洪立烁 武春燕
宁波大学教师教育学院 浙江省宁波市 315211
【摘要】 目的 探讨父母离异对高中生学校适应的影响及其可能的调节因素，并通过学校课程干预来提升离异家庭高中生的学校适应。方法 采用问卷法对全国8省的3620名高中生进行调查，并采用团体心理辅导方法提升部分离异家庭学生的学校适应水平。结果 父母离异会导致高中生的学校适应变差；女生、年龄大的学生学校适应要更好。父母离婚后，心理弹性和离异年龄敏感性是保护因素，低心理弹性者学校适应降低，高心理弹性者学校适应升高。干预后，实验组学生的心理弹性、学校适应后测得分显著高于离异对照组后测得分（p<0.05）。结论 本研究支持父母离异会消极影响学生学校适应的观点，但影响是有限的，提供保护性因素，并进行及时有效的干预能恢复其学校适应能力。
【关键词】 高中生；父母离异；学校适应；心理弹性；课程干预
1. 引言
随着时代和社会的发展，家庭结构和功能也随之发生变化。离婚率一致居高不下。开放的欧美国家离婚率超过5‰；一些发展中国家如古巴、捷克等离婚率也在3‰以上（徐安琪，2011）。中国的离婚率也呈上升趋势（张冲,李想，2020）。然而当前国内外关于父母离异对孩子学校适应的影响不尽一致，有人认为离婚会给孩子带来严重影响，有人认为离婚的影响不值一提，还有人认为离婚会让孩子成长的更好。因此本研究探讨父母离异对高中生学校适应的影响，并通过课程干预来提升学生的学校适应。
2 研究对象与方法
本研究选取了苏浙等省的10所学校的4000名高中生（男1736人，女1884人，平均年龄16.34岁）作为被试，采用心理弹性量表、学校适应量表和父母离异情况调查表共发放4000份，剔除规律作答等无效问卷380份，共回收有效问卷3620份，有效回收率为90.5%（其中离异家庭528份）。
2.1 研究结果
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多层次回归分析表明，学生年龄、性别均能预测学生的学校适应能力，具体表现为学生的年龄越大其学校适应能力越好；女生的学校适应能力要强于男生。在控制了人口学变量后，发现家庭经济地位和是否离异并不能预测学校适应，然而心理弹性能够预测学校适应。并且心理弹性越好的学生，学校适应也就越好。此外，是否离异和心理弹性的交互作用能显著预测学校适应（见表2）。
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为了更清晰的阐述是否离异与心理弹性交互效应的本质，将心理弹性按照平均数±1个标准差分出高分组和低分组，进行了简单斜率检验并且绘制了简单效应分析图（见图1）。对于高心理弹性组的学生，是否离异对学校适应的正向预测作用显著（Bsimple = 0.05, t = 2.51, p < 0.05）；对于低心理弹性组的学生，是否离异对学校适应的负向预测作用显著（Bsimple=-0.72，t = -4.45，p< 0.05）。
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图1 心理弹性对是否离异和学校适应之间关系的调节作用
3．课程干预研究
3.1 研究对象与干预方案
从浙江省某高中学校选出“心理弹性水平低（小于3）”的21名离异家庭学生，其中10人为实验组，11人为离异对照组；此外，选取“心理弹性水平低”（小于3）的15名非离异家庭高中生作为控制组。离异实验组完成课程干预，而离异对照组和普通对照组的学生则进行该校原有的校本课程。
本研究以美国加利福利亚州心理学会提出的“加州心理动态模型”理论的6个理论维度（合作沟通、同理心、问题解决、自我效能感、自我认知、目标和抱负）为核心，设置了8单元不同主题的团体心理辅导干预课程。团辅课程干预周期为2个月，每次课程约为60分钟，举办时间为每周四中午11：50～12:50。
3.3 研究结果
