父親在位對中學生孤獨感的影響：人際信任和友誼質量的平行中介作用目錄TOC\o"1-3"\h\u1216摘要 摘要：本研究主要探討父親在位對中學生孤獨感的影響，驗證人際信任與友誼質量的平行中介作用，為幫助中學生降低孤獨感提供教育建議。本研究使用《父親在位問卷中文簡式版》《人際信任量表》《友誼質量問卷》《青少年孤獨感量表》對海南省海口市和河南省許昌市兩所中學共918名中學生進行問卷調查。結果發現：（1）父親在位與人際信任、友誼質量呈顯著正相關。（2）孤獨感與父親在位、人際信任、友誼質量均呈顯著負相關。（3）中介效應檢驗表明，父親在位可通過人際信任與友誼質量的平行中介作用影響中學生的孤獨感。關鍵詞：中學生；父親在位；人際信任；友誼質量；孤獨感1引言當代社會的快速變遷不僅帶來了生活方式的多樣化，也深刻影響著家庭結構和親密關系的形成。在這一復雜的背景下，研究家庭環境對青少年心理健康的影響變得尤為重要。其中，父親在位作為家庭結構的一個重要指標，引發了學術界和社會的廣泛關注。父親在位理論最開始是由Krampe和Newton等學者(2006)提出來的，它是近年來從家庭角度研究父子關系的一種新理論。父親在位水平高，就能促進孩子心理健康發展，相反，父親在位水平較低，則會對子女產生一些負面影響(Krampe,2009)。因此應加強對父親在位的研究，幫助個體提高心理健康水平。同時，人際信任和友誼質量被認為是影響孩子心理健康和幸福感的重要因素。人際信任是人們在社會互動中建立友誼和維護社交關系的基礎，對于中學生的成長發展至關重要，如果出現人際信任危機，個體可能會出現不良情緒，降低主觀幸福感和安全感，進而引發心理健康問題。因而探究中學生人際信任的影響因素及作用機制十分重要。心理學家已經從各個方面對人際信任進行了研究，發現家庭因素十分重要(張靜,2009)。中學生處在青春期階段，注意力不僅會放在家庭成員上，而且也會轉向家庭之外的成員，尤其是同伴(Brown&Larson,2009)，并且對于友誼的重視逐漸加深，友誼質量涉及支持、互動和共享，眾多研究指出，良好的友誼關系對青少年的積極適應有益。比如Burk和Laursen(2005)的研究發現，友誼質量高的青少年在行為問題、焦慮、抑郁和孤獨感方面表現更為良好。對于中學生來說，他們處于身心發展的關鍵階段，社會化過程與家庭環境密不可分。然而，現代社會中的中學生面臨著來自多方面的挑戰，如學業壓力、人際關系困擾、社交媒體的影響等，這些因素可能導致他們產生孤獨感。孤獨感是一種綜合了情感和認知的體驗，通常由于個體在人際關系中被忽視或排斥而產生，表現為一種消極、沮喪的情緒狀態(Ernst&Cacioppo,1999)，孤獨感作為一種負面情緒狀態，不僅影響著中學生的心理健康，還可能影響其學業表現和社會適應能力。以往有關孤獨感的理論和實證研究均發現青少年的孤獨感與其不良的親子關系和同伴關系有關(Hojat,1982)。因此，本研究旨在通過深入探討父親在位對中學生孤獨感的影響，并重點關注人際信任和友誼質量在其中的中介作用機制，為理解青少年心理健康問題提供新的視角和理論支持，為青少年心理健康的促進和干預提供有益的啟示和建議。1.1父親在位研究綜述1.1.1父親在位的定義Krampe和Newton等學者(2009)將父親在位定義為孩子父親的心理在位（psychologicalpresenceofthefather），即孩子對父親的心理感知和可接近程度。Krampe（2003）強調了父親始終在孩子身邊，并在孩子生活的各個方面都發揮作用。蒲少華和盧寧（2012）的研究表明，雖然每個父親在孩子成長過程中都參與其中，但參與程度有所不同。1.1.2父親在位理論及其動力學模型父親在位理論，由Krampe等學者于2009年提出，構建了一個具有動態特征的模型，包含四個核心層面。這些層面分別涉及子女對父親的內心感知、父子關系的互動、外部因素對父親角色的影響，以及社會文化和宗教信仰對父親角色的塑造。這四個維度相互交織，形成了一個復雜而有機的嵌套結構，對父親角色在家庭和社會中的作用機制進行了全面而系統的探討。父親在位理論將孩子的心理父親在位劃分為四個維度，第一個維度是孩子內心的父親。孩子們對父親在位的心理構建源自他們對父親內在感知和需求的天生認知。第二個維度是孩子與父親的關系。這個維度的衡量標準是根據孩子對與父親的關系的評價來制定的，當父子之間的關系和睦時，孩子會將父親視為溫暖友好的人物形象，這對孩子心理上對父親在位的發展至關重要。第三個維度涉及其他人對父子關系的重要影響，包括家庭成員和外部與孩子有關的人。最后一個維度則關乎有關父親的文化和宗教信仰。這些信仰在不同國家和時代下對父親在位產生影響，而孩子對父親的信念通常是由父母或其他情感特征的成年人所傳達的。1.1.3父親在位的測量最早的父親在位問卷是Krampe和Newton在2006年編制的FatherPresenceQuestionnaire（FPQ），是對孩子心理上對其父親感知和體驗的測量工具，這個測量當時是面對成年人展開的。他們主張采用更加詳盡和細致的工具，以心理學的視角構建父親在位的概念，而不僅僅局限于父親在孩子身邊。在FPQ中，這一構想被分為3個維度，涵蓋10個子量表，共計134個項目。蒲少華及其團隊在2012年對FPQ進行了修訂，形成了中文修訂版（FPQ-R）。該問卷共包含96個條目，涵蓋了3個高階維度。這些維度包括“與父親的關系”，其中包括對父親的情感、母親對父子關系的支持、父親參與的感知、父子之間的身體互動以及父母關系等內容。另外還有“家庭代際關系”，包括母親和外祖父的關系以及父親與祖父的關系，以及“有關父親的信念”，其中包括父親對孩子影響的概念等內容，共計8個分量表。該問卷采用了李克特5點記分法，并經過了嚴格的信度和效度測試，可作為中文環境下評估父親在位水平的有效工具。此外，蒲少華等學者（2012）基于實用性考量，在中文修訂版的基礎上精選了適當的條目，形成了簡式版（FPQ-R-B）。該問卷共包含31個項目，采用5點計分制，從“從不”到“總是”依次記為1至5分。量表的得分越高，意味著被試父親在位的水平越高。該量表分為3個高階維度和8個分量表，內容與FPQ-R一致。1.1.4父親在位的相關研究Krampe及其研究團隊對大學生中的男生群體展開的研究，揭示了父子之間的親密情感以及父親對兒子情感理解之間存在緊密聯系。這種聯系在父親對兒子的欣賞、交流以及適度的嚴格要求等方面得以體現，其中情感的交織是相互滲透的，兒子的情感與父親對其的感知和回應密切相連。在Krampe對大學生中的女生群體的研究中，發現與父親關系更加密切的女大學生，會將父親視為激勵的源泉，并且更傾向于對他們保持誠實。每當父親表現出對她們的關心與愛護時，她們總是感到非常愉悅。實際上，無論與父親的關系是密切還是疏遠，女孩們都渴望與父親可以有更多的溝通。Roll和Millen（1978年）的研究指出，男性大學生在與父親交流時，通常可以得到父親及時的回應的往往是那些與父親關系非常親密的。相反，如果兒子很少甚至幾乎不與父親溝通自己遇到的困難，他們往往會有被排斥和孤立的感覺。國內對父親教養問題的研究相對較少，深圳大學的蒲少華教授在此方面做出了一定貢獻。近年來，他專注于父親在位理論與大學生特點以及國內教育問題的研究，取得了一些成果。蒲少華和盧寧（2012）運用經修訂的Krampe父親在位問卷對在校大學生展開了調查研究，結果表明，性別和年級之間并無顯著差異，在獨生子女和非獨生子女之間存在著明顯差異。蒲少華和戴曉陽（2012）對父親在位與大學生人格特征的關系進行了研究。他們采用了方便取樣法，并使用了中文修訂版父親在位問卷（FPQ-R）和中國大五人格問卷簡式版（CBF-PI-B）。研究結果表明，父親在位對大學生的人格產生了顯著影響。1.2人際信任研究綜述1.2.1人際信任的定義國外學者從兩個不同視角對人際信任進行了深入研究：個體視角和人際關系視角。Sabel（1993）從個人角度出發，將人際信任定義為交往雙方互相信任的信念，相信彼此不會利用對方的弱點。