初中學生學校適應與心理彈性的相互作用探討論文
初中學生學校適應與心理彈性的相互作用探討論文
摘 要： 採用追蹤研究設計考察了初中生的心理彈性與其學校適應之間的相互作用，透過整群取樣的方法，對江蘇省蘇州市三所初中的470名初中生進行了為期一年的追蹤，由初中生報告自己的心理彈性，由教師和家長分別報告初中生在學校的適應情況。結果表明： （1） 在第一年和第二年，心理彈性和學校適應能力之間存在顯著的正相關，與外顯問題、內隱問題和學習問題存在顯著的負相關； （2） 在控制了變數自身的穩定性之後，第一年心理彈效能顯著預測第二年學校適應，第一年學校適應無法預測第二年心理彈性，本研究的結果表明，心理彈性與學校適應之間存在單向作用關係。
關鍵詞： 初中生； 心理彈性； 學校適應。
1、問題提出
學校是初中生的主要活動場所，適應學校生活是初中生的重要發展任務之一（ 林崇德，2002）。學校適應對初中生的健康發展至關重要，甚至會影響個體的一生（Hamre & Pianta,2001），學校適應目前還沒有統一的理論定義，但多數研究者認為學校適應一般指學生對學校生活的適應情況（ 郭伯良，王燕，張雷，2005; 譚千保，2010），在操作層面，可以從積極和消極兩方面來考察學校適應，積極的方面主要包括學業成就、同伴關係等方面，消極的方面主要包括內隱問題行為、外顯問題行為等方面。
初中生正處於學習和發展的關鍵期，該時期被稱為自我意識發展的第二個飛躍期（ 郭 念 鋒，2012），初中生生理上快速發展，心理上也出現巨大變化，自身與環境之間、理想與現實之間經常出現不平衡狀態，從而導致初中生出現各種不適應的狀況，已有研究發現，初中生在學校面臨著許多問題，焦慮、抑 鬱 等情緒問題較為突出（ 張 蓮，2013;Mancevska,Bozinovska,Tecce,Pluncevik-Gligoros-ka,& Sivevska-Smilevska,2008） ; 攻擊、違紀行為較為常見，校園欺負現象的檢出率高達33. 99%（ 陳健芷，劉 昭 陽，劉 勇，2013） ; 初中生網路成癮率為9.74%（ 徐 曉偉，2010），研究發現，中學生學校適應不良的檢出率達到16. 6%（ 汪清華，2007），然而，在很多初中生出現各種適應問題的同時，仍然有相當一部分的初中生學校適應狀況良好（ 張效芳，杜秀芳，2014），那麼，在同樣的壓力環境下，有的個體適應良好，而有的個體卻發展受阻、適應困難，造成這種差異的原因究竟是什麼？ 近幾十年來，隨著積極心理學思潮的興起，心理學研究者越來越感興趣於那些能夠促進個體積極適應的因素，個體的心理彈性正得到越來越多的研究者的關注（Rut-ten et al.,2013;Zolkoski & Bullock,2012）。
心理彈性究竟是什麼，至今仍有爭論，目前國內外主要存在三種取向。一是特質能力取向，該取向認為心理彈性是個體應對壓力、挫折、創傷等消極生活事件的一種能力或特質（Connor & Davidson,2003） ; 二是結果取向，認為那些經歷高危之後仍然適應良好的個體就是心理彈性比較好的（Masten etal.,1995） ; 三是過程取向，認為心理彈性是面臨壓力、挫折等生活事件時與保護性因素同時作用的動態過程，具有個體差異性和多種可能性（Richardson& Neiger,1990），結果取向、過程取向、特質取向之間並不衝突，互相之間存在橫向或縱向的對應關係，比如特質會影響過程，特質和過程又會反映到結果中（ 胡月琴，甘怡群，2008），它們都在一定程度上反映了心理彈性的本質屬性，都應歸入到心理彈性的概念範疇中有研究者整理了有關心理彈性的眾多文獻，將心理彈性歸為三個方面： 個人能力或特質（ 個體層面）、家庭支援系統（ 家庭層面） 和社會支援系統（ 社會環境層面） （Olsson,Bond,Burns,Vella-Brodrick,& Sawyer,2003），目前的觀點更傾向於從動態、相互作用的角度來理解心理彈性（Tusaie &Dyer,2004），本研究中，將心理彈性定義為在遭遇逆境時，個體自身所具有的保護性資源與環境中的保護性因素動態作用的過程，主要包括個人積極特質、家庭支援和人際協助幾方面。
