己的知情同意之后，本课题组采用整群抽样，选取广东省、辽宁省的几所中学的学生作为被试，以班级为单位集体施测。总共发放出去问卷1742份，剔除无效问卷之后，获得有效问卷1462份，有效率为83.93%。被试年龄为16.74 ±1.01岁；其中男生681人(46.58%)，女生961人(53.42%)，独生子女766人(52.39%)，非独生子女696人(47.61%)。
2.2 研究工具
2.2.1 积极教养方式量表
使用蒋奖等[29]修订的简式父母教养方式问卷，采用 Likert 4 点计分。问卷包括父亲情感温暖、母亲情感温暖维度，共14个题目。本研究中该量表的 Cronbach's α系数为 0.87。
2.2.2 基本心理需要满足量表
BPNS 量表中文版(BPNS scale Chinese version, C-BPNS)由 Sheldon 等人编制，杜健等人[26; 30]修订和翻译。分别测量自主性(3个条目)、胜任感(3个条目)和关系性(3个条目),按照7 级评分法从非常不符合到非常符合依次是1-7分。每种需要的3个条目的平均分为该需要的满足程度得分,9个条目的平均分为 BPNS 总分,得分越高代表满足程度越高。该量表在本研究中Cronbach's α系数为 0.87。
2.2.3 认知重评量表
采用王力、柳恒超、李中权等[31]修订的情绪调节量表，包括认知重评和表达抑制两个维度，共10个项目。本研究只采用认知重评分量表，采用“完全不同意”到“完全同意”7 点计分，分数越高表明情绪调节策略的使用频率越高。在本研究中，量表的 Cronbach's α系数为0.77。
2.2.4 心理幸福感量表
采用 Cheng 等编制的《心理幸福感量表》[9] . 该量表共计24 个项目, 考察个体在自我接受、个人成长、生活目标、良好关系、环境控制、独立自主6 个方面的得分, 采用6 点计分, 从“非常反对”到“非常赞同”计为1 ~6 分, 计算总分, 得分越高代表其心理幸福感越高. 本研究中, 该问卷的 Cronbach's α系数为0.85。
2.3 数据处理
本研究使用SPSS26.0软件进行共同方法偏差检验、描述性统计分析、相关分析与回归分析，采用ProcessV4.0扩展组件插件进行中介模型分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
本研究收集数据采用自我报告法，因此进行共同方法偏差检验，采用Harman单因素检验法进行探索性因素分析，结果显示，未经旋转的因素分析得到10个特征值大于1的公因子，第一个因子解释的变异量为11.46%，小于40%的临界值，表明本研究不存在严重的共同方法偏差[32]。
3.2 描述性统计及相关分析
对核心变量进行统计分析，相关分析结果见表1，积极教养方式与基本心理需要满足、认知重评、心理幸福感显著正相关；基本心理需要满足与认知重评、心理幸福感显著正相关；认知重评与心理幸福感显著正相关。

                                                                  表1 各变量相关分析结果（N=1462）

注：**P＜0.01，***P＜0.001

3.3 回归与中介效应分析
以积极教养方式为自变量，心理幸福感为因变量，基本心理需要满足和认知重评为中介变量，所有变量标准化，进行回归和中介效应分析。采用 Bootstrap 法对中介作用进行检验，抽样次数为 5000，置信区间设置为95%，模型选用PROCESS V4.0中的Model 6。 结果显示：积极教养方式对心理幸福感有正向预测作用（β=0.22，p＜0．001），积极教养方式对基本心理需要满足有正向预测作用（β=0.14，p＜0．001），基本心理需要满足对心理幸福感有正向预测作用（β=0.41，p＜0．001），积极教养方式对认知重评有正向预测作用（β=0.23，p＜0．001），认知重评对心理幸福感有正向预测作用（β=0.13，p＜0．001），基本心理需要满足对认知重评有正向预测作用（β=0.11，p＜0．001），详见表 2。
中介效应检验显示： 积极教养方式对心理幸福感的直接效应量占总效应量的53.66%；积极教养方式通过基本心理需要满足对心理幸福感产生影响，中介效应量总效应量的24.28%；积极教养方式通过认知重评对心理幸福感产生影响，中介效应量占总效应量的10%；积极教养方式通过基本心理需要满足和认知重评的链式中介作用对心理幸福感产生影响，中介效应量占总效应量的7.15%。具体见表3和图2。

