学业焦虑是学生在学业中体验到的较为频繁的一种消极情绪状态，是指由于个人未能实现学业目标或克服学习时存在的障碍，进而导致情绪紧张、焦虑、恐惧，或失败感和内疚感的增强^[1]。闫娟等^[2]研究发现，中小学生学业焦虑的发生率约为64.5%。长期严重的学业焦虑不仅会导致学生学业成绩下降，还可能引发包括情绪障碍、睡眠问题，甚至自杀倾向在内的一系列行为问题^[3-4]。介于家庭在个体成长中的重要地位，已有众多学者对家庭因素与学业焦虑之间的关系进行探究，父母教育期望、父母心理控制、父母社会经济地位等因素均被证实对学生的学业焦虑有重要影响^[5-7]。焦虑青少年的父母往往表现出较少的关心和理解，而倾向于采取更多的惩罚和拒绝行为，这种亲子互动模式可能加剧子女的学业焦虑^[8-9]。因此，子女对父母的态度是评估亲子关系质量的一个重要指标，能够直观反映家庭环境对子女心理状态的影响。

社会适应能力是指个体与社会环境交互过程中主动进行心理和行为上的适应性改变，以达到与社会环境相和谐与平衡的能力^[10]。良好的社会适应可促进身心健康发展，而适应不良可能会给个体带来消极影响，产生心理不适感，甚至出现违纪违规等不良现象^[11-13]。家庭作为个体发展的关键因素，对个体的社会适应能力有着深远影响^[14-15]。父母作为个体社会适应能力发展的首位老师，其思想、行为以及教养方式都会影响个体社会适应能力的发展，进而影响其情绪与行为^[16-18]。本研究选取重庆市中学生为研究对象，旨在探讨中学生对父母的态度与其学业焦虑之间的关系，以及社会适应能力在其中所起到的作用，以期丰富家庭教育和青少年发展的理论框架，为后续研究提供新的视角和理论依据。

1.   对象与方法

1.1   对象

采用方便整群抽样法，于2023年9—11月在重庆市选取普通中学学生进行调查。选取方便施测地区的20所普通中学进行调查，所抽中的学校所有学生为研究对象，共39 739名中学生参与研究。统一指导语，以班级为单位进行集体问卷收集。剔除规律性作答、作答时间过短等无效问卷后，共获得有效问卷34 097份，有效率为85.80%。其中男生16 090名，女生18 007名；初一学生5 802名，初二6 184名，初三6 644名，高一5 966名，高二4 760名，高三4 741名；年龄13~18岁。本研究项目在获取家长书面知情同意后，设计针对性心理辅导方案作为补救措施，并经过了陆军军医大学伦理委员会批准。

1.2   调查方法

1.2.1   基本人口学特征

采用自编问卷调查被试的人口学特征，包括年级、学校、性别、在家中的排行(独生子女、老大、老二、老三、其他)、对父母的态度等。其中对父母的态度采用1~5级评分(1=很不喜欢，2=不喜欢，3=一般，4=比较喜欢，5=非常喜欢)，分数越高代表对父母的态度越积极。

1.2.2   中小学生心理健康状况

采用周步成教授等翻译并修订的“心理健康诊断测验(Mental Health Test, MHT)”测评个体的学业焦虑水平^[19]，此量表是目前使用最广泛的中小学生心理健康测量量表之一，具有良好的信、效度。采用李克特2级评分(是=1，否=0)，共100题，包含8个分量表，旨在评估学生各方面的心理状况。其中学业焦虑分量表共15题，总分范围为0~15分。当总分<3分时，表示个体学业焦虑水平低；总分3~8分时，表示个体的学业焦虑适中；总分>8分时，表示个体的学业焦虑水平高。本研究采用其中的“学业焦虑”维度测量学生的学业焦虑，该量表在本次研究中的内部一致性系数为0.88。

1.2.3   社会适应能力

使用郑日昌教授于1999年主编的“社会适应能力诊断量表”^[20]，该量表包括社会学习适应、社会人际适应、社会生活适应3个部分，共20道题目。问卷采用3点计分法(单号题：是=-2分，无法肯定=0分，否=2分；双号题：是=2分，无法肯定=0分，否=-2分)，总分范围为-40~40分， < 5分表示社会适应能力很差，6~16分表示社会适应能力较差，17~28分表示适应能力一般，29~34分表示适应能力良好，35~40分表示社会适应能力很强。该量表在本次研究中的内部一致性系数为0.76。