儘管研究者們在心理彈性的定義上存在分歧，但大多數研究者一致認為心理彈性對個體的適應具有積極的作用以往的研究也證實，心理彈性與個體的適應之間存在關聯研究發現，心理彈性對高職新生的學校適應有預測作用（ 郭焱，2012） ,能負向預測學齡期兒童的行為問題（Kim & Im,2014）與非彈性青少年相比，彈性青少年更喜歡學校（Fer-gusson & Lynskey,1996）在疼痛與壓力實驗中，高心理彈性者感知到更少的疼痛與壓力（Friborg etal.,2006）另外，有研究也發現，透過提高心理彈性，可以增加積極情緒，促進認知功能（Martha,Da-vis,Stark,& Stewart,2011） ,進而提高中學生學校適應能力（ 朱慧慧，盧國華，劉海濤，2012）。
另一方面，一些理論認為，適應結果也會反過來影響其心理彈性例 如，Nelson,Adger和Brown（2007） 提出了一個理論模型來說明人類社會在面對環境變化時的應對過程，該模型從系統特徵、過程、結果三個層面來考慮該模型認為，在面對變化時，系統的特徵（ 如彈性、適應變化的能力） 會影響到系統的執行，系統可能發生同化或者順應，從而導致不同的適應結果，而這個適應結果又會反過來影響系統的特徵（ 彈性、適應變化的能力）。Richardson（2002） 認為，每個個體都存在一個生理-心理-精神的平衡區域在面臨壓力、挑戰和生活事件時，個體會力圖維持原有的平衡當個體的技能、資源不足以應對這些壓力、挑戰時，原有的平衡就會被打破，個體需要重建新的平衡這一過程受到個體自身因素以及環境因素（ 如家庭、朋友、其他重要他人） 的影響個體自身資源和環境資源不同，因而在面臨壓力時會導致不同的結果在這一過程中，個體的心理彈性也在重建；適應結果不同，心理彈性重建的結果也不同如研究發現，在面臨逆境時，積極的人格屬性和認知靈活性有助於在逆境中獲得成長（Rivers,2014）。
然而，以往的研究大多關注的是心理彈性對個體適應的影響，很少有研究關注個體適應結果對心理彈性的影響； 且以往研究主要採用的是橫斷研究設計；另外，以往很多研究在考察二者之間關係的時候對一些混淆變數（ 例如，家庭社會經濟地位） 的控制不足，難以說明二者之間的準因果關係本研究採用追蹤研究設計，對初中生進行追蹤，在控制性別和社會經濟地位的影響後，探討了初中生心理彈性與學校適應之間的動態相互作用此外，以往研究中多采用單一報告來源，本研究中的心理彈性由初中生報告，學校適應由教師和父母分別報告，採取多資料來源，儘可能減少共同方法偏差的影響由於父母與教師的關注點可能不同，教師可能更加關注外顯問題、學習問題這類會影響到班級秩序和功能的行為，而父母對孩子的各方面都比較關注，因此，父母與教師報告的結果可能在內隱問題上存在差別我們預測，第一年的心理彈效能夠負向預測父母和教師報告的第二年的外顯問題和學習問題，正向預測第二年的學校適應能力，也能預測父母報告的內隱問題，但對教師報告的內隱問題的預測可能不顯著； 第一年的學校適應能夠反過來預測第二年的心理彈性。
2、研究方法
2. 1研究被試和程式被試
來自於江蘇省蘇州市的三所初中採用整群取樣的方法，從三所初中各抽取一些班級的學生參加本次研究在第一次測查中，共470名初中生（254名男孩，216名女孩） 參與了研究，平均年齡為12. 95歲（SD = 0. 91）父親和母親的受教育水平為小學以下、初中、高中、大學以上的比例分別為10. 2%和21. 9%,47. 0%和43. 8%,26. 7%和18. 7%,16. 1%和15. 6%在初一上學期期中考試結束兩個星期之後開始第一次資料收集初中生的資料收集由受過培訓的主試以班級為單位展開，讓初中生報告自己的心理彈性，然後讓其班主任和父母（ 對初中生最為熟悉的一方） 報告了初中生在學校的適應情況一年之後（ 初二上學期） ,再次進行資料收集工作兩次資料收集中，有效的初中生問卷分別是442、432份，有效的教師問卷分別是447、442份，有效的父母問卷分別是417、404份所以在後面的資料分析中，被試的數目不一致資料收集之前，我們徵得了初中生、家長及教師的同意。
