韩国多元文化青少年中，朋友支持和自尊在双文化接纳态度与生活满意度之间的关联中扮演双重中介角色：抑郁情绪的调节作用

《Frontiers in Psychology》：Dual mediating roles of friend support and self-esteem in the association between bicultural acceptance attitudes and life satisfaction among multicultural adolescents in South Korea: the moderating role of depression

　　**摘要**
本研究探讨了在韩国，具有韩国父亲和外国母亲的多元文化家庭中的青少年群体中，抑郁是否与双文化接纳态度与生活满意度之间的关联变化以及朋友支持和自尊之间的关联变化有关。基于理论模型，该研究利用“多元文化青少年研究”（MAPS Phase 2）第五波数据（2023年）检验了一个中介调节框架。分析样本包括1,402名来自具有韩国父亲和外国母亲家庭的青少年。统计分析使用SPSS 25.0、AMOS 23.0和PROCESS宏（Model 91）进行。结果表明，双文化接纳态度与朋友支持和自尊呈正相关，而朋友支持和自尊又与生活满意度相关。此外，抑郁与朋友支持和自尊之间关系的强度存在差异，即在抑郁程度较高时，双文化接纳态度通过朋友支持对生活满意度的影响减弱。这些发现支持了中介调节模式，并表明抑郁与这些心理社会变量之间关联模式的变化有关。本研究为支持具有韩国父亲和外国母亲的多元文化家庭的青少年的幸福感提供了理论和实践意义。

**1. 引言**
随着韩国社会逐渐走向多元文化，需要更多的社会关注和制度努力来帮助这些青少年成功适应并过上充实的生活（Ahn等人，2024年）。尽管青少年的生活满意度涵盖多个领域（包括自我、同伴、学校和社区），但由于他们的双文化发展背景，多元文化青少年的生活满意度尤其值得关注（Lee等人，2021年）。先前的研究表明，较高的双文化接纳程度与更高的生活满意度相关（Park和Bae，2024年）。然而，双文化接纳态度与生活满意度之间的潜在心理社会关联尚未得到充分研究。新兴证据表明，朋友支持可能在其中起着重要作用。双文化接纳态度与青少年感知到的朋友支持呈正相关（Lim，2023年），而朋友支持又与适应心理过程（如韧性）和生活满意度相关（Azpiazu Izaguirre等人，2021年）。基于这些发现，本研究探讨了朋友支持是否可能在多元文化青少年中作为双文化接纳态度与生活满意度之间的中介变量。自尊是另一种关键的心理资源，定义为个体对自己积极的评价（Muris和Otgaar，2023年），并一直与青少年的适应性和生活满意度相关（Kim和Jung，2024年）。基于社会计量理论（Leary和Baumeister，2000年），自尊可以理解为感知到的社会接纳的内部指标。从这个角度来看，朋友支持为青少年的自我评价提供了关键的人际反馈，为从朋友支持到自尊的方向性关联提供了理论基础。先前研究还表明，积极的双文化态度与多元文化青少年的较高自尊水平相关（Kim和Kim，2023年）。然而，双文化接纳、朋友支持、自尊和生活满意度之间的顺序相互作用尚未得到全面研究。抑郁可能进一步影响这些关系。抑郁症状与社会支持和自尊呈负相关（Ren等人，2018年；Masselink等人，2018年），最新研究表明抑郁与双文化适应和生活满意度相关（Choi和Um，2024年）。根据抑郁的认知理论（Beck，1976年），抑郁症状与负面的认知偏差相关，这可能反映在个体如何感知和内化社会体验上。因此，抑郁程度较高的青少年可能不太能将支持性的同伴互动转化为积极的自我评价。因此，研究抑郁是否与双文化接纳态度与生活满意度之间关系的强度变化有关是很重要的。通过研究这一条件过程模型，本研究旨在为未来旨在支持多元文化青少年心理福祉的纵向研究和干预研究提供证据。

**2. 理论背景**
2.1 双文化接纳态度与生活满意度之间的关系
双文化接纳态度被定义为多元文化青少年“同时接受其外国父母的文化遗产和主流文化”的积极倾向（Benet-Martínez和Haritatos，2005年）。Choi和Um（2024年）进一步将双文化接纳描述为青少年在“应对两种文化任务”方面的心理准备和灵活性。另一方面，生活满意度是指个体对各个生活领域满意程度的评价，反映了内部和外部因素的综合作用（Diener和Fujita，2005年）。对于青少年而言，友谊的满意度是生活满意度的一个关键组成部分，因为友谊满足了情感支持、亲密感和自我价值认可的基本需求（Kaufman等人，2022年）。在多元文化青少年的背景下，先前的研究探讨了双文化接纳态度与生活满意度之间的关联。实证证据表明，积极的双文化接纳与更良好的友谊、更顺畅的学校适应以及较低的歧视敏感性相关（Petkanopoulou等人，2021年）。然而，多元文化青少年在面对新文化环境时常会面临文化适应压力（Berry，1992年），这种压力可能会削弱他们对主流文化和文化遗产的双文化接纳（Nho和Hong，2006年），而负面的双文化态度与较低的生活满意度相关（Kim和Yoon，2020年）。总体而言，这些发现表明双文化接纳态度与生活满意度呈正相关。因此，本研究探讨双文化接纳态度与生活满意度之间的关系。