相反，Rotter（1971）則以不同的方式闡釋信任，將其解釋為個體對他人言行和諾言的可靠性產生的內在期待。心理學家通過囚徒困境實驗發現，在人際交往中，交往雙方是否愿意進行合作很好地體現了他們之間的人際信任水平。個體愿意相信對方并且雙方之間可以進行合作，充分證明了交往雙方的信任(Deutsch,1962)。因此，信任行為實際上是個體主動選擇的結果。近年來，國內學者對人際信任在個體人際交往中的重要性日益關注，并積極開展了相關研究。例如，楊中芳和彭泗清（1999）對中國人的人際信任情況做出了調查研究。研究指出，在人際交往中，雙方能夠有效地完成對方委托給自己的任務，進而建立了一種可以給對方保障的人際信任關系。而張建新等學者（2000）則進行了跨文化的研究，指出人際信任可以解釋為在交往活動中，雙方在不確定對方是競爭者還是合作者的情況下，已經具有了和對方建立合作的心理期待。在本研究中，我們采用了Rotter關于人際信任的概念，即從個體角度來看，人際信任被定義為個體在人際交往中對他人的綜合期望。這種期望包括對他人言行的信任以及對他人承諾可靠性的期待。1.2.2人際信任的測量Rotter于1967年編制的人際信任量表是時間最早且使用非常廣泛的量表之一。該量表主要用于評估個體對自己身邊的社會角色以及所處社會的制度的信任水平，共包含25個項目，并采用李克特五級評分。在評分中，一分表示“完全同意”，而五分表示“完全不同意”（Rotter，1967）。這個量表在不同情境下都可以有效測量個體人際信任水平，因此在國內外的研究中很受歡迎，被廣泛采用。信任游戲實驗源于投資游戲，是一種評估信任行為的游戲模型。在該實驗中，受試者被告知這是一項與他人共同完成的任務，實驗包含兩個角色：投資者和代理人。被試扮演投資者，而委托人扮演代理人。被試得到一筆錢作為投資基金，并選擇投資金額。然后將這筆錢交給代理人，代理人獲得三倍于原始金額的收益。投資結束后，受試者獲得部分回報，回報金額由代理人決定。實驗中的所有金額都不是固定的，完全取決于受試者的意愿。受試者投資的金額反映了他們對代理人的信任。總的來說，人際信任的測量方法主要包括問卷調查和實驗兩種。本研究選用了Rotter編制的人際信任量表，用于評估被試對各種社會角色以及社會政治制度的信任程度。該量表具備完善的測量理論和高度準確性，在社會各個領域廣泛應用于信任度評估。因此，本研究也采用了該量表進行測試。1.2.3人際信任的相關研究社會學理論研究關注社會屬性對個體人際信任的影響。據1999年楊中芳等學者的研究觀點，不同文化背景下形成的信任模式存在差異。他們通過反復研究嘗試揭示中國人適用的信任模式，并以此建立了新的理論框架。這些研究成果為國內相關研究提供了理論支持。張建新等人(2000)針對世界各國不同種族和文化背景的人群，提出了新的理論模型，涵蓋了泛化信任和殊化信任。薛天山(2002)則是通過對個體的訪談資料進行分析，研究了中國人在信任選擇時更偏向于信任何種人際關系。這些研究充分表明，在社交中，人際信任是最有效且成本最低的方式。蔡迎春等學者（2006）調查了當前大學生可能面對的人際信任問題，并對中國情境下的人際信任修復方式調查問卷進行了修訂，進行了本土化的修正和實證研究。研究提出了四種有助于大學生恢復人際信任的方式，包括直接否認、間接否認、內部歸因道歉和外部歸因道歉。這些方法都能有效幫助個體恢復健康的人際信任水平。總的來說，學者們對人際信任的探究主要從社會學和心理學兩個視角進行。在社會學領域，研究主要關注社會屬性是否對人際信任有影響；而在心理學方面，重點則是關注如何恢復人際信任。1.3友誼質量研究綜述1.3.1友誼質量的定義學者們對友誼質量的定義尚未形成一致的共識。在早期的研究中，友誼質量主要從兩個不同的角度進行考察：同伴關系和友誼，友誼被視為同伴關系中個人與朋友之間的情感紐帶之一(鄒泓,周暉,1998)。Parker等人(1993)使用朋友之間的互助行為（如陪伴、支持和援助）以及交往中的沖突來評估個體的友誼質量。國內的學者普遍認為，友誼質量被視為同伴關系的一種顯現，源自個體與朋友之間相互交流的成果，呈現出相對穩固、持久且親密的特征。沈卓卿等學者（2013）的研究指出，友誼質量是評價友誼的一個重要指標，因為它代表了個人對伙伴關系的認知程度。與此一致，戴斌榮等人（2021）提出，友誼質量反映了個體在同伴交往中所獲得的支持、陪伴和幫助，表現為彼此之間的相互信任和情感紐帶。本項研究采用了陳建文和黃希庭（2000）對于友誼質量的定義，即將友情看作是一種雙向的、具備親密性和平等性的關系，其品質反映了交往雙方之間情感聯系的深度。1.3.2友誼質量的測量友誼質量的研究主要依賴于觀察、訪談和問卷調查。在這些方法中，問卷調查被廣泛采用，在大多數研究中占主導地位。友誼質量問卷（FQQ）是由Parker等人于1993年設計的，用于評估友誼的質量。該問卷包括五個積極維度：肯定與關懷、幫助與指導、陪伴與娛樂、親密交流、沖突解決策略，以及一個消極維度：沖突與背叛。前五個維度為正向評分，最后一個維度為負向評分。問卷采用五級評分法，分數越高，表示友誼的質量越高。該量表內容全面，被廣泛用于研究中(Parker&Asher,1993)。友誼質量量表（FQ），由Davis于2013年設計。該量表包含14個問題，主要分為兩個方面測量友誼質量：一是同伴之間的信任程度，二是相互付出程度。該量表被廣泛應用于學術研究中(Davis,2013)。國內關于友誼質量的研究起步較晚，相較于國外，我國的友誼質量測量工具較為有限。因此，國內學者選擇對國外已經成熟的測量工具進行本土化改進。范興華和方曉義在2004年對Parker等人所設計的友誼質量問卷進行了本土化修改，以適應我國的實際情況。修改后的問卷包含了幫助與支持、友誼沖突、友誼關系和親密性四個維度，共計15道題目，用于測量大學生的友誼質量。崔曦曦等人(2016)對友誼質量量表（FQ）進行了翻譯和修訂，使其適用于高中生。總的來說，友誼質量的測量方式有多種，但最廣泛使用的是問卷調查法。本研究選擇了Parker編制的友誼質量問卷（FQQ），該問卷題量適中，從積極和消極兩個方面評估友誼質量。該問卷內容適用于中學生，可以有效地測量他們的友誼質量。因此，我們在本研究中采用了該問卷。1.3.3友誼質量的相關研究大多數學者在研究友誼質量時，主要關注友誼質量與個體的社會適應以及孤獨感等其他變量之間的關系。此外，也有一些學者專注于特殊兒童群體的友誼狀況。研究指出，良好的友誼能夠增強兒童的社交適應能力和應對壓力的水平。劉在花等人（2003）的研究發現，學習困難的兒童與其他同齡人相比，友誼質量相對較低。此外，從性別角度來看，女生的友誼質量較男生更高。另一些學者針對特殊兒童進行了研究，發現曾經受到虐待的女孩與成長在健康環境中的女孩相比，在與朋友交往時更傾向于競爭，而合作較少，且更容易受到利用。相反，男孩則表現出相反的趨勢(Parker&Asher,1993)。1.4孤獨感的研究綜述1.4.1孤獨感的定義“孤獨”一詞最早在精神病學中被使用，通常用來描述在人際交往中或情感表達中出現的困難。Weiss（1987）是最早提出孤獨感概念的學者，他認為這是一種由于社交關系的疏離導致個體感受到悲傷、空虛等情緒而產生的不良的情感體驗。國內的學者也提出了不同的孤獨定義，黃希庭（2004）認為，人們希望獲得親密無間的人際關系，如果沒有如愿以償，這種落差就會導致一種消極情緒，即孤獨感。另一些學者認為，孤獨感是個體產生的一種寂寞和失落情緒，源于個體對自身在同伴群體中地位的不滿，導致消極認知(王婧,錢珍,2007)。本研究采用了黃希庭對孤獨感的定義，從人際交往的角度來看，孤獨被定義為一種消極的情緒狀態，當一個人渴望與他人建立親密關系卻又無法實現這一愿望時就會產生這種情緒。1.4.2孤獨感的測量國內外關于孤獨感的研究大多采用問卷調查的方式來測量這一現象。最早對孤獨感進行量化的研究可以追溯到1980年，當時Russell等人設計了UCLA孤獨感量表，并采用了李克特4點計分法。