對流失的被試與未流失的被試在性別方面進行t檢驗，發現流失的被試中男生居多（t（440）= 2. 25,p< 0. 05） ,而在父母受教育水平方面無顯著差異 （t（440）=﹣0. 36,p > 0. 05）對流失的被試與未流失的被試在第一年的心理彈性及學校適應方面進行t檢驗，結果表明： 流失的被試與未流失的被試相比，在第一年心理彈性（t（440）=﹣1. 43,p >0. 05）、學校適應能力（t教師（405）= 1. 71,p > 0. 05;t父母（390）=﹣1. 01,p > 0. 05）、外 顯問 題 （t教師（405）= 1. 11,p >0. 05;t父母（390）= 1. 91,p > 0. 05） 和學習問題（t教師（405）=0. 20,p >0. 05;t父母（390）= 1. 87,p > 0. 05） 上的差異均不顯著，而在內隱問題（t教師（405）= 1. 98,p< 0. 05;t父母（390）=3. 39,p<0. 05） 上差異顯著，流失的被試在內隱問題上的得分高於未流失的被試，本研究的結論在推廣時要謹慎。
2. 2研究工具
2. 2. 1心理彈性
採用胡月琴和甘怡群（2008） 編制的《青少年心理韌性量表》 ,共有27道題目，採用5點計分，從“1 =非常不符合”到“5 =非常符合”該量表包括目標專注、情緒控制、積極認知、家庭支援和人際協助五個方面，其中目標專注、情緒控制和積極認知屬於個人力，家庭支援和人際協助屬於支援力該量表是在心理韌性的過程模型下采取本土化思路編製成的，被證明有良好的信度和效度（ 胡月琴，甘怡群，2008）本研究中，由於情緒控制維度與學校適應問卷中的自我控制和挫折耐受維度存在一定的重疊，且該維度與其他幾個維度之間的相關比較低，因此刪除了該維度的題目用其餘維度下所有題目的平均值來代表個體心理彈性的總體情況在本研究中，第一年和第二年的克倫巴赫α係數分別為0. 70和0. 83.
2. 2. 2學校適應
採用Hightower等人（1986） 的教師-兒童評價量表，採用5點計分，從“1 =非常不符合” 到“5 =非常符合”.該問卷分為學校適應能力和學校適應問題兩大部分，其中學校適應問題又包括內隱問題（9道題，例如，“憂慮、擔心”）、外顯問題（6道題，例如，“坐立不安，很難安靜下來”）、學習問題（6道題，例如，“學習動機不強”）。由於學校適應能力中的自我控制和挫折耐受兩個子維度與心理彈性的定義及測量存在一定程度的重疊，因此在此次分析中我們刪除了這兩個維度上的題目，只保留了親社會行為（4道題，例如，“對同伴友好”）、社會性（6道題，例如，“有很多朋友”）、果敢社交（7道題，例如，“堅持自己的觀點，不隨大流”） 這3個子維度。該問卷最初為教師版，本研究中父母版本問卷在教師版本的基礎上做了語言上的修訂（ 例如，將“上課時東張西望，做小動作”改為“學習時東張西望”） ,並增加了少量題目。 該問卷在中國文化中具有良好的信效度（ 張光珍等，2013）。由於在中國文化中，學校適應能力的各個子維度之間具有較高相關，研究者通常將其合併作為一個單一的維度（Chen,Rubin,& Li,1995） ,因此本研究中計算學校適應能力的3個子維度下的所有題目的平均分作為學校適應能力的指標。在本研究中，學校適應能力、內隱問題、外顯問題、學習問題兩年的克倫巴赫α係數在0. 71 ~0. 95之間。
2. 3資料管理與統計分析
採用SPSS 17. 0 for Windows統計軟體進行了資料錄入與描述統計和相關分析，用Mplus 7. 0軟體建立結構方程模型。
3、研究結果
3. 1描述統計與相關分析