1.3   质量控制

在调查前对所有问卷进行信效度评价，保证所使用量表信效度良好。通过发放网络问卷施测，对于规律性作答、问卷完成时间过短等无效问卷进行删除处理。

1.4   统计学分析

采用SPSS 26.0统计软件对数据进行分析。计量资料用(x±s)描述，计数资料用频数或百分率描述。不同人口学指标中学生学业焦虑检出率比较采用χ²检验，采用Logistic回归分析各研究变量之间关系；依据温忠麟等^[21]提出的中介作用的检验方法，运用Process组件对社会适应能力在对父母的态度与学业焦虑之间的中介效应进行检验。以P<0.05为有统计学意义。

2.   结果

2.1   共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验，结果显示，第一因子解释的累积变异量为16.73%，低于临界值40%，说明研究没有出现共同方法偏差的严重问题。

2.2   不同组别中学生学业焦虑水平分布

不同性别、学段、对父母的态度以及社会适应能力中学生的学业焦虑水平分布差异均有统计学意义(P值均<0.01)。女生相较于男生有更高的学业焦虑水平；初中生比高中生表现出更高的学业焦虑；对父母的态度越积极和社会适应能力越强的学生学业焦虑水平越低。见表 1。

表  1  不同组别中学生学业焦虑水平分布比较

Table  1.  Comparison of the academic anxiety levels of middle school students with different groups

组别	人数	低学业焦虑	学业焦虑适中	高学业焦虑	χ2值	P值
性别
女	18 007	1 369(7.60)	6 620(36.76)	10 018(55.63)	948.45	< 0.01
男	16 090	2 544(15.81)	6 925(43.04)	6 621(41.15)
学段
初中	18 630	1 810(9.72)	7 248(38.90)	9 572(51.38)	173.92	< 0.01
高中	15 467	2 103(13.60)	6 297(40.71)	7 067(45.69)
对父母的态度
很不喜欢	410	53(12.93)	132(32.20)	225(54.88)	537.51	< 0.01
不喜欢	577	76(13.17)	164(28.42)	337(58.41)
一般	5 661	506(8.94)	1 891(33.40)	3 264(57.66)
比较喜欢	9 711	842(8.67)	3 773(38.85)	5 096(52.48)
非常喜欢	17 738	2 436(13.73)	7 585(42.76)	7 717(43.51)
社会适应能力
很差	22 148	1 494(6.75)	7 271(32.83)	13 383(60.43)	4 770.04	< 0.01
较差	7 352	1 117(15.19)	3 757(51.10)	2 478(33.71)
一般	3 381	782(23.13)	1 926(56.97)	673(19.91)
良好	756	272(35.98)	404(53.44)	80(10.58)
很强	460	248(53.91)	187(40.65)	25(5.43)
总计	34 097	3 913(11.48)	13 545(39.72)	16 639(48.80)
注：()内数字为构成比/%。

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2.3   中学生社会适应能力与对父母态度及学业焦虑之间的关系

以学业焦虑为因变量(1=低学业焦虑，2=学业焦虑适中，3=高学业焦虑)；以中学生对父母的态度和社会适应能力为自变量(连续型变量)进行Logistic回归分析，结果显示，对父母的积极态度与学业焦虑适中(OR=1.13，95%CI=1.08~1.18)和高学业焦虑(OR=1.14，95%CI=1.09~1.19)均呈正相关(P值均<0.05)；而社会适应能力与学业焦虑适中(OR=0.96，95%CI=0.96~0.97)和高学业焦虑(OR=0.91，95%CI=0.91~0.91)均呈负相关(P值均<0.05)。

2.4   社会适应能力在对父母的态度与学业焦虑间的中介效应分析

首先考察了对父母的积极态度与学业焦虑之间的关系，发现对父母的积极态度负向预测学业焦虑(β=-0.12，P<0.01)。随后将社会适应能力纳入模型，结果显示，中学生对父母的积极态度正向预测社会适应能力(β=0.31，P<0.01)，社会适应能力可以负向预测学业焦虑(β=-0.44，P<0.01)。但当社会适应能力作为控制变量时，对父母的积极态度与中学生学业焦虑之间的原始负向关系发生了变化(β=0.02，P<0.01)，表明社会适应能力可能在这一关系中起到遮掩效应。