這份量表主要用于評估大學生等成人群體的孤獨感水平，具有較高的信度，在當時被廣泛采用(Russell&Peplau,1980)。此外，還有學者對該量表進行了修訂，以適應本國的實際情況。基于UCLA孤獨感量表，Asher等人于1984年開發了一份新的孤獨感量表，采用了李克特5點計分法，其中1分表示“一直如此”，5分表示“絕非如此”(Asher&Hymel,1984)。本研究所采用的量表是由鄒泓等學者于2014年修訂的青少年孤獨感測量工具，這一修訂是在Asher原始問卷的基礎上進行的本土化改進，旨在更好地適用于中國青少年(李曉巍,鄒泓,劉艷,2014)。在修訂過程中，受到語言和社會文化環境的影響，因此對原有題目進行了刪減，經過刪減，修訂為21個項目的青少年孤獨感量表，涵蓋四個維度：純孤獨感、社交能力知覺、同伴關系評價和社交需要未滿足感。使用李克特的5級評分制，從1分（完全不符）到5分（完全符合），將各個方面的得分相加以計算孤獨感得分，分數愈高代表孤獨感愈強該量表信效度較高，題量適中，適用于中學生群體。因此，本研究采用該量表進行調查。1.4.3孤獨感的相關研究在早期的孤獨感研究中，國外學者率先進行了探索。Rotenberg等人（2004）的研究表明，個體的信任水平與孤獨感有關，信任信念越強、信任行為越頻繁的個體往往更不容易感到孤獨。部分研究指出，個體的人際信任水平低，社交圈也較小，因此難以獲得外界支持，這會導致他們更容易感到孤獨(Hamid&Lok,2000)。Gierveld（1987）認為，如果個體在人際交往中過于關注自己的情緒和行為，可能會過度關注他人，甚至誤解他人的言行。這種行為可能導致個體感受到更多的忽視和拒絕，進而產生孤獨感。國內學者也就孤獨感展開了多角度研究，比如對大學生進行的研究發現，女性在自我心理上更容易感受到孤獨(李傳銀,2000)。還有研究者探究了孤獨感與個體的親社會行為之間的關系，并得出結論：孤獨感越強的個體表現出的親社會行為越少(陳光輝,鄧會成,2023)。研究發現，孤獨感強的個體在消費行為上受到自身親密關系和商家營銷手段的影響，更容易采取補償性、回避性等非理性的消費方式(李婷,孔祥博,2023)。研究指出，團體心理輔導可以提高個體的主觀幸福感，是降低孤獨感的有效方式(林瓊芳,韋艷丹,2023)。總的來看，據國內外的調查顯示，個人的孤獨感與其信任信念、信任行為以及社交行為密切相關。此外，孤獨感還會對個人的消費心理以及親社會行為等方面產生影響。然而，關于交往環境對個體孤獨感的影響的研究相對較為不足。因此，本研究的目標在于綜合考慮個體內部的交往環境（比如家庭）和外部的交往環境（例如學校和社會），并對其進行探討。1.5父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的關系研究1.5.1父親在位與人際信任的關系研究有研究得出父親在位和人際信任呈顯著正相關關系的結論(楊燕,張雅琴,2016)，這突顯了父親在個體人際信任形成中的重要性。如果父親在孩子的成長過程中積極參與，與他們保持密切的互動，并持續地表達對他們的關心和愛意，那么孩子們會感受到父親一直在關心和支持他們。這樣，孩子們在成長中往往會抱持著積極的人性期望，堅信自己和他人都是“對自己的行為負責任的個人行為者”（王列，1998），從而擁有較高水平的人際信任，并享有良好的人際關系。1.5.2父親在位與友誼質量的關系研究既往研究中對父親在位和友誼質量進行探討的并不多。但是親子關系對友誼質量有影響，可以猜測父親在位可能也對友誼質量有關，可以進行研究驗證。1.5.3父親在位與孤獨感的關系研究既往研究中對父親在位和孤獨感進行探討的并不多。研究發現，留守初中生中存在著父親缺位的情況，其孤獨感和各個相關維度的得分普遍高于非留守初中生。換言之，這意味著父親不在身邊的留守初中生，在孤獨感、社交能力知覺、同伴關系評價、社交需求滿足度以及純粹孤獨感等方面的得分均高于非留守初中生。通過以往的相關研究可以看出，父親在位對中學生孤獨感可能存在一定的影響，值得去研究。1.5.4人際信任與孤獨感的關系研究研究表明，在探究人際信任與孤獨感之間的關系時，大部分研究結果都顯示出了負相關的趨勢(金艷玲,顧昭明,2010)。對青少年進行調查發現，人際信任水平越低的個體他們感受到的孤獨感越強烈(孔繁昌,周宗奎,2008)。根據張冉冉等人（2016）的研究，人際信任包括兩個核心要素：社會聯系和人際關系。他們指出，當個體與社會聯系緊密、人際關系和諧時，他們往往不容易感到孤獨。研究發現，高人際信任的學生更傾向于積極解決問題，從而維持和諧的人際關系，因此很少感到孤獨(范佳麗,葛明貴,2011)。1.5.5友誼質量和孤獨感的關系研究研究表明，大學生的友誼質量與孤獨感之間存在明顯的負相關關系。研究發現，友誼質量提高的同時，大學生的孤獨感也會降低，情緒也會更加積極(黃倩玲,劉文,2022)。研究者對個體童年時期的友誼質量與孤獨感的關系進行了為期兩年的跟蹤研究，結果表明，個體友誼質量的變化會導致孤獨感狀況相應發生改變(蘇志強,馬鄭豫,2023)。研究表明，對高職生的友誼質量與孤獨感的研究同樣發現了一種趨勢：高職生對友誼的滿意度與其孤獨感水平呈負相關關系。也就是說，高職生對自己的友誼感到滿意程度越高，他們越不容易感到孤獨(尹瑩,宋意霞,2022)。2問題提出2.1問題提出目前已經有大量關于中學生心理健康的研究，其中孤獨感作為一個重要的心理因素備受關注。然而，對于父親在位對孤獨感的影響研究相對較少，特別是在探討人際信任和友誼質量在其中的作用方面，還缺乏系統和深入的探討。本研究將綜合分析已有的關于父親在位、人際信任、友誼質量和孤獨感的實證研究和理論研究，以深入探討中學生在父親在位、人際信任、友誼質量和孤獨感方面的現狀特征。還將探索這些因素在人口統計學變量上的差異，并進一步研究父親在位、人際信任、友誼質量和孤獨感之間的關系。此外，我們將考察父親在位對孤獨感的預測作用，以及在這一預測過程中人際信任和友誼質量的中介作用。依據對已有研究的思考與發現，本研究欲探討父親在位對中學生孤獨感的影響，以及友誼質量與人際信任的平行中介作用。據此，提出以下假設：H1：父親在位與人際信任、友誼質量呈現顯著正相關H2：孤獨感與父親在位、人際信任、友誼質量均呈負相關H3：人際信任、友誼質量在父親在位對孤獨感的影響中起平行中介作用。根據上述假設，人際信任、友誼質量在父親在位對孤獨感的中介作用假設模型為：友誼質量友誼質量孤獨感父親在位人際信任圖1假設模型圖2.2研究意義2.2.1理論意義推動心理健康領域研究：此項研究通過探索父親在位、人際信任和友誼質量之間的關系，為心理健康領域研究提供了新的視角。我們不僅能夠更加深入地理解這些因素之間的復雜關系，而且有助于推動對青少年心理健康問題形成機制的深入探討。拓寬人際關系研究視野：在探索人際信任和友誼質量在父親在位與中學生孤獨感之間的中介作用時，我們拓寬了人際關系研究的視野，有助于我們理解家庭因素對人際關系形成和發展的影響。2.2.2實踐意義提供干預依據：揭示父親在位、人際信任和友誼質量之間的聯系為解決中學生孤獨感問題提供了基礎。這為制定有效的心理健康干預策略提供了支持，有助于中學生減輕孤獨感，提升其心理健康水平。促進家庭教育與青少年心理健康：通過關注父親在位對孩子心理健康的影響，有助于加強家庭教育、促進家庭和睦、培養親子關系。這能幫助家長更好地了解自身在家庭關系中的作用，建立和諧家庭環境，提升青少年心理健康水平。（3）優化學校教育策略：研究成果可為學校心理健康教育提供理論支持，指導學校開展針對中學生的心理健康教育活動。學校可借此關注人際信任和友誼質量的重要性，制定更加針對性的教育策略，促進學生建立良好的人際關系，提升心理健康水平，推動全面發展。3研究方法3.1研究對象表1被試基本情況分布（N=918）人口學變量類別人數百分比性別男生50354.8女生41545.2年級初一16718.2初二18520.2初三21923.9高一9510.3高二14315.6高三10911.9生源地城鎮49654.0農村42246.0是否獨生獨生14015.3非獨生77884.7本研究采用整群抽樣法，在海南省海口市和河南省許昌市分別選取了一所學校，以班級為單位，對初高中六個年級中隨機挑選的班級進行了問卷發放。