各個變數的平均值、標準差、峰度、偏度及變數間的相關係數見表1,從表1可以看出，在第一年和第二年，心理彈性與適應能力存在顯著正相關，而與學習問題、外顯問題、內隱問題存在顯著負相關。從第一年到第二年，心理彈性和學校適應各變數均存在中等程度以上的穩定性。無論是在第一年還是第二年，在外顯問題、學習問題與學校適應能力上，父母報告的資料與教師報告的資料都具有中等程度以上的一致性，但是在內隱問題行為上，父母報告的資料與教師報告的資料的一致性較低。對父母和教師報告的學校適應各個變數的絕對水平進行了t檢驗，結果表明： 在第一年的學習問題 （t（826）= 4. 32,p < 0. 001）、外 顯 問 題 （t（813）= 6. 01,p < 0. 001）、內 隱 問 題 （t（826）=5. 04,p < 0. 001） 和學校適應能力（t（857）= 2. 72,p < 0. 01） 方面均存在顯著差異； 在第二年學習問題（t（836）= 4. 44,p < 0. 001）、外顯問題（t（836）= 5. 23,p < 0. 001）、內隱問題（t（799）= 7. 17,p<0. 001） 和學校適應能力（t（857）= 2. 89,p < 0. 01）方面均存在顯著差異； 父母報告的分數均高於教師報告的分數。
3. 2心理彈性與學校適應的縱向關係
為了考察心理彈性與學校適應之間的縱向關係，用Mplus7. 0軟體建立結構方程模型來進行分析。在建立全模型之前，我們先對心理彈性和父母及教師報告的學校適應建立測量模型，並建立第一年、第二年的測量等值模型。在基線模型中，包括第一年和第二年的心理彈性、外顯問題、內隱問題、學習問題以及學校適應能力共10個（ 第一、二年分別5個） 潛變數。其中，心理彈性有4個觀測指標，即初中生報告的目標專注、積極認知、家庭支援和人際協助四個維度上的維度分； 學校適應能力包括3個觀測指標，即教師（ 模型1） 或父母（ 模型2） 報告的親社會行為、果敢社交和社會性三個維度上的維度分； 另外，將父母（ 模型1） 或教師（ 模型2） 報告的學校適應問題各維度下的題目打包，分別作為外顯問題（2個數據包）、內隱問題（3個數據包） 和學習問題（2個數據包） 的觀測指標。設定各個潛變數之間相關，允許各因子載荷自由估計。由於部分變數為非正態分佈，因此我們採用穩健極大似然估計法（MLR） 來進行引數估計， 驗證性因素分析結果顯示，模型1（χ2= 744. 60,df = 294,χ2/ df = 2. 53,CFI = 0. 92,TLI = 0. 90,RMSEA = 0. 06,90% CI =[0. 05,0. 06],SRMR = 0. 06） 和模型2（χ2=588. 10,df = 292,χ2/ df = 2. 01,CFI = 0. 93,TLI =0. 91,RMSEA = 0. 05,90% CI =[0. 04,0. 05],SRMR= 0. 06） 都擬合良好。
接下來，我們分別以模型1和2為基礎，限定同一個觀測指標在第一年和第二年的因子載荷相等（ 模型1 -1和模型2 -1）。驗證性因素分析結果顯示，模型1 - 1（χ2= 778. 93,df = 303,χ2/ df = 2. 57,CFI =0. 92,TLI = 0. 90,RMSEA = 0. 06,90% CI =[0. 05,0. 06],SRMR = 0. 06） 和模型2 - 1（χ2= 617. 49,df =301,χ2/ df = 2. 05,RMSEA = 0. 05,90% CI =[0. 04,0. 05],CFI = 0. 93,TLI = 0. 91,SRMR = 0. 06） 擬合良好，但是Δχ2達到了統計顯著水平。因此，我們透過逐個去掉對因子載荷的限定來確定是哪個限定導致模型擬合變差，如果去掉限定之後卡方改變不顯著，則仍然保留該限定，如果去掉限定之後卡方改變顯著，則解除對該因子載荷的限定，最後得到模型1 - 2（χ2= 753. 11,df = 300,χ2/ df = 2. 51,CFI = 0. 92,TLI= 0. 90,RMSEA = 0. 06,90% CI =[0. 05,0. 06],SRMR = 0. 06） 和模型2 - 2（χ2= 601. 68,df = 299,χ2/ df = 2. 01,RMSEA = 0. 05,90% CI =[0. 04,0. 05],CFI = 0. 93,TLI = 0. 91,SRMR = 0. 06）。