2.2 朋友支持和自尊的双重中介作用
2.2.1 朋友支持的中介作用
朋友支持作为一种社会支持来源，指的是个体从同伴关系中获得的关怀、尊重和归属感（Cobb，1976年）。它也被定义为青少年从朋友那里获得的认可、建议和实际帮助的程度（Demaray和Malecki，2002年）。回顾以往的研究，有两个关键发现：首先，关于双文化接纳态度与朋友支持之间的关系，韩国的多元文化青少年研究表明，较高的双文化接纳程度与更高的朋友支持感知相关（Lim，2023年）；其次，适应学校并建立积极同伴和师生关系的儿童和青少年往往报告较高的双文化接纳程度（Rutland等人，2012年）。其次，关于朋友支持与生活满意度之间的关系，实证发现表明朋友支持与生活满意度正相关，并与韧性等心理社会过程相关（Azpiazu Izaguirre等人，2021年）。基于这些发现，预期双文化接纳态度与较高的朋友支持相关，而朋友支持又与生活满意度相关。因此，本研究假设朋友支持在双文化接纳态度与生活满意度之间起中介作用，并试图检验这一中介关系。

2.2.2 自尊的中介作用
自尊是一种心理结构，反映个体如何看待和评价自己，包括积极的自我接纳和个人价值判断（Rosenberg，1965年）。它被视为影响情绪稳定性和社会功能的关键因素，定义为能力与自我价值的整合（Mruk，2006年）。双文化接纳态度与自尊密切相关。多元文化青少年必须应对父母的文化期望，由此产生的文化冲突和身份困惑可能阻碍自尊的发展（Lilgendahl等人，2018年）。实证证据表明，培养双文化接纳态度可以提高多元文化青少年的自尊（Um，2024年）。自尊也与生活满意度密切相关。研究表明，高自尊为移民青少年提供了应对不利环境的心理资源，使他们能够保持较高的情绪稳定性、建立关系并有效与他人沟通（Harris和Orth，2020年）。多项研究还显示，自尊有助于预防问题行为（如社交退缩），从而提高生活满意度（Lee和Chang，2020年；Kim和Yoon，2020年）。因此，自尊可能在多元文化青少年中作为双文化接纳态度与生活满意度之间的重要中介。先前的研究已证实双文化接纳态度与较高的自尊水平相关，后者又提高了生活满意度（Jang等人，2024年）。这表明自尊不仅是情感结果变量，还是连接双文化接纳态度与生活满意度的心理社会中介。

2.2.3 朋友支持与自尊之间的关联
越来越多的研究证实了朋友支持与自尊之间的显著正相关。例如，一项针对以色列青少年的研究发现，在母亲支持较低的情况下，朋友支持对自尊具有补偿作用（Hoffman等人，1988年）。同样，在土耳其的青春期前样本中，朋友支持和家庭支持都显著预测了自尊，强调了朋友支持作为重要社会支持来源的重要性（Kahyao?lu，2010年）。此外，最新证据表明，朋友支持间接减少了大学生的心理内化和外化问题，并提升了自尊。换句话说，朋友支持与自尊和心理健康均呈正相关（Szkody和McKinney，2019年）。总之，这些发现表明朋友支持是与自尊发展密切相关的关键人际资源。从社会支持的角度来看，来自同伴关系的外部认可和归属感与更积极的自我评价相关。因此，在本研究中，朋友支持被概念性地置于自尊的框架内。