在發放問卷的過程中，我們向學生說明了問卷的目的，并說明了會對研究結果進行保密。本次調查共發放問卷1050份，其中有效問卷918份，回收率86.67%，人口統計學情況具體見表1。3.2數據處理方法采用SPSS26.0對所收集數據進行信度分析、共同方法偏差檢驗、獨立樣本t檢驗、單因素方差分析、相關分析和回歸分析等數據處理，采用PROCESS4.0宏程序的Model4來檢驗中介效應。3.3研究工具3.3.1父親在位問卷的中文簡式版（FPQ-R-B）調查采用了蒲少華等人（2012）修訂的父親在位問卷中文簡式版進行。問卷共包含31個項目，參與者需要根據自己的情況選擇從“從不”到“總是”之間的一個選項，分別對應1到5分的評分制。得分越高，表示被試父親的在位水平越高。量表分為3個高階維度和8個分量表。高階維度包括與父親的關系、家庭代際關系和有關父親的信念；分量表包括對父親的感情、母親對父子關系的支持程度、感知到的父親參與程度、與父親的身體互動、父母關系、母親和外祖父的關系、父親與祖父的關系，以及父親的影響概念。該量表在本研究中內部一致性系數為0.918，信度良好，結果見表2。（詳細量表請見附錄的第三部分）表2父親在位總量表及各維度Cronbach′sα值高階維度、分量表、總量表條目數內部一致性系數（N=918）維度一：與父親的關系190.926對父親的感情40.878母親對父子關系的支持30.851父親參與的感知40.827與父親的身體互動40.888父母關系40.934維度二：家庭代際關系80.796母親和外祖父的關系40.633父親與祖父的關系40.894維度三：有關父親的信念40.832父親影響的概念40.832總量表310.9183.3.2人際信任量表研究中使用了Rotter根據學習理論編制的量表，用于衡量個體對他人行為和承諾的可信度。該量表包括兩個因子：特殊信任和普遍信任。評分采用5點計分，1代表完全同意，5代表完全不同意，共有25個項目，總分范圍為25至125分。得分越高，代表個體的人際信任程度越高。該量表在本研究中內部一致性系數為0.694，信度滿足測量信度要求，結果見表3。（詳細量表請見附錄的第五部分）表3人際信任總量表及各維度Cronbach′sα值特殊信任普遍信任總量表0.7250.7360.6943.3.3友誼質量量表本研究采用友誼質量問卷（FQQ）簡表測量友誼質量，共18道題，涵蓋了肯定與關心、親密袒露與交流、沖突解決策略、陪伴與娛樂、幫助與指導，以及沖突與背叛等六個維度。其中前五個方面測量積極友誼的特質，而沖突和背叛則評估了負面友誼的特質，并按相反的方式評分。評分范圍為五分制，分數越高表示友誼質量越高。該研究的內部一致性系數為0.862，結果見表4。（詳細量表請見附錄的第四部分）表4友誼質量總量表及各維度Cronbach′sα值肯定與關心親密袒露與交流沖突解決策略陪伴與娛樂幫助與指導沖突與背叛總量表0.7590.6730.6750.6720.7350.6640.8623.3.4青少年孤獨感量表本研究采用由鄒泓等人于2014年修訂的青少年孤獨感量表，共包含21道題目，涵蓋純孤獨感、對自身社交能力的認知、對當前同伴關系的評價以及對未滿足的重要關系的認知等四個維度。評分采用李克特五點計分方法，其中“對自己社交能力的認知”維度下的項目采用反向計分。總分為各個維度得分之和，得分越高表示孤獨感水平越高。該量表在本研究中內部一致性系數為0.906，信度良好，結果見表5。（詳細量表請見附錄的第二部分）表5青少年孤獨感總量表及各維度Cronbach′sα值純孤獨感對自己社交能力的知覺對目前同伴關系的評價對重要關系未滿足的知覺總量表0.8620.7430.790.6770.9064研究結果4.1共同方法偏差檢驗本研究采用問卷調查法獲取數據，因此需要進行共同方法偏差的檢驗。參考周浩和龍立榮的方法，采用Harman單因素檢驗法對父親在位、人際信任、友誼質量和孤獨感量表的所有題目進行因子分析，檢驗是否存在共同方法偏差。數據顯示特征值大于1的因子共21個，最大因子方差解釋量為15.993%，小于40%的臨界標準，表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。4.2中學生父親在位、人際信任、友誼質量、孤獨感的人口學變量檢驗4.2.1中學生父親在位的人口學變量檢驗采用獨立樣本t檢驗來評估不同性別在父親在位及分維度的差異，結果見表7。表7父親在位及分維度在性別上的差異性檢驗?性別(平均值±標準差)t男生(n=503)女生(n=415)維度一與父親的關系66.66±14.1160.62±14.516.365***對父親的感情16.92±3.3816.04±3.813.675***母親對父子關系的支持10.89±3.099.72±3.115.737***父親參與的感知12.30±4.0111.23±4.113.987***與父親的身體互動11.39±4.299.80±4.055.754***父母關系15.15±3.9613.84±4.184.833***維度二家庭代際關系33.14±5.1731.73±5.444.023***母親和外祖父的關系18.30±2.3918.24±2.180.391父親與祖父的關系14.84±3.9713.49±4.384.854***維度三有關父親的信念10.32±4.189.78±4.311.918父親影響的概念10.32±4.189.78±4.311.918父親在位110.12±18.47102.13±19.426.367******p<0.001由上表7可知，中學生父親在位總分在性別上表現為差異顯著，具體表現為男生的父親在位得分高于女生。性別樣本對于高階維度及分量表“維度一與父親的關系”“對父親的感情”“母親對父子關系的支持”“父親參與的感知”“與父親的身體互動、父母關系”“維度二家庭代際關系”“父親與祖父的關系”呈現出顯著性差異。采用獨立樣本t檢驗比較父親在位及分維度在生源地上的差異，結果見8。表8父親在位及分維度在生源地的差異性檢驗?生源地(平均值±標準差)t城鎮(n=496)農村(n=422)維度一與父親的關系64.26±15.7163.54±13.170.750對父親的感情16.32±3.9116.76±3.22-1.855母親對父子關系的支持10.58±3.2510.10±3.012.301*父親參與的感知11.95±4.2611.66±3.881.076與父親的身體互動10.97±4.5110.32±3.922.329*父母關系14.44±4.3014.70±3.88-0.976維度二家庭代際關系32.56±5.3432.43±5.330.378母親和外祖父的關系18.38±2.3118.15±2.291.512父親與祖父的關系14.19±4.3914.28±4.00-0.348維度三有關父親的信念10.66±4.369.39±4.004.607***父親影響的概念10.66±4.369.39±4.004.607***父親在位107.48±20.53105.36±17.721.681*p<0.05***p<0.001由上表8可知，中學生父親在位總分在生源地上不存在顯著差異，分量表“母親對父子關系的支持”“與父親的身體互動”“父親影響的概念”在生源地差異顯著，表現為城鎮學生得分高于農村學生，其余分量表現為差異不顯著。采用獨立樣本t檢驗比較父親在位及分維度在是否獨生上的差異，結果見表9。