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心理弹性 采用重复测量方差分析对心理弹性和学校适应进行分析，结果表明，组别（实验组vs.离异对照组vs.普通对照组）主效应显著F(2, 66) = 10.592, p < 0.05；测试时间（前测vs.后测）主效应显著F (2, 66) = 66.316, p < 0.05；组别和前后测之间的交互作用边缘显著F (2, 66) = 3.216, p=0.053。进一步简单效应检验表明，实验组、离异对照组和普通对照组前测分数差异不显著F (2, 66) = 0.046, p = 0.955。这意味着，实验组和控制组在实验前同质。实验组心理弹性水平(M =3.62 , SD = 0.47)显著高于离异对照组心理弹性水平(M = 2.95, SD = 0.49), F (2, 66) = 6.887, p < 0.05，这表明实验操纵（课程干预）显著提升了离异家庭学生的心理弹性水平。具体研究结果见图2。
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图2 三组干预前后心理弹性水平（M±SD）
学校适应 组别（实验组vs.离异对照组vs.普通对照）主效应显著F (2, 66) = 8.727, p < 0.05；测试时间（前测vs.后测）主效应显著F (2,66) =58.138, p < 0.05；组别和前后测之间的交互作用显著F (2, 66) = 3.766, p < 0.05。进一步简单效应检验表明，控制组前测分数和实验组前测分数差异不显著F (2, 66) = 1.148, p = 0.324。这意味着，实验组、离异对照组和普通对照组在实验前同质。实验组心理弹性水平(M = 3.30, SD = 0.121)显著高于离异对照组心理弹性水平(M = 2.766, SD = 0.116), F (1, 66) = 7.933, p < 0.01，这表明实验操纵（课程干预）显著提升了离异家庭高中生学校适应水平。具体研究结果见图3。
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图3 三组干预前后学校适应水平（M±SD）
4．讨论
父母离异与学生的学校适应能力显著负相关，这意味着父母离婚后学生的学校适应能力会变差。这一结果与大量国内外学者的研究一致（Wolchik，2002；Amato，2001；Wal,Reine C，2018；张春改，黄菊山，胡佩诚等，2007；林崇德，1992；周葵，2018）。父母离异后学生的心理弹性能起到调节作用，原因可能是对于低心理弹性的个体来说，父母离异就会像大石头一样，给他们来个“落井下石”。而对高心理弹性的个体来说，父母离异像一次磨砺挑战，平安度过便能够迎来新的突破。课程干预的效果良好，原因可能有两点：一是团辅设计方案科学严谨，理论基础扎实，单元与单元之间联系紧密。二是学校的相关老师和学生的积极配合。
5. 参考目录
Amato, P. R. (2001). Children of divorce in the 1990s: An update of the meta-analysis. Journal of Family Psychology. 15, 355–370.
Wal R C V D , Finkenauer C , Visser M M. (2018). Reconciling Mixed Findings on Children’s Adjustment Following High-Conflict Divorce[J]. Journal of Child and Family Studies, (1 suppl).
Wolchik S A,Sandler I Net al. (2002). Six-year follow-up of pre-ventive interventions for children of divorce. The Journal of the American Medical Association .
林崇德. (1992).离异家庭子女心理的特点[J]. 北京师范大学学报, (01):54-61.
徐安琪. (2011).离婚率的国际比较[J].社会观察, (03):38.
张冲,李想. (2020).女性初婚年龄与离婚风险[J]. 西北人口,41(01):63-71.
张春改,黄菊山,胡佩诚等. (2007).电话咨询特殊家庭子女的心理问题分析.中国妇幼保健, (5) :615
周葵. (2018).关怀视角下父母离异对孩子成长影响的个案研究[D].南京师范大学.
本课题由浙江省一般科研项目资助及课题名称
作者简介：洪立烁（1993-06-29），男，汉族，籍贯：江苏省连云港市，学历：硕士研究生，研究方向：心理健康教育