2.3 抑郁的调节作用
抑郁是一种以情绪低落、缺乏能量和心理运动迟缓为特征的情绪障碍（Smith和de Torres，2014年）。更具体地说，抑郁是一种涉及广泛领域（包括感知、判断、认知、思维和人际关系）的心理状况（Beck，1976年）。抑郁和焦虑是青少年时期最常见的心理问题之一（Huang等人，2023年）。本研究探讨抑郁是否与朋友支持与自尊之间关系的强度变化有关，以及抑郁是否影响双文化接纳态度与生活满意度之间的关联。先前的研究结果表明，较高的朋友支持与较低的逆向风险因素（如文化适应压力或抑郁症状）相关（Um，2024年）。相反，一项针对11-17岁青少年的纵向研究发现，抑郁与较低的朋友支持相关（Ren等人，2018年）。此外，多项研究报告了青少年自尊与抑郁症状之间的相互关联，较低的自尊与更严重的抑郁相关（Masselink等人，2018年）。临床证据进一步表明，心理治疗干预后抑郁症状的改善伴随着自尊的提升（Bhattacharya等人，2023年）。此外，有证据表明抑郁作为调节变量发挥作用。例如，一项针对低收入儿童的研究发现，身体活动与生活质量之间的正相关取决于抑郁程度（Ra和Gang，2016年）。另一项针对韩国初中生的研究表明，每天玩在线游戏时间超过1.5小时的青少年报告了较高的抑郁水平，他们更可能参与问题的在线游戏行为。换句话说，抑郁与长时间游戏与其带来的负面结果之间存在更强的关联（Jo等人，2022年）。尽管先前的研究已经探讨了抑郁的调节作用，但迄今为止还没有研究调查抑郁是否与通过朋友支持和自尊作用下的双文化接纳态度与生活满意度之间关联强度的差异有关。因此，本研究旨在通过考察韩国多元文化家庭中青少年的抑郁这一调节变量，来填补这一研究空白。重要的是，抑郁可能会影响青少年将社会支持与积极自我评价联系起来的程度。鉴于抑郁症状与负面认知偏见和对积极人际体验反应减弱有关，抑郁程度较高的人可能不太可能报告朋友支持与自尊之间有较强的关联。基于这一观点，本研究将抑郁视为影响朋友支持与自尊之间关系的变量。

2.4 假设
基于上述理论框架和实证文献，本研究提出了一个调节中介模型，将韩国多元文化青少年的双文化接纳态度、朋友支持、自尊和心理满意度联系起来。具体而言，预期双文化接纳态度将与生活满意度正相关，并且朋友支持和自尊在中介过程中起作用；同时，抑郁可能会影响这一间接路径的关联强度。

3 研究方法
3.1 研究模型
本研究探讨了抑郁是否与韩国多元文化青少年通过朋友支持和自尊将双文化接纳态度与生活满意度联系起来的间接关联存在差异。分析使用了Hayes（2017年）开发的PROCESS宏模型（版本4.2）中的Model 91。如图1所示，性别、年龄和居住区域被纳入作为协变量，因为它们可能与中介变量和结果变量都有关联。

3.2 参与者和数据收集
本研究使用了韩国青年政策研究所进行的“多元文化青少年小组研究第二阶段”（MAPS Phase 2）第五波（2023年）的数据。MAPS Phase 2是一项具有全国代表性的纵向小组调查，旨在考察韩国多元文化青少年的发展轨迹、心理社会适应性和生活结果。本研究利用了公开可用的二手数据。研究目标人群为2019年就读于全国小学四年级的多元文化青少年。样本框架是根据韩国教育部（2019年）提供的国家教育统计数据构建的，特别关注多元文化的四年级学生。采用分层抽样方法选取不同地区的学校。在选定的学校中，对所有符合条件的多元文化学生进行了普查调查。2019年和2020年，初步建立了2,249个家庭样本，包括来自国际婚姻家庭、移民背景家庭和外国国籍家庭的儿童。本研究的数据来自参与2023年调查的家庭。在参与2023年调查的1,877个家庭中，本研究重点关注了1,402个家庭，这些家庭的父亲是韩国人，母亲是外国人。这一限制是为了确保样本的同质性和可比性，因为父母文化背景和家庭结构的差异可能会引入额外的混杂因素。