中学生对父母的积极态度→学业焦虑的直接效应值为0.08(95%CI=0.03~0.12)，表明直接效应有统计学意义；对父母的积极态度→社会适应能力→学业焦虑的间接效应值为-0.31(95%CI=-0.32~-0.30)，表明中介效应有统计学意义；对父母的积极态度→学业焦虑的总效应值为-0.55(95%CI=-0.60~-0.51)，表明总效应有统计学意义(P值均<0.05)。由于存在遮掩效应，本研究的中介效应量为-0.63，表明中学生对父母的积极态度通过降低社会适应能力，进而增加学业焦虑的风险。

3.   讨论

青少年时期是个体身心迅速发展的关键阶段，同时也是心理问题的高发期。中学生的学业焦虑检出率一直偏高^[3-4]，于晓琪等^[22]对近10年来我国高中生心理健康问题的相关研究进行了检索，结果显示，高中生焦虑情绪的检出率位居心理健康问题的第2位。本研究表明，有48.80%的学生存在较高的学业焦虑，凸显了学业焦虑在当前中学环境中的普遍性和严重性。具体而言，女生学业焦虑高于男生，与已有研究一致^[23]。杜晓婷等^[6]调查得出，高中生学业焦虑情绪会随着年级的增长而升高，但本研究发现初中生的学业焦虑水平高于高中生。一方面可能是被试学生的选取差异；另一方面可能是因为高中生随着年龄增长，具有良好的社会适应能力，并已学会更多应对焦虑情绪的策略、从而在学业焦虑上表现得更为从容。过高的学业焦虑不仅会对学生的精神状态造成不利影响，还可能导致学生情绪、生理和认知功能的失衡，进而影响学生的学习动力、参与度和持久性，并发展出一系列更严重的心理或行为问题^[24]。

研究结果显示，中学生对父母的态度与学业焦虑呈正相关，即个体对父母的喜欢程度越高，表现出的学业焦虑就越高。家庭资源理论认为，父母对孩子的投入，特别是经济和时间资源的投入，对孩子的成长起着至关重要的作用^[25]。家庭是一个基本的情绪单位，家庭成员之间的思想、情绪和行为都在不断地相互作用和影响。当父母提供更多的资源给孩子时，一方面会让孩子更加喜欢父母，但另一方面可能给孩子带来更多的学业压力与焦虑，因为他们渴望满足父母的期望以获得资源和认可。

研究发现，中学生对父母的积极态度正向预测社会适应能力。社会支持理论认为，青少年的社会适应能力主要受到家庭、学校和同伴的影响^[26]。相较于成年人，中学生对家庭更为敏感，身心健康状况更容易受到家庭环境的影响，其中亲子关系是家庭中的主要组成部分^[27]。生态系统理论强调，家庭是儿童成长的关键微系统，父母的教养方式和教育观念对个体的社会适应能力具有决定性作用^[28]。过去的研究也证实了父母因素对个体社会适应发展的重要影响^[29-30]，这些因素不仅影响中学生对父母的态度，还间接影响家庭关系的形成，进而影响中学生社会适应能力的发展。研究发现，中学生的社会适应能力能够影响其学业焦虑水平，与已有研究结果一致^[18]。社会适应能力较差的青少年在面对学业问题时，可能因为缺乏有效的应对策略，从而表现出更高的学业焦虑风险。提示可通过心理干预改善家庭功能和亲子关系，并提升中学生的社会适应能力，将学业焦虑控制在合理范围内^[31-32]。值得注意的是，与回归分析的结果相同，将社会适应能力纳入中介模型时发现了遮掩效应。当社会适应能力作为中介变量时，对父母的积极态度会正向预测中学生的学业焦虑，与直接效应的结果相反。可能是因为对父母喜欢程度更高的学生同时也会更加渴望以良好的学业成绩反馈父母，强烈期望会给自己带来压力，而当个体的社会适应能力不足以应对这种压力时，反而产生更高的学业焦虑。说明社会适应能力的培养和提升尤为重要，不仅能够帮助学生更好地应对学业压力，还可能调节家庭关系对学业焦虑的潜在影响。然而，社会适应能力如何具体作用于这一过程，以及其他可能影响该关系的因素，需要在未来的研究中进一步探讨。

本研究仍存在一些局限性：首先，调查只在重庆市进行，研究结果在推广到其他地区时需持谨慎的态度。其次，本研究为横断面研究，未来的研究应考虑进行纵向研究，以便更全面理解中学生的社会适应能力及其影响因素。此外，本文在探讨社会适应能力在对父母态度与学业焦虑之间的中介作用时发现了遮掩效应，在以后的研究中可以进一步考虑其内在机制。最后，本研究未具体探索中学生对父母态度的前置因素，需要在未来研究中进一步探索。