表9父親在位及分維度在是否獨生的差異性檢驗是否獨生(平均值±標準差)t獨生(n=140)非獨生(n=778)維度一與父親的關系64.61±16.8463.81±14.160.535對父親的感情16.22±4.2016.58±3.49-0.951母親對父子關系的支持10.84±3.4710.28±3.091.965*父親參與的感知12.11±4.3511.76±4.040.923與父親的身體互動11.29±4.5010.56±4.201.856父母關系14.16±4.5214.63±4.03-1.250維度二家庭代際關系32.07±5.7832.58±5.25-1.035母親和外祖父的關系18.14±2.6318.30±2.24-0.677父親與祖父的關系13.94±4.5214.28±4.16-0.897維度三有關父親的信念10.51±4.4810.00±4.201.305父親影響的概念10.51±4.4810.00±4.201.305父親在位107.19±22.12106.38±18.770.408*p<0.05由上表9可知，中學生父親在位總分在是否獨生上不存在顯著差異，分量表“母親對父子關系的支持”在是否獨生上差異顯著，表現為獨生得分高于非獨生，其余分量表現為差異不顯著。采用單因素方差分析比較父親在位及分維度在年級上的差異情況，結果見表10。表10父親在位及分維度在年級上的差異性檢驗（M±SD）?年級(平均值±標準差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)維度一與父親的關系64.11±13.6561.48±14.2763.58±14.6562.96±16.0666.21±14.6566.39±14.542.496*對父親的感情16.76±3.2616.04±3.8016.21±3.4616.33±4.2216.85±3.6417.36±3.312.592*母親對父子關系的支持10.04±2.999.77±3.1410.44±3.1410.60±3.3111.13±3.1410.49±3.143.548**父親參與的感知11.84±4.1811.43±4.1411.71±4.1111.71±3.7112.10±4.0012.35±4.250.884與父親的身體互動10.99±4.4810.15±3.9010.58±4.2010.17±4.0311.21±4.4711.00±4.441.619父母關系14.49±3.9614.08±4.3114.63±4.1614.16±4.3914.92±3.9615.19±3.781.464維度二家庭代際關系32.22±5.5031.95±5.0432.76±5.5832.40±5.1233.16±5.2132.58±5.391.051母親和外祖父的關系18.30±2.1518.35±2.1418.18±2.4218.44±2.3818.26±2.5118.16±2.210.275父親與祖父的關系13.92±4.2513.60±4.0414.58±4.4013.96±4.1314.90±3.8814.42±4.422.190維度三有關父親的信念8.53±4.039.16±4.119.70±4.2711.58±4.1712.06±3.8310.84±3.8417.271***父親影響的概念8.53±4.039.16±4.119.70±4.2711.58±4.1712.06±3.8310.84±3.8417.271***父親在位104.85±17.77102.58±18.25106.04±20.01106.94±21.04111.43±19.41109.81±18.694.387***p<0.05**p<0.01***p<0.001由上表10可知，中學生父親在位在不同年級上存在顯著差異。年級樣本對于維度一與父親的關系,對父親的感情,母親對父子關系的支持,維度三有關父親的信念,父親影響的概念呈現出顯著性差異。4.2.2中學生人際信任的人口學變量檢驗采用獨立樣本t檢驗比較人際信任及分維度在性別上的差異，結果見表11。表11人際信任及分維度在性別上的差異性檢驗?性別(平均值±標準差)t男生(n=503)女生(n=415)特殊信任39.01±6.5438.43±5.891.410普遍信任33.29±7.1933.65±6.06-0.814人際信任72.31±9.6672.08±8.350.385從上表可知，人際信任在不同性別上差異不顯著，在分量表特殊信任,普遍信任也均未表現出顯著性差異。采用獨立樣本t檢驗比較人際信任及分維度在生源地上的差異，結果見表12。表12人際信任及分維度在生源地上的差異性檢驗?生源地(平均值±標準差)t城鎮(n=496)農村(n=422)特殊信任38.53±6.1939.01±6.34-1.172普遍信任33.02±7.2633.97±5.95-2.180*人際信任71.54±9.3972.98±8.66-2.393**p<0.05從上表可知，人際信任在生源地上差異顯著，具體表現為城鎮平均分顯著低于農村平均分。分量表特殊信任在不同生源地樣本上差異不顯著，分量表普遍信任在生源地上表現出差異顯著，具體表現為城鎮平均值會明顯低于農村平均值。采用獨立樣本t檢驗比較人際信任及分維度在是否獨生上的差異，結果見表13。表13人際信任及分維度在是否獨生上的差異性檢驗是否獨生(平均值±標準差)t獨生(n=140)非獨生(n=778)特殊信任38.14±6.1538.86±6.28-1.246普遍信任32.94±6.6433.55±6.71-0.992人際信任71.08±9.3372.40±9.03-1.591從上表可知，總量表人際信任，分量表特殊信任和普遍信任在是否獨生上均差異不顯著。采用單因素方差分析比較人際信任及分維度在年級上的差異，結果見表14。表14人際信任及分維度在年級上的差異性檢驗?年級(平均值±標準差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)特殊信任39.24±6.9938.61±6.3139.51±6.2636.93±6.0538.38±5.6538.78±5.692.595*普遍信任35.17±6.3233.39±6.6334.31±6.8632.72±5.7532.08±6.6231.67±7.186.038***人際信任74.41±9.9572.00±8.9173.81±8.2069.64±9.0870.46±8.4570.45±9.296.948****p<0.05***p<0.001從上表可知，總量表人際信任以及分量表特殊信任和普遍信任在年級上差異顯著。4.2.3中學生友誼質量的人口學變量檢驗表15友誼質量及分維度在性別上的差異性檢驗性別(平均值±標準差)t男生(n=503)女生(n=415)肯定與關心10.11±2.6010.35±2.79-1.341親密袒露與交流10.87±2.6611.51±2.53-3.665***沖突解決策略10.88±2.6410.55±2.751.818陪伴與娛樂11.43±2.4911.04±2.582.320*幫助與指導10.71±2.6210.59±2.540.696沖突與背叛11.37±2.3811.84±2.22-3.098**友誼質量65.37±10.3565.88±11.12-0.721*p<0.05**p<0.01***p<0.001采用獨立樣本t檢驗比較友誼質量及分維度在性別上的差異，結果見表15。從表中可以看出：中學生友誼質量在性別上差異不顯著。在分維度上，不同性別樣本對于分維度“肯定與關心”、“沖突解決策略”、“幫助與指導”差異不顯著，性別樣本對于分維度“親密袒露與交流”、“陪伴與娛樂”、“沖突與背叛”呈現出顯著性差異，性別對于“親密袒露與交流”、“沖突與背叛”呈現出男生的平均值會明顯低于女生的平均值，性別對于“陪伴與娛樂”呈現出男生的平均值會明顯高于女生的平均值。采用獨立樣本t檢驗比較友誼質量及分維度在生源地上的差異，結果見表16。