3.3 测量工具
3.3.1 双文化接纳态度
为了评估多元文化家庭中青少年的双文化接纳态度，本研究使用了Nho和Hong（2006年）开发的量表。原始量表包含10个项目，每个项目都在4点李克特量表上评分（1=完全不，4=非常），得分越高表示双文化接纳态度越强。为了探究双文化接纳的潜在结构，首先对所有10个项目进行了主成分分析（EFA），并采用了Promax旋转方法。Kaiser–Meyer–Olkin（KMO）值为0.798，Bartlett球形度检验显著（χ2=5248.763，p<0.001），表明数据适合进行因子分析。初步的因子模型解释了49.74%的总方差；然而，有4个项目（项目1、2、3和9）的公共性较低（低于0.40），对因子结构的贡献较弱，因此被排除。被删除的示例项目包括：“我倾向于喜欢我母亲的本土文化（例如音乐、电影、食物、服装）”和“我倾向于喜欢韩国文化（例如音乐、电影、食物、服装）”。这些项目反映了双文化取向的相似方面，但在本样本背景中并未清晰地加载到预期的因子上。随后使用剩余的6个项目进行了另一次EFA，KMO值为0.692，Bartlett球形度检验仍然显著（χ2=2823.192，p<0.001），支持数据的适用性。两因子模型解释了58.05%的总方差，并产生了更清晰且理论上可解释的因子结构。尽管总体因子结构保持一致，但删除这四个项目后，测量的清晰度和稳健性得到了提升。由于结构模型基于单一的总体构念，因此进行了二阶验证性因子分析（CFA）。高阶因子显著地加载到了一阶因子上，支持了层次结构。在允许理论上合理的误差协方差后，修改后的模型显示出可接受的拟合度（χ2=37.509，df=5，χ2/df=7.502，GFI=0.991，CFI=0.988，TLI=0.965，RMSEA=0.068）。
需要注意的是，由于数据限制，探索性因子分析和验证性因子分析使用的是相同的数据集。因此，对因子结构的稳定性应谨慎解释，未来需要使用独立样本来验证测量模型。在一阶水平上评估了收敛效度和可靠性，AVE值分别为0.504和0.714，超过了0.50的阈值，复合可靠性（CR）值分别为0.800和0.829。尽管由于项目数量有限，Cronbach’s alpha值有所降低，但McDonald’s omega系数（0.800和0.829）表明内部一致性令人满意。辨别效度通过Fornell–Larcker标准和异特质-单特质比率（HTMT）得到了支持。AVE的平方根大于因子间的相关性，所有HTMT值都低于保守的0.85阈值（Henseler等人，2015年），证实了一阶因子的实证独特性。

3.3.2 朋友支持
朋友支持的测量使用了Han（1996年）最初开发的量表的修订版本，该量表针对多元文化青少年小组研究（MAPS）的数据集进行了调整。该量表包含三个项目，旨在捕捉同伴间社会支持的关键行为表现。受访者根据5点李克特量表对每个项目进行评分，范围从1（“完全不真实”到5（“非常真实”），得分越高表示感知到的朋友支持水平越高。为了探究朋友支持的潜在结构，进行了主成分分析（EFA），并采用了Promax旋转方法。Kaiser–Meyer–Olkin（KMO）值为0.744，表明样本充分性可接受（Kaiser，1974年），Bartlett球形度检验显著（χ2=2489.466，p<0.001），确认数据适合进行因子分析。结果显示一个因子解释了73.70%的总方差。所有三个项目都强烈加载到该因子上（λ>0.80），支持了清晰的单维结构。进一步使用验证性因子分析（CFA）检验了收敛效度和构念可靠性。收敛效度和可靠性均令人满意，平均提取方差（AVE）为0.737，复合可靠性（CR）为0.894，超过了推荐阈值（AVE≥0.50；CR≥0.70）（Fornell和Larcker，1981年；Hair等人，2019年）。Cronbach’s alpha（0.893）和McDonald’s omega（0.894）进一步表明内部一致性较强。尽管该量表只有三个项目，但它满足了结构方程模型中潜在变量识别的最低要求（Bollen，1989年；Kline，2016年）。鉴于因子负荷较高、解释的方差较大以及可靠性指标较强，这三个项目的测量具有足够的心理测量稳健性。先前的研究表明，当简短量表能够清晰地代表具有强负荷的单维构念时，可以可靠地发挥作用（Worthington和Whittaker，2006年；Gosling等人，2003年）。总体而言，该朋友支持量表在后续结构分析中表现出令人满意的有效性和可靠性。

3.3.3 抑郁
抑郁的测量使用了Ha等人（2018年）最初开发的量表的修订版本，该量表经过了青少年群体的适应性调整。该量表包含五个项目，用于测量抑郁情绪状态，每个项目在4点李克特量表上评分，范围从1（“完全不真实”到4（“非常真实”），得分越高表示抑郁症状越严重。为了探究抑郁的潜在结构，进行了主成分分析（EFA），并采用了Promax旋转方法。Kaiser–Meyer–Olkin（KMO）值为0.843，表明样本充分性良好（Kaiser，1974年），Bartlett球形度检验显著（χ2=3864.645，p<0.001），确认数据适合进行因子分析。结果表明一个因子解释了61.442%的总方差。所有项目都强烈加载到该因子上（λ≥0.70），支持了理论上可解释的单维结构。进一步使用验证性因子分析（CFA）检验了收敛效度和构念可靠性。平均提取方差（AVE）为0.607，复合可靠性（CR）为0.885，超过了推荐阈值（AVE≥0.50；CR≥0.70）（Fornell和Larcker，1981年；Hair等人，2019年）。Cronbach’s alpha（0.885）和McDonald’s omega（0.885）也表明内部一致性较强。AVE值接近0.70，表明大部分项目方差被潜在构念解释。