接下來，我們分別以模型1 -2和模型2 -2為基礎對教師報告的資料（ 模型1 -3） 和父母報告的資料（2 -3） 建立全模型來考察心理彈性與學校適應之間的縱向關係。全模型的測量部分與模型1 -2和2 -2相同，允許心理彈性與學校適應各變數從第一年到第二年的自迴歸路徑，以及心理彈性與學校適應各變數之間從第一年到第二年的雙向預測路徑； 同時，允許第一年時各個變數之間相關，允許第二年時各個變數之間的殘差相關。為了控制初中生性別和家庭社會經濟地位的影響，將初中生性別（ 女孩= 0,男孩= 1）和父母文化程度（ 小學=1,初中=2,高中=3,大學=4,研究生= 5,取父母的平均值） 作為協變數納入到模型中，允許初中生性別和父母文化程度與第一年的5個潛變數相關，同時，設定初中生性別和父母文化程度對第二年的5個潛變數具有預測作用。用穩健極大似然法（MLR） 進行引數估計。
結構方程模型的結果顯示，模型1 ~ 3的擬合良好。各觀測指標的標準化因子載荷見表2,標準化的路徑係數見圖1（ 圖中未顯示協變數部分結果）。從圖1可以看出，在控制了初中生性別、父母文化程度以及心理彈性和初中生的學校適應各自的穩定性之後，第一年的心理彈效能夠正向預測第二年教師報告的學校適應能力，負向預測第二年的內隱問題和學習問題； 第一年的外顯問題、內隱問題和學習問題、學校適應能力無法預測第二年的心理彈性； 第二年時外顯問題與內隱問題和學習問題殘差之間具有顯著相關，學習問題與內隱問題和適應能力的殘差也顯著相關。性別與第一年的心理彈性（r =﹣0. 11,p < 0. 05）、外顯問題（r =0. 35,p<0. 001）、學習問題（r =0. 25,p <0. 001） 和學校適應能力（r =﹣0. 13,p < 0. 01） 顯著相關，同時能夠預測第二年的心理彈性（β =﹣0. 15,p < 0. 01）、外顯問題（β = 0. 12,p < 0. 01）、學習問題（β =0. 15,p < 0. 001） 和學校適應能力（β =﹣0. 20,p < 0. 001） ,父母文化程度與第一年的心理彈性（r =0. 28,p < 0. 001）、內隱問題（r =﹣0. 16,p < 0. 01）、學習問題（r =﹣0. 15,p <0. 01） 顯著相關。
結構方程模型的結果顯示，模型2 -3擬合良好。各觀測指標的標準化因子載荷見表2,標準化的路徑係數見圖2（ 圖中未顯示協變數部分結果）。從圖2可以看出，在控制了初中生性別、父母文化程度以及心理彈性和學校適應各自的穩定性之後，第一年的心理彈效能夠正向預測第二年父母報告的學校適應能力； 第一年的外顯問題、內隱問題、學習問題和學校適應能力無法預測第二年的心理彈性； 第二年時的外顯問題、內隱問題、學習問題的殘差之間具有顯著相關，心理彈性與學校適應能力的殘差顯著相關。性別與第一年的心理彈性（r =﹣0. 12,p < 0. 05）、外顯問題（r =0. 32,p<0. 001）、內隱問題（r = 0. 14,p < 0. 05）和學習問題（r =0. 28,p <0. 001） 顯著相關，同時能夠預測第二年的心理彈性（β =﹣0. 34,p <0. 05）、外顯問題（β = 0. 21,p < 0. 05） 和學校適應能力（β =﹣0. 14,p < 0. 05） ,父母文化程度與第一年的心理彈性（r = 0. 20,p < 0. 001）、內隱問題（r =﹣0. 07,p <0. 05）、學校適應能力（r = 0. 19,p < 0. 001） 顯著相關。