表16友誼質量及分維度在生源地上的差異性檢驗生源地(平均值±標準差)t城鎮(n=496)農村(n=422)肯定與關心10.36±2.8010.05±2.551.736親密袒露與交流11.26±2.7111.04±2.521.248沖突解決策略10.74±2.7310.73±2.660.072陪伴與娛樂11.16±2.6311.35±2.42-1.116幫助與指導10.70±2.6610.60±2.500.556沖突與背叛11.65±2.4311.51±2.180.920友誼質量65.87±11.1465.28±10.160.828從上表可以看出，友誼質量總量表在生源地上不存在顯著性差異。不同生源地樣本對于分量表肯定與關心,親密袒露與交流,沖突解決策略,陪伴與娛樂,幫助與指導,沖突與背叛均不會表現出顯著性差異。采用獨立樣本t檢驗比較友誼質量及分維度在是否獨生上的差異，結果見表17。表17友誼質量及分維度在是否獨生上的差異性檢驗?是否獨生(平均值±標準差)t獨生(n=140)非獨生(n=778)肯定與關心10.29±2.6610.21±2.690.314親密袒露與交流11.29±2.6111.14±2.630.621沖突解決策略10.77±2.4710.72±2.740.188陪伴與娛樂11.13±2.6211.27±2.52-0.612幫助與指導10.81±2.4310.63±2.610.752沖突與背叛11.27±2.3111.64±2.32-1.727友誼質量65.55±10.4665.61±10.75-0.059從上表可以看出，友誼質量總量表在是否獨生上不存在顯著性差異，是否獨生樣本對于分量表肯定與關心,親密袒露與交流,沖突解決策略,陪伴與娛樂,幫助與指導,沖突與背叛均不會表現出顯著性差異。采用單因素方差分析比較友誼質量及分維度在年級上的差異，結果見表18。表18友誼質量及分維度在年級上的差異性檢驗?年級(平均值±標準差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)肯定與關心9.75±2.669.89±2.7010.11±2.7211.00±2.8710.62±2.5510.51±2.474.189**親密袒露與交流10.64±2.7711.09±2.5210.97±2.5111.46±2.8311.66±2.5411.53±2.583.324**沖突解決策略10.83±2.8110.68±2.7110.50±2.8511.07±2.6610.80±2.4610.74±2.500.716陪伴與娛樂11.72±2.5711.50±2.6311.49±2.5211.09±2.6710.55±2.2510.67±2.335.458***幫助與指導10.38±2.9710.85±2.4210.63±2.8010.84±2.3410.67±2.3910.61±2.220.699沖突與背叛11.79±2.2811.39±2.3211.39±2.3211.75±2.4511.74±2.1611.61±2.461.039友誼質量65.12±11.4865.41±10.1165.10±11.4867.22±10.8066.03±9.8365.69±9.900.660**p<0.01***p<0.001從上表可以看出，友誼質量總量表在年級上不存在顯著性差異，年級樣本對于分量表肯定與關心,親密袒露與交流,陪伴與娛樂呈現出顯著性差異。4.2.4中學生孤獨感的人口學變量檢驗采用獨立樣本t檢驗比較孤獨感及分維度在性別上的差異，結果見表19。表19孤獨感及分維度在性別上的差異性檢驗性別(平均值±標準差)t男生(n=503)女生(n=415)純孤獨感11.14±3.9912.01±4.59-3.006**同伴關系的評價10.45±3.8210.77±4.06-1.250社交能力的知覺13.82±4.6515.29±4.56-4.816***重要關系未滿足的知覺6.69±2.406.78±2.65-0.491孤獨感42.10±12.2644.85±13.63-3.209*****p<0.01***p<0.001從上表可以看出，孤獨感總量表在性別上表現出顯著差異，具體表現為女生得分顯著高于男生得分。性別樣本對于分量表純孤獨感,社交能力的知覺呈現出顯著性差異，具體表現為性別對于純孤獨感、社交能力的知覺呈現出男生的平均值會明顯低于女生的平均值。采用獨立樣本t檢驗比較孤獨感及分維度在生源地上的差異，結果見表20。表20孤獨感及分維度在生源地上的差異性檢驗?生源地(平均值±標準差)t城鎮(n=496)農村(n=422)純孤獨感11.54±4.3611.53±4.230.019同伴關系的評價10.81±4.0210.33±3.811.857社交能力的知覺14.51±4.7814.46±4.540.163重要關系未滿足的知覺6.67±2.486.81±2.56-0.856孤獨感43.53±13.0943.13±12.820.461從上表可以看出，孤獨感總量表在生源地上差異不顯著，不同生源地樣本對于分量表純孤獨感,同伴關系的評價,社交能力的知覺,重要關系未滿足的知覺均不會表現出顯著性差異。采用獨立樣本t檢驗比較孤獨感及分維度在是否獨生上的差異，結果見表21。表21孤獨感及分維度在是否獨生上的差異性檢驗?是否獨生(平均值±標準差)t獨生(n=140)非獨生(n=778)純孤獨感12.26±4.4411.40±4.262.190*同伴關系的評價11.40±4.0410.45±3.902.649**社交能力的知覺14.76±4.6614.44±4.670.764重要關系未滿足的知覺7.06±2.596.67±2.501.704孤獨感45.49±12.8242.96±12.962.135**p<0.05**p<0.01從上表可以看出，孤獨感總量表在是否獨生上表現出顯著性差異，呈現出獨生的得分會明顯高于非獨生的得分。是否獨生樣本對于分量表純孤獨感,同伴關系的評價呈現出顯著性差異。具體表現為獨生的平均值會明顯高于非獨生的平均值。采用單因素方差分析比較孤獨感及分維度在年級上的差異，結果見表22。表22孤獨感及分維度在年級上的差異性檢驗?年級(平均值±標準差)F初一(n=167)初二(n=185)初三(n=219)高一(n=95)高二(n=143)高三(n=109)純孤獨感10.99±4.7511.64±4.3911.16±4.3012.29±4.2611.81±3.6711.90±4.121.753同伴關系的評價10.22±4.4810.32±3.3710.08±3.8112.08±4.7210.93±3.5710.90±3.514.368***社交能力的知覺14.51±4.7314.31±4.5113.90±4.7214.76±5.0614.80±4.5715.28±4.431.578重要關系未滿足的知覺6.66±2.886.76±2.456.74±2.547.05±2.736.54±2.116.75±2.290.510孤獨感42.38±14.2743.03±12.3041.89±13.1446.19±14.5644.08±10.9844.83±12.172.067***p<0.001從上表可以看出，孤獨感總量表在年級上差異不顯著，分維度同伴關系的評價年級上差異顯著，其余分維度均差異不顯著。4.3中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的總分相關檢驗對父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的總分進行相關檢驗，結果見表23。表23中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感之間的相關性?平均值標準差父親在位人際信任友誼質量孤獨感父親在位106.50719.3091人際信任72.2039.0870.190***1友誼質量65.59910.7020.340***0.122***1孤獨感43.34412.962-0.318***-0.299***-0.500***1***p<0.001從上表可知，父親在位和人際信任之間有著顯著的正相關，父親在位和友誼質量之間有著顯著的正相關，父親在位和孤獨感之間有著顯著的負相關，人際信任和友誼質量之間有著顯著的正相關，人際信任和孤獨感之間有著顯著的負相關，友誼質量和孤獨感之間有著顯著的負相關。