3.3.4 自尊
自尊的测量使用了从全面青少年调查（Baek等人，2017年）中衍生出的三个修改后的项目。每个项目在4点李克特量表上评分，范围从1（“完全不真实”到4（“非常真实”），得分越高表示自尊水平越高。为了探究自尊的潜在结构，进行了主成分分析（EFA），并采用了Promax旋转方法。Kaiser–Meyer–Olkin（KMO）值为0.741，表明样本充分性可接受（Kaiser，1974年），Bartlett球形度检验显著（χ2=2195.219，p<0.001），确认数据适合进行因子分析。结果显示一个因子解释了70.544%的总方差。所有项目都强烈加载到该因子上（λ≥0.80），支持了理论上可解释的单维结构。进一步使用验证性因子分析（CFA）检验了收敛效度和构念可靠性。平均提取方差（AVE）为0.706，复合可靠性（CR）为0.878，超过了推荐的阈值（AVE≥0.50；CR≥0.70）（Fornell和Larcker，1981；Hair等人，2019）。Cronbach’s alpha（0.876）和McDonald’s omega（0.878）也显示了较强的内部一致性（McDonald，1999）。AVE值接近0.70表明大部分项目方差可以由潜在因素解释。尽管该量表包含三个项目，但它满足了结构方程模型中潜在变量识别的最低要求（Bollen，1989；Kline，2016）。鉴于较高的因素载荷、较大解释的方差和稳健的可靠性指标，这三个项目的测量具有足够的心理测量学可靠性。先前的研究表明，具有强载荷的简短一维量表可以在结构模型中可靠地发挥作用（Worthington和Whittaker，2006；Gosling等人，2003）。因此，本研究中使用的自尊量表可以被认为是有效且可靠的，适用于后续的结构分析。

3.3.5 生活满意度
生活满意度是使用Kim等人（2010）最初开发的一个三项目量表来测量的，并进行了调整以便用于多元文化青少年小组研究（MAPS）。每个项目都在一个4点李克特量表上评分，从1（“完全不正确”）到4（“非常正确”），分数越高表示生活满意度越高。为了检验潜在结构，使用了主轴因子分析（EFA）和Promax旋转。Kaiser–Meyer–Olkin（KMO）测量值为0.691，表明样本充足（Kaiser，1974），Bartlett的球形度测试显著（χ2=2048.662，p<0.001），证实了因子分析的适当性。出现了一个单一因子解，解释了总方差的67.36%。所有项目都强烈地加载在该因子上，支持了一维结构的清晰性。尽管量表简短，但解释的方差较大，表明其具有足够的心理测量学可靠性。进一步地，使用确认性因子分析（CFA）检验了聚合效度和构念信度。平均提取方差（AVE）为0.674，复合可靠性（CR）为0.859，超过了推荐的阈值（AVE≥0.50；CR≥0.70）（Fornell和Larcker，1981；Hair等人，2019）。Cronbach’s alpha（0.833）和McDonald’s omega（0.859）也表明内部一致性令人满意（McDonald，1999）。AVE值高于0.60表明大部分项目方差可以由潜在构念解释。尽管该量表包含三个项目，但它满足了结构方程模型中潜在变量识别的最低要求（Bollen，1989；Kline，2016）。鉴于强烈的因素载荷、较大的解释方差和稳健的可靠性指标，该测量对于后续的结构分析具有足够的心理测量学可靠性。已证明，当有强有力的实证证据支持时，简短的一维量表可以可靠地发挥作用（Worthington和Whittaker，2006；Gosling等人，2003）。总体而言，本研究中使用的生活满意度量表可以被认为是有效且可靠的。