4、討論
有關心理彈性與學校適應關係的大多數研究是從本世紀初開始進行的，早期的研究主要是探討心理彈性對學校適應的作用，較少探討學校適應對心理彈性的影響。近年來，隨著理論的發展，研究者開始感興趣於二者之間的相互作用關係。
4. 1教師報告與父母報告的.一致性
本研究結果表明，教師和父母報告的學習問題、外顯問題和學校適應能力存在中等程度的一致性。這可能是因為學習問題、外顯問題 （Beijsterveldt,Bartels,& Boomsma,2003） 和學校適應能力 （ 石雷山，2013） 具有跨情景的一致性，同時，這些行為相對容易覺察。另一方面，教師和父母報告也存在著不一致的情況，尤其是在內隱問題行為方面，二者的相關較低，這可能與以下原因有關。首先，兒童行為問題具有情景性（ 章殷捷，葉文宣，2004）。在學校中，學生要遵守紀律，完成課業任務，學會與教師和同伴交往等，是一種較為緊張的情景； 而在家庭中，學生完成家庭作業，與親人交往，是一種較為輕鬆的情景，故個體在學校和家庭中的表現本就存在差異。此外，教師和父母的判斷標準可能不同，教師接觸的學生較多，在對每個學生進行評價時會參照其他學生的表現，可能相對客觀、準確，而家長在評價孩子的時候往往缺乏參照系統，對孩子的評價難以做到客觀，會導致他們在對兒童行為進行報告的時候出現差異（ 陳浩，樂國安，2005） ,這可能也解釋了為何在本研究中，在學校適應各維度上父母的評分均顯著高於教師的評分。
4. 2心理彈性與學校適應的即時關係
研究發現，心理彈性與學校適應之間的即時相關呈現跨情景、跨報告者的一致性。無論是第一年還是在第二年，無論是父母報告的資料還是教師報告的資料，心理彈性都與外顯問題、內隱問題和學習問題負相關，與學校適應能力正相關。這表明，初中生的心理彈性與其學校適應之間存在著穩定的關聯，初中生的心理彈性越好，其學校適應問題就越少，學校適應能力就越好。這與之前的許多研究結果 也 是 一 致 的 （ 郭 焱，2012;Kidd & Davidson,2007）。然而，要明確二者之間的準因果關係，還需要進行進一步的交叉滯後迴歸分析。
4. 3心理彈性與學校適應的縱向預測關係
在控制了初中生性別、父母文化程度和學校適應能力自身的穩定性之後，無論是父母報告的資料還是教師報告的資料，第一年的心理彈效能夠正向預測第二年的學校適應能力，這與已有研究結論一致（ 朱慧慧等，2012） ,即個體的心理彈性水平越高，其適應能力往往也越強（Kidd & Davidson,2007）。一般而言，對逆境有積極認知的青少年，通常能夠堅持和 專 注 於 目 標，從 而 會 較 好 地 適 應 學 校 生 活（Shek,2004） ; 另外，彈性個體擁有良好的、穩定的社會支援系統，在必要時，能夠積極尋求並獲得他人的支援和幫助，更好地應對壓力事件，從而提高個體的適應能力。
素質-壓力模型也認為，個體所具有的素質特徵不同，適應性也存在個體差異（ 周荃，肖晶，何莉，趙德懋，邢淑芬，2016） ,高心理彈性水平個體具有較低的脆弱性素質和更多的資源，即使處在不利的環境中，也會較少受到壓力的負面影響，適應 能 力 更 強 （Ellis,Boyce,Belsky,Bakermansk-ranenburg,& Van Ijzendoorn,2011）。
在控制了內隱問題、學習問題各自的穩定性之後，第一年的心理彈效能夠負向預測第二年教師報告的內隱問題及學習問題，這與以往研究結果一致。以往研究發現，心理彈性好、對壓力和逆境有積極認知的青 少 年 的 焦 慮、抑 鬱 症 狀 較 輕 （ 李 玉 麗 等，2010;Friborg et al.,2006） ,內 隱 問 題 行 為 較 少（Shek,2004）。彈性個體能運用情緒管理來調節自己的焦慮、抑鬱等不良情緒，快速有效地從壓力事件中恢復（Tugade & Fredrickson,2004） ,避免或減少陷入情緒危機的風險； 同時，高心理彈性個體往往擁有較好的社會支援系統，而良好的社會支援系統，對青少年的情緒、行為問題具有保護作用（ 孫仕秀，關影紅，覃灩雲，張露，範方，2013）。初中生的主要任務是培養自我同一性，個體經常會面臨自我同一性的混亂和衝突。彈性個體的目標專注、社會支援水平較高，可有效避免角色混亂，減少內隱問題的發生（ 楊紅霞，2014）。