                                                                    表2 模型回归分析（N=1462）

                                                                           表3 中介效应检验（N=1462）

                         图2 基本心理需要满足和认知重评在积极教养方式和心理幸福感之间的多重中介作用

4 讨论
本研究系统考察了积极教养方式对青少年心理幸福感的影响，以及基本心理需要满足和认知重评的中介作用。研究结果显示，积极教养方式可以显著正向预测青少年心理幸福感，加入中介变量后，直接效应和中介效应均显著，即积极教养方式可以直接影响青少年心理幸福感也可以通过基本心理需要满足和认知重评间接影响青少年心理幸福感。这一发现为理解家庭教养对青少年心理健康的作用机制提供了新的理论视角，也为实践干预提供了具体方向。
本研究结果发现，积极教养方式正向预测青少年的心理幸福感，支持了研究假设一。这一发现与以往的研究结果一致[7; 8; 33]，进一步验证了父母积极教养方式对心理幸福感的影响。一方面，这一结果支持了家庭系统理论中 “家庭微系统是青少年发展核心环境” 的观点[6]。父母积极的教养方式为青少年提供了安全、具有支持性的成长环境，在此环境中成长的青少年更易感受到来自父母的理解与关怀，有助于他们形成积极的自我认知和健康的人格特质[34; 35]，增强应对挫折的信心并提高对生活的掌控感与目标感[5; 36]。另一方面，这一发现再次证实，父母的教养行为是青少年心理幸福感的重要保护因素。相较于消极教养，积极教养通过满足青少年对情感联结的基本需求，直接为其心理幸福感提供 “滋养”，这提示家庭教育中需优先关注教养方式的积极转变。
本研究还发现，基本心理需要在积极教养方式与青少年心理幸福感之间起中介作用，研究假设2得到验证。支持了自我决定理论的基本假设，即当自主、胜任与关系需要在家庭环境中得到充分满足时，青少年会体验到更高的自主动机与自我整合，进而促进幸福感[13]。具体而言，温暖、支持的教养方式可满足青少年的关系需要（感受到被关爱与归属），“尊重信任” 可增强其自主需要（体验到选择的自由），“适度引导” 则能提升其胜任需要（通过成就反馈建立自信）[37]。当基本心理需要得到满足时，青少年会产生内在动机，对自我探索更加主动，从而提升其幸福感[38]。值得注意的是，本研究样本中关系需要满足得分最高（M = 5.17），而自主需要满足得分最低（M = 4.73），提示中国文化背景下父母对“关系性支持”相对充分，但在“自主支持”方面仍有提升空间。未来干预实践可着重训练父母的自主支持技巧，如提供选择、解释规则背后的理由、减少控制性语言等，以进一步增强基本心理需要满足的中介效应。这一中介路径揭示了积极教养影响幸福感的 “内在动机转化机制”，即家庭教养通过满足基本心理需要，为青少年幸福感的提升提供了 “心理营养”。
此外，认知重评策略在积极教养方式与心理幸福感之间也起到显著的独立中介作用，支持了研究假设三。表明家庭是青少年情绪调节策略习得的首要场所，积极教养方式通过情感温暖与支持性互动，为青少年提供了观察、模仿适应性情绪调节的模板[21; 22]。积极教养方式为青少年提供了安全的情绪表达氛围，使其在亲子互动中反复练习“重新解释负性事件”的认知技巧，最终形成稳定的情绪调节习惯。然而，该路径效应量相对有限，可能原因在于：一方面，情绪调节策略的使用频率受到个体特质差异（如神经质）和情境因素（如学业压力强度）的调节；另一方面，认知重评对幸福感的影响可能具有“阈值效应”，即只有在高压力情境下其保护作用才更为凸显[39]。这一中介路径表明，积极教养不仅直接影响幸福感，还通过塑造青少年的情绪调节能力产生间接作用，提示情绪调节技能是连接家庭环境与心理健康的重要桥梁。
本研究最重要的发现之一是验证了基本心理需要满足和认知重评在积极教养方式与心理幸福感之间存在链式中介效应，支持了研究假设四。该结果不仅从机制上回答了为什么积极教养方式不仅能满足青少年内在需要，还能促进其发展出更成熟的情绪调节能力这一关键问题，而且与 SDT 的扩展观点相符，即基本心理需要的满足是个体发展高级心理功能（如情绪调节）的基础[14]。
具体来说，积极教养首先满足青少年的自主、胜任与关系三大需要，这种满足感为其积累了充足的 “心理能量”，使其更有能力投入需要认知努力的情绪调节活动（如认知重评）[26]。例如，高自主感的青少年更倾向于主动调整对负性事件的错误认知，高胜任感的个体更相信自己能通过使用适应性策略来调节情绪，而高关系需要满足的个体则更愿意以积极方式应对人际情境中的情绪挑战[40]。最终，通过认知重评策略的有效运用，青少年的情绪体验与适应能力得到提升，进而其促进心理幸福感水平的提升。这一链式路径为理解家庭环境、个体内在状态与心理功能的动态关系提供了更精细的理论框架。
本研究也存在一些不足之处。首先本研究的样本仅来自广东省和辽宁省的中学，样本代表性有限，两省的区域文化与经济差异可能影响教养方式的表达与效果。未来研究可扩大样本范围，增强结果的可推广性。其次，本研究采取了横断设计，无法确定变量间的因果关系，后续可通过纵向追踪设计验证链式中介的动态变化。再次，本研究所有变量均采用自陈量表，可能存在社会赞许效应，未来研究可结合父母评价、教师观察等多方数据提高准确性。最后，未来研究还可使用实验的方法，控制无关变量的影响，细致的考察父母教养方式对个体的认知、情感、行为的影响，加深对心理幸福幸福感促进因素的认识与理解。
5 结论
本研究得出以下结论：积极教养方式与青少年心理幸福感呈显著正相关，基本心理需要满足与认知重评在积极教养方式和青少年心理幸福感之间起独立的作用，也在二者之间起链式中介作用。接受积极教养方式的青少年其基本心理需要更易满足，会更多地使用认知重评策略来调节情绪，进而产生更高的心理幸福感。

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