3.3.6 控制变量
在本研究中，包括了性别、年龄和居住地等社会人口统计特征作为控制变量，以解释它们与中介变量和因变量的关联。

3.4 共方法偏差测试
为了评估共方法偏差（CMB）的潜在威胁，实施了程序性和统计性补救措施。在程序上，确保了受访者的匿名性，并以不同的顺序呈现不同构念的项目，以减少评估焦虑和一致性动机，这是减少方法偏差的推荐策略。作为初步诊断，通过将所有测量项目放入探索性因子分析中（不进行旋转）进行了Harman的单因子测试。第一个因子解释了总方差的34.34%，远低于Podsakoff等人（2003）建议的50%的阈值。这一结果表明，单一因子并不主导协方差结构，因此共方法偏差不太可能是一个严重问题。此外，还将一个共同潜在因子（CLF）纳入测量模型中，以解释潜在的共方法方差（CMV）。与基线模型相比，包含CLF后模型的拟合度有所改善（CMIN/DF=3.701，CFI=0.979，TLI=0.970，RMSEA=0.044，对比基线模型的CMIN/DF=4.869，CFI=0.965，TLI=0.957，RMSEA=0.053）。重要的是，在控制CLF后，标准化因素载荷和实质性结构路径系数基本没有变化。载荷之间的差异很小，没有改变假设关系的大小、方向或统计显著性。此外，归属于CLF的方差比例远小于实质性潜在构念解释的方差比例，表明大部分方差是由理论上有意义的因素驱动的，而不是方法效应。综上所述，这些发现表明共方法偏差可能不是本研究中方差的主要来源。然而，鉴于依赖于单一时间点收集的自我报告数据，不能完全排除共方法偏差的可能性。因此，应谨慎解释结果。

3.5 数据分析
数据分析使用了IBM SPSS Statistics 25.0、AMOS 23.0和PROCESS宏（版本4.2）。采用了两步分析策略，以确保测量有效性和稳健的假设检验。首先评估了测量模型，然后使用探索性因子分析（EFA）和确认性因子分析（CFA）来评估构念有效性，同时使用Cronbach’s alpha和McDonald’s omega系数来检查内部一致性可靠性。AMOS特别用于验证测量结构并确认潜在构念的适当性。其次，使用PROCESS宏（Hayes，2018）测试了假设的关系。PROCESS非常适合使用自助法在基于回归的模型中估计条件关联和间接效应。在本研究中，使用Model 91检验了调节中介效应。采用5,000次自助法重抽样生成了校正偏差的95%置信区间（CIs）。在调节剂的低（?1 SD）、中等（均值）和高（+1 SD）水平上估计了条件间接效应。当95% CI不包括零时，确定了统计显著性。尽管使用CFA验证了潜在构念，但假设的关系是在PROCESS框架内使用观察变量进行测试的。此外，还进行了描述性统计和频率分析，以检查参与者的总体特征，并使用皮尔逊相关性分析来评估关键变量之间的关系。为了解决潜在的共方法偏差，应用了Harman的单因子测试和共同潜在因子（CLF）方法。

4 研究结果
4.1 变量之间的相关性
皮尔逊相关性分析显示所有研究变量都显著相关（p<0.01）。抑郁与双文化接受态度（r=-0.249）、朋友支持（r=-0.284）、自尊（r=-0.470）和生活满意度（r=-0.519）呈负相关。其余变量呈正相关，自尊和生活满意度之间有很强的关联（r=0.754）。这些结果与预期的一致（H1）。尽管自尊和生活满意度之间的相关性相对较高，但这些构念满足鉴别有效性标准（例如，AVE），表明它们代表相关但不同的心理构念。所有独立变量之间的相关系数均低于r=0.70，表明没有多重共线性问题（Kline，2011；Hair等人，2019）。描述性统计显示抑郁水平相对较低（M=1.56，SD=0.57；4点量表），而朋友支持（M=3.94，SD=0.66；5点量表）、自尊（M=3.21，SD=0.56）和生活满意度（M=3.12，SD=0.58；4点量表）的水平相对较高。偏度（-0.306到0.988）和峰度（0.095–0.929）值在可接受的范围内，支持正态性假设（Kline，2011；表1）。

表1
类别 1 2 3 4 5
1. 双文化接受态度 1 2 3 4 5
2. 朋友支持 0.334** 1 -0.249** -0.284**
3. 抑郁 -0.249** -0.284** 0.359**
4. 自尊 0.359** 0.425** -0.470**
5. 生活满意度 0.278** 0.412** -0.519** 0.754**
**p<0.01**

4.2 抑郁的调节中介模型
使用PROCESS Model 91和5,000次自助法重抽样，在控制性别、年龄和居住地的条件下，测试了调节中介作用。分析结果如图2、图3和表2、表3所示。
图2 涉及抑郁的调节中介的统计模型。
图3 抑郁的调节作用。

表2
变量 中介变量 模型1（因变量：朋友支持） 中介变量模式2（因变量：自尊） 因变量模型（因变量：生活满意度）
协同效应 Set值 设置值 协同效应 Set值 协同效应 Set值
常数 -1.555 1.106 0 -1.406 5
2.206 4 0.797 7 2.766
1 2.554 5 0.671 4
3.804 0 0.465 0
0 0.035 2 1 3.206 4
*** 0.220 7 0.027 8
0 0.019 0 0.023 4 -0.811
6 0.227 0 0.019
1 0.738 0 0.020 9
3 5 3 5.320 9
*** 0 0.022 7 0
1 -0.340 8 0 0.022 7