4.4中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的回歸分析由上表可知，各變量間顯著相關，對相關顯著的變量做進一步的回歸分析，結果見表24。表24中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感之間的回歸分析結果變量預測變量BetatR2F人際信任父親在位0.1046.692***0.07113.961***友誼質量父親在位0.20111.344***0.12526.165***孤獨感父親在位-0.080-3.924***人際信任-0.298-7.450***友誼質量-0.531-15.158***0.33866.295******p<0.001從上表可知，將父親在位作為自變量，而將人際信任作為因變量進行線性回歸分析，父親在位的回歸系數值為0.104(t=6.692，p<0.001)，意味著父親在位會對人際信任產生顯著的正向影響。將父親在位作為自變量，而將友誼質量作為因變量進行線性回歸分析，父親在位的回歸系數值為0.201(t=11.344，p<0.001)，意味著父親在位會對友誼質量產生顯著的正向影響。將父親在位、人際信任、友誼質量作為自變量，而將孤獨感作為因變量進行線性回歸分析父親在位的回歸系數值為-0.080(t=-3.924，p<0.001)，意味著父親在位會對孤獨感產生顯著的負向影響。人際信任的回歸系數值為-0.298(t=-7.450，p<0.001)，意味著人際信任會對孤獨感產生顯著的負向影響。友誼質量的回歸系數值為-0.531(t=-15.158，p＜0.001)，意味著友誼質量會對孤獨感產生顯著的負向影響。4.5中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的中介效應檢驗采用偏差校正非參數百分位Bootstrap法對中介效應進行進一步檢驗。以父親在位為自變量，人際信任和友誼質量為中介變量，以孤獨感為因變量，選擇Process插件中的模型4進行平行中介作用檢驗，重復抽樣5000次，計算95%的置信區間。結果見表25。表25平行中介分析效應路徑EffectBootSEBootLLCIBootULCI效應占比直接效應父親在位=>孤獨感-0.0800.020-0.119-0.04036.695%間接效應1父親在位=>人際信任=>孤獨感-0.0310.010-0.066-0.02914.229%間接效應2父親在位=>友誼質量=>孤獨感-0.1070.020-0.196-0.11949.076%總效應父親在位=>孤獨感-0.2170.022-0.259-0.175從上表可以看出，總效應（-0.217）的置信區間[-0.259，-0.175]不包含0，間接效應1（-0.031）的置信區間[-0.066，-0.029]不包含0，表明人際信任在父親在位和孤獨感之間起中介作用，效應占比14.229%；間接效應2（-0.107）的置信區間[-0.196，-0.119]不包含0，表明友誼質量在父親在位和孤獨感之間起中介作用，效應占比49.076%。結果表明：人際信任和友誼質量在父親在位對孤獨感的影響中起中介作用，平行中介效應顯著。具體路徑如圖2。孤獨感父親在位-0.217***孤獨感父親在位友誼質量友誼質量孤獨感父親在位人際信任0.201***-0.531***-0.080***0.104***-0.298***圖2平行中介效應路徑模型圖5討論5.1中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的現狀分析5.1.1中學生父親在位的人口學變量差異分析本研究中，中學生父親在位在性別上差異顯著，具體表現為男生父親在位得分高于女生。結果與前人結果一致(李曉珊,2017)。男生得分高于女生可能是由于社會文化和家庭教育中存在著對男女性別角色的不同期待。傳統觀念中，男性被認為是家庭的經濟支柱和領導者，通常被期望承擔更多的責任和參與家庭生活的角色。因此，男生可能更多地接受父親的關注和指導，導致其父親在位得分較高。社會對男女性別角色的認知也可能影響到父親在位得分的差異。對男性的期待通常更傾向于獨立、自主和責任感，而對女性的期待則更強調溫柔、體貼和關懷。因此，父親可能更傾向于在教育和引導方面更多地與男生互動，而對女生則更多地表現出關懷和支持，導致男生得分會更高。本研究結果顯示中學生父親在位總量表在生源地上差異不顯著。這與馮翠仙(2019)結果不一樣，他認為城鎮學生父親在位水平要優于農村學生。結果不一致的原因可能是：隨著城鄉發展差距的縮小和現代化水平的提高，城鎮和農村生源地之間的生活方式、文化觀念和家庭教育模式逐漸趨于一致。城鄉之間的信息交流更加便捷，教育資源的均衡配置也得到了改善，這可能減少了城鄉生源地在父親在位方面的差異；隨著城鄉交流的增加和教育水平的提高，家庭價值觀念和文化傳承也可能逐漸趨同。這可能使得父親在位在城鎮和農村生源地之間的差異不太明顯。研究結果表明，在中學生中，父親是否在位在是否為獨生子女上差異并不顯著。這一結果與之前的研究發現不一致(蒲少華，2012)，后者發現存在顯著差異。這種變化可能是由于，在現代社會中，不論是獨生子女家庭還是非獨生子女家庭，父親對子女的關注度都較高，都能夠向子女提供優質的支持。父親在位在子女成長過程中的重要性日益受到重視，父親都可能更積極地參與子女的成長，并與他們建立親密的關系。中學生父親在位在年級上存在顯著差異，表現為高二＞高三＞高一＞初三＞初一＞初二，原因可能是因為：高二是學業壓力逐漸增加的階段，學生需要面對更多的考試和學業任務，因此他們可能更加依賴家庭的支持和父親的關愛來緩解壓力。高三是學生備戰高考的關鍵階段，學生需要投入更多時間和精力來應對高考，因此可能相對缺乏與父親的互動時間，導致父親在位得分略低于高二階段。初二學生可能更多地投入到社交和興趣活動中，與父親的互動可能較少，導致評定得分較低。5.1.2中學生人際信任的人口學變量差異分析在我們的研究中，發現中學生的人際信任在性別方面并沒有顯著的差異。這與之前的一些研究結果是一致的，鄭信軍(1997)進行的調查中發現，男女學生之間在人際信任方面并沒有顯著的差異。Rotter(1967)的理論也認為，人際信任不受性別的影響。近年來，社會的文明程度一直在提高，男女在社會化過程中接受的教育和社會化方式也趨于平等，對女性的歧視觀念在社會和家庭中逐漸減少。因此，男女在相對相同的環境條件下成長，都能夠自由地進行人際交往，這導致了他們在人際態度上形成了相似的趨勢中學生人際信任在生源地上存在顯著性差異，這與韋耀陽等人(2004)的研究結果一致，具體表現為農村學生的得分高于城鎮。這可能因為農村地區相對城市而言，社會關系更為密切、相互依存度更高，人們更傾向于相互信任和支持。這種緊密的社會聯系和社區互助可能促進了農村學生的人際信任水平。也可能受到文化傳統的影響，農村地區的文化傳統可能更加注重親情、鄰里關系和團體協作，這種傳統價值觀可能培養了農村學生更為信任他人的傾向。城市的生活節奏更快，人們更注重效率和利益，可能導致城鎮學生相對于農村學生更加謹慎和保守，在信任他人方面表現得相對較低。在我們的研究中，發現中學生在是否獨生子女這個變量上的人際信任并沒有顯著的差異。同樣地，在“一般信任”和“特殊信任”方面也沒有明顯的區別。這與伍業光(2001)的研究結果不同，這可能是由于經濟水平的提高，導致父母對待獨生子女和非獨生子女的關愛相同，這樣一來，無論孩子家庭中有幾個孩子，他們都能夠感受到父母的關愛和支持，從而增強了他們的自信心。此外，隨著時代的變遷，人們的觀念也在不斷變化，這可能會對研究結果產生影響。因此，不同研究階段的差異可能會導致我們得出不同的研究結論。在本研究中，中學生人際信任在年級上具有顯著差異。