此外，以往研究發現，心理彈性中的目標專注、積極認知和人際協助等維度對學習倦怠存在著顯著的負向預測作用（ 陳增娟，2012） ,學習倦怠水平較低的初中生學習問題也較少。另外，初中階段的學習要求學生積極主動理解新知識與知識結構的邏輯意義，進行有意義的接受學習（ 陳琦，2001） ,而彈性個體對事物有積極認知，能專注於學習目標，這些積極因素都能夠減少個體的學習問題。但本研究未發現心理彈性對父母報告的內隱問題及學習問題的縱向預測作用，這可能說明心理彈性在一定的壓力情景下才能發揮作用，在家庭這種壓力較小的情景中，心理彈性水平的高低與個體的適應問題之間並不存在關聯。
在控制了外顯問題自身的穩定性之後，第一年的心理彈性無法預測第二年的外顯問題，這與以往有些研究結果不太一致。例如，有研究發現，心理彈性水平能夠影響大學生在遭遇挫折後的攻擊行為，心理彈性低的大學生在挫折情境下更容易產生攻擊行為（ 鍾振，2014）。本結果與該結果不一致，這可能是由於該研究中被試年齡、情境與本研究不同引起的。鍾振的研究中人為創設了挫折情景，考察了心理彈性水平不同的個體在遭遇挫折情景後的反應，而本研究考察的是常規學校生活中心理彈性水平與外顯問題行為之間的關係； 在常規學校生活中，被試可能並不一定會遭遇挫折。另一種可能是，在中國的學校環境中，攻擊行為是被嚴厲禁止的，而初中生的道德認知已發展到了習俗水平階段，他們對社會規範有了清晰的認識 （Levine,Kohlberg,&Hewer,1970） ,會盡力作出符合社會規範的行為，故心理彈性對初中生的外顯問題表現沒有明顯的影響。另外，也可能是因為外顯問題行為受遺傳因素的影響更大，更加穩定（Beijsterveldt et al.,2003） ,在短時間裡難以看到心理彈性對其的影響，未來的研究可以採用間隔時間更長的追蹤設計來進一步探討此問題。
在控制了心理彈性自身的穩定性之後，無論是教師報告的資料還是父母報告的資料，第一年的學校適應均無法預測第二年的心理彈性，表明初中生的學校適應並不影響心理彈性的發展，這與我們的預期不一致。這可能是因為，本研究中被試的心理彈性水平總體較高（ 平均值分別為3. 45和3. 53） ,被試的學校適應總體較好，學校適應問題相對較少（ 平均值在1. 77至2. 69之間） ; 而Richardson的心理彈性過程理論認為，壓力和挫折是心理彈性建立的必要條件，當個體面臨重大壓力和挑戰時，原有平衡被打破，心理彈性才得以發展； 本研究中被試群體的學校適應總體較好，初一階段相對來說也是壓力比較小的一個階段，他們未遭遇大的挑戰和挫折，因此不需要去打破原有平衡來建立新的平衡，故而在統計上難以發現學校適應對心理彈性的縱向預測作用。未來的研究可以選擇一個壓力比較大的階段（ 例如，初三） 來進一步考察個體適應對其心理彈性的影響。
4. 4不足與展望
本研究在很多地方仍需改進。首先，本研究的測量結果全部來自問卷或量表，在以後的研究中，可採取多種方法進行測量，如聯合質性的訪談法，更加深入地瞭解初中生的心理彈性和學校適應之間的相互作用關係。其次，本研究只追蹤了一年，收集了兩次資料，如果能夠追蹤更長時間，收集三次以上的資料，可能會更加穩定和具有說服力。
5、結論
（1） 心理彈性和學校適應能力之間存在顯著的正相關，與外顯問題、內隱問題和學習問題存在顯著的負相關； （2） 在控制了變數自身的穩定性之後，第一年的心理彈效能顯著預測第二年學校適應，第一年的學校適應能無法預測第二年心理彈性，心理彈性與學校適應之間存在單向作用。
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