4.3 抑郁条件下朋友支持的中介效应
控制性别、年龄和居住地后，使用PROCESS Model 91和5,000次自助法重抽样测试了调节中介作用。分析结果显示在图2、图3和表2、表3中。
图2 涉及抑郁的调节中介的统计模型。
表2 变量 中介变量 模型1（因变量：朋友支持） 中介变量模式2（因变量：自尊） 因变量模型（因变量：生活满意度）
协同效应 Set值 Set值 协同效应 Set值
常数 -1.555 6 1.106 0
-1.406 4 0.797 7
2.206 4 0.797 7 2.766
1 2.554 5 0.671 4
3.804 0 0.465 0
0 0.035 2 1 3.206 4
*** 0.220 7 0.027 8
-0.019 0 0 0.023 4 -0.811
6 0.227 0 0.019 8
1 0.738 1 0.020 9
3 5 3 5.320 9
*** 0 0.022 7 0
-0.340 8 0 0.022 7

4.4 抑郁条件下的朋友支持的间接效应
控制性别、年龄和居住地后，使用PROCESS Model 91和5,000次自助法重抽样测试了抑郁条件下的朋友支持的间接效应。结果显示在表2和表3中。
表2 变量 中介变量 模型1（因变量：朋友支持） 中介变量模式2（因变量：自尊） 因变量模型（因变量：生活满意度）
协同效应 Set值 Set值 协同效应 Set值
常数 -1.555 6 1.106 0
-1.406 4 0.797 7 2.766
1 2.554 5 0.671 4
3.804 0 0.465 0
0 0.035 2 1 3.206 4
*** 0.220 7 0.027 8
-0.019 0 0 0.023 4 -0.811
6 0.227 0 0.019 8
1 0.738 1 0.020 9
3 5 3 5.320 9
*** 0 0 0.022 7 0

**p<0.01**

4.5 讨论与结论
首先，相关性分析表明双文化接受态度与朋友支持、自尊和生活满意度呈正相关。这些发现表明，更愿意接受和整合双文化身份的个体倾向于报告更强的人际资源和更积极的自我评价，这反过来又与整体幸福感相关。这一模式与先前的研究一致，这些研究表明双文化接受与社会支持和心理适应呈正相关（Jo和Kim，2023）。具体来说，Jo和Kim（2023）报告说，社会支持（包括朋友支持）和自尊与双文化接受态度呈正相关，两者又与更高水平的生活满意度相关。相比之下，抑郁与双文化接受态度、朋友支持、自尊和生活满意度呈负相关。这些发现与广泛文献一致，表明抑郁症状会削弱内部心理资源和社会功能。较高水平的社会支持和自尊与较低水平的抑郁相关，支持这些变量作为抵御心理困扰的保护因素（Liu等人，2021）。社会支持可能与较低的压力和更适应性的应对机制有关，而自尊则通过培养积极的自我概念来增强韧性。此外，抑郁与生活满意度之间存在强烈的负相关，这与先前的研究结果一致，即抑郁症状与较低的主观幸福感水平相关（Choi和Um，2024年）。相反，双文化接纳态度似乎具有保护作用，它通过朋友支持和自尊间接地与生活满意度相关。然而，自尊与生活满意度之间相对较强的关联需要谨慎解读。尽管这些概念在理论上是不同的，但它们的概念接近性可能解释了观察到的关系的强度。因此，应谨慎解释中介作用的大小。

总的来说，这些发现表明，双文化接纳态度与心理社会适应以及人际和内心资源有关，而抑郁则与多种适应指标相关。结果强调了双文化接纳、支持性的同伴关系和自尊在理解生活满意度差异方面的重要性，同时也突出了考虑抑郁症状的必要性。这些发现与提出的假设一致，支持了双文化接纳态度、朋友支持、自尊和生活满意度之间的假设关系。

其次，调节中介分析表明，双文化接纳态度与生活满意度的间接关系随抑郁程度的不同而变化。尽管在低（M - 1 SD）、中等（M）和高（M + 1 SD）抑郁水平下，这种间接关系在统计上显著，但其强度随着抑郁症状的增加而减弱。这种模式表明，文化适应与幸福感之间的关联在抑郁程度较高时减弱，但并未消失。从压力缓冲的角度来看（Cohen和Wills，1985年），朋友支持与更好的心理适应有关，并可能与情感认同和工具性资源等过程相关，而这些过程又与更高的自尊相关。双文化接纳态度可能与更大的社会融入和身份一致性相关，这与更强的同伴关系和更积极的自我评价相关。然而，抑郁症状与认知扭曲（如负面自我图式、奖励敏感性降低）有关，这可能与较低的社会支持感知水平相关。因此，即使在有朋友支持的情况下，抑郁程度较高的青少年的朋友支持与自尊之间的关联也显得较弱，表明双文化接纳态度与生活满意度之间的整体关系模式较为薄弱。