具體表現為初一＞初三＞初二＞高二=高三＞高一，原因可能是初一階段的學生通常是剛剛進入中學，對新環境和新同學可能感到好奇、新奇，因此他們可能更愿意與同學建立信任關系。而隨著學生進入高中階段，社會適應能力逐漸增強，可能開始形成一定的社交圈子，對新人和新環境的信任可能會相應下降。高中階段學業壓力逐漸增加，學生可能更加專注于學業，把時間和精力投入到學習上，而相對忽略了人際關系的建立和維護，導致人際信任水平下降。高中階段的學生年齡更大，心理成熟度可能會影響他們對人際關系的看法和處理方式。年齡較小的初中階段學生可能更加天真純真，對人際關系的信任程度更高。5.1.3中學生友誼質量的人口學變量差異分析中學生友誼質量在性別上差異不顯著，這與周丹等人(2016)的研究結果不一致，可能由于現代社會中的性別觀念逐漸演變，男女在社交和友誼方面的期望和行為模式逐漸趨于一致，導致他們對友誼的評價也更加相似。其次，教育和家庭環境對男女生的友誼觀念和行為進行了類似的引導和培養，減少了性別對友誼質量的影響。此外，現代社會中友誼的定義和認知更加包容和多樣化，不再局限于特定性別的行為或期待，這也使得男女生在友誼質量上的評價更為接近。在本研究中，中學生友誼質量在生源地上的差異不顯著，這與李重慶等人(2023)的研究結果不一致，可能是由于調查的群體不同。中學生友誼質量城鎮或者農村的差異不顯著可能因為現代通訊技術的普及使得城鄉之間的信息傳遞更加便捷，減少了地域對友誼質量的影響。其次，隨著城市化進程的加快，農村地區的生活方式和文化也在逐漸向城市化靠攏，城鄉之間的差異在一些方面可能逐漸減少。此外，隨著教育水平的提高和城市化進程的推進，農村地區的中學生也能夠接觸到更廣泛的社會資源和教育機會，與城市中學生有更多的交流和接觸，進而對友誼質量產生類似的影響。中學生友誼質量在是否獨生上差異不顯著，這一結果與梁英豪等人(2018)的研究結果不一致。首先，社會環境和家庭背景的變化可能導致了這種差異。隨著時代的發展，家庭結構和教育理念發生了改變，獨生子女所處的環境和家庭教育方式與以往可能有所不同，可能更加注重孩子的社交能力培養，從而彌補了友誼質量上的差異。其次，獨生子女可能會因為家庭的單一性而更加渴望外部社交，因此可能會更加努力地與同齡人建立友誼，從而提高了友誼質量。另外，研究方法和樣本選擇的不同也可能導致結論的差異，中學生友誼質量總量表在年級上差異不顯著，原因可能是因為不同年級的學生，他們可能面臨著相似的社交環境、學業壓力以及相似的個人發展階段。此外，不同年級的學生可能有著相似的友誼期望和需求，而這些因素在整體上并未導致顯著的統計學差異。另外，不同年級的學生可能會受到諸多因素的影響，例如個體性格特點、家庭背景、社交經驗等，這些因素可能在不同年級之間表現出差異，但在總體上并不足以導致顯著的友誼質量差異。5.1.4中學生孤獨感的人口學變量差異分析中學生孤獨感在性別上的差異顯著，表現為女生孤獨感得分高于男生，該結果與付蓉(2021)的研究結果一致。孤獨感性別上的差異，原因可能在于女生通常比男生更早進入青春期，生理和心理上的變化可能使她們更容易受到情緒波動的影響，從而增加了感到孤獨的可能性，女生可能更注重人際關系的質量和深度，對友誼和親密關系的需求更高，如果在這方面遇到困難或失去支持，可能更容易感到孤獨，女生可能更傾向于表達情感和尋求支持，因此更容易表達出自己的孤獨感，而男生則可能更傾向于內化情緒，不太愿意表達自己的孤獨感。中學生孤獨感在生源地上的差異不顯著。該結果與趙紫艷(2020)的研究結果是一樣的。原因可能是無論是城鎮還是農村，學生都可能獲得來自家庭、學校和社區等方面的社會支持。因此，他們在面對困難和挑戰時都有相似的社會支持系統，減少了孤獨感的可能性。城鎮和農村的人際關系網絡可能存在差異，但對于中學生來說，與同學、老師和家人之間的人際關系可能更為重要。即使生活在不同的地方，他們仍然可以通過人際關系獲得支持和陪伴，從而減輕孤獨感。中學生孤獨感在是否獨生上的差異顯著，表現為相較于非獨生子女來說，獨生子女的孤獨感更強。該結果與張娟(2012)的研究結果一致。在只有一個孩子的家庭中，這個孩子在成長過程中會得到全家人的關注，并且會被寄予更高的期望。因此，家長可能會采取更加嚴厲的教養方式，可能會對孩子的一些日常活動有所限制。隨著時間的推移，孩子可能會感覺無法得到父母的理解，進而產生無助和孤獨的情感。獨生子女在家庭中沒有同齡兄弟姐妹與之分享和互動，也缺乏伙伴關系的支持和陪伴。本研究中，中學生孤獨感在年級上差異不顯著。這與范佳麗等人(2011)研究結果不一致，研究結果的不同可能是由于被試選擇不同，不同研究的被試來源，數量和特點可能會對研究結果產生影響。其次，研究設計和方法的不同也可能是造成差異的原因，包括研究采用的測量工具、調查問卷的設計以及數據分析方法等。中學生孤獨感在年級上不存在顯著差異的原因可能因為各年級學生所面臨的壓力、學業負擔以及社交環境相對穩定，導致其孤獨感水平相對持平。此外，可能還受到學校和家庭對學生的支持與關愛的影響，使得孤獨感在不同年級之間沒有明顯的波動。5.2中學生父親在位、人際信任、友誼質量與孤獨感的關系分析5.2.1中學生父親在位與人際信任的關系分析本研究結果顯示父親在位與人際信任總分呈顯著正相關，表明父親在位水平的提高會顯著預測人際信任水平的增加。楊玥瑋(2018)研究結果表明父親在位對人際信任有積極的預測作用，特別是當父子關系和家庭代際關系良好時，孩子的人際信任水平很可能會增加，這意味著父親在位的品質對子女的人際信任產生了顯著影響。家庭代際關系的和諧以及父親在位的高質量將有助于子女今后建立更為穩固和高水平的人際信任。5.2.2中學生父親在位與友誼質量的關系分析中學生父親在位與友誼質量的相關分析表明，父親在位總分與友誼質量總分呈顯著正相關。結果表明，父親在位的程度越高，子女的友誼質量就越高。這意味著父親在位的存在對子女的友誼關系有一定的促進作用。父親在位可能提供了一種穩定的家庭環境，使得子女更容易建立起良好的友誼關系。此外，父親在位還可能通過與子女的親密互動和支持，增強子女的社交能力和情感表達能力，從而有助于他們建立更加積極、健康的友誼關系。因此，這種正相關關系反映了父親在位對子女友誼質量的積極影響，使他們在社交領域更加健康、積極地發展。5.2.3中學生父親在位與孤獨感的關系分析父親在位與孤獨感的相關分析表明，中學生父親在位與孤獨感的總分呈顯著負相關，即父親在位水平越高，孤獨感就越低。這表明父親在位程度的提高與中學生孤獨感的降低之間存在密切的聯系。當父親在位水平更高時，他們更多地參與到孩子的日常生活中，提供情感支持和陪伴，從而減少了孩子感到孤獨的可能性。父親在位的存在不僅僅是物質上的支持，更是情感上的依靠，能夠讓孩子感到在家庭中有人可以依賴和傾訴。因此，父親在位的程度對于減輕中學生的孤獨感起著重要作用。5.2.4中學生人際信任與孤獨感的關系分析在本研究的調查結果中，中學生人際信任與孤獨感呈顯著負相關，與韋耀陽、王艷(2019)研究結果一致。李德樹、劉敏（2022）對大學生進行研究時同樣發現二者呈顯著負相關。個體在與他人交流溝通時表現出的信任越多，就越能夠建立起一種相互信任的氛圍。這種相互信任的基礎使得他們的交友關系能夠順利發展，隨著時間的推移，個體的朋友圈也會逐漸擴大，從而減少了孤獨的感受。研究發現，人際信任水平越高的個體在與他人相處時表現出更積極的態度，更愿意相信他人，這有助于他們建立良好的人際關系，減少孤獨感的出現。5.2.5中學生友誼質量與孤獨感的關系分析本研究發現，中學生的友誼質量與孤獨感之間存在顯著的負相關關系。也就是說，中學生的友誼質量越高，他們所感受到的孤獨程度就越低。這與易艷紅等人(2013)的研究結果一致。中學生正處于生理心理發展的關鍵時期，這一階段他們逐漸減少了對父母的依賴，同伴友誼在他們生活中的作用日益明顯。曾有研究表明(Al-Yagon,2008)，親密友誼關系的缺失會使個體的友誼質量降低，從而導致個體產生孤獨感。本研究進一步驗證了友誼質量在緩解中學生孤獨