需要考虑几种替代解释。首先，抑郁可能与较低的实际朋友支持感知水平有关，这可能反映了认知偏差而非社会资源的减少。其次，抑郁的退缩行为可能与较少参与支持性的同伴活动有关，进而导致支持与心理结果之间的关联减弱。第三，共享方法变异或负面情绪可能与抑郁与其他心理社会变量之间的观察到的关系有关。纵向或多信息来源的数据将有助于区分这些可能性。

抑郁的作用可能取决于发展阶段、文化背景和症状严重程度。例如，在同伴关系对身份形成至关重要的青春期，观察到的关联减弱模式可能更为明显。在集体主义文化背景下，社会归属感具有更高的心理意义，这种情况可能尤为明显。重要的是，结果显示，通过朋友支持和自尊将双文化接纳与生活满意度联系起来的关联在大多数抑郁水平上仍然显著，表明双文化接纳可能作为一种与韧性相关的因素发挥作用，特别是在抑郁症状不严重的情况下。

因为随着抑郁程度的增加，通过朋友支持和自尊将双文化接纳与生活满意度联系起来的关联减弱但并未消失，这些发现表明干预措施可以考虑增强朋友支持。相反，减少抑郁症状和处理适应不良认知可能有助于青少年更充分地利用可用的社会资源。同时促进双文化接纳、加强同伴网络和支持自尊的项目可能比单一组件的干预措施更能有效支持生活满意度。

目前的发现扩展了先前的研究，表明抑郁与适应性行为和生活质量之间的积极关联较弱（例如，Ra和Gang，2016年）。虽然早期研究主要考察了直接的调节作用，但本研究表明抑郁与文化适应与幸福感之间关系模式的差异有关。因此，这些结果对多元文化适应的整合模型具有信息价值，表明内化症状与文化和关系资源如何影响主观幸福感有关。

尽管本研究通过引入条件过程视角扩展了先前的研究，但其贡献应被视为朝着更全面理解多元文化青少年的心理适应迈出的渐进一步。

总之，双文化接纳态度与生活满意度以及较高水平的 friend 支持和自尊相关；然而，在抑郁程度较高时，这种关联模式会减弱。这些发现突出了文化适应、人际资源和内在心理状态之间的动态关系，表明心理健康不仅与适应结果相关，还与多元文化青少年之间这些关联强度的变化有关。

这些发现以多种方式丰富了现有文献。首先，它们将双文化接纳态度、人际资源和内在心理关联整合到一个统一的顺序中介框架中。其次，它们通过采用条件过程视角扩展了先前的研究，表明双文化接纳态度与生活满意度之间的关联取决于青少年的心理背景，特别是抑郁程度，并确定了一种调节中介模式，在这种模式下，抑郁与这些关联强度的差异有关。第三，通过关注多元文化青少年，这些发现提供了关于文化适应过程和心理健康如何共同影响幸福感的特定背景洞察。总体而言，这些结果与假设的调节中介模型一致。

需要注意几个限制。首先，通过移除四个共同体性较低的条目来改进双文化接纳态度的测量。尽管这一过程提高了量表的清晰度和内部结构，但可能改变了原始概念的表述。此外，由于测量模型是在同一数据集内开发和验证的，因此改进后的量表的稳定性和普遍性仍不确定。因此，应谨慎解读这些发现，未来的研究需要使用独立样本对其因子结构进行交叉验证。

其次，样本仅限于具有韩国父亲和外国母亲的青少年，以确保同质性。虽然这种方法增强了内部有效性，但可能限制了这些发现对其他类型的多元文化家庭结构的普遍性。

第三，使用相对简短的量表评估了 friend 支持和自尊的概念。尽管这些量表的可靠性令人满意，但可能无法完全捕捉这些概念的复杂性和多维度性。未来的研究可能会从使用更全面的量表中受益，以便更深入地理解这些关系。

第四，探索性和验证性因子分析使用了同一个数据集，这可能引发对测量模型稳定性的担忧。由于无法使用独立样本进行交叉验证，因子的解释应谨慎进行。未来的研究需要使用独立样本复制和验证测量模型，以确保其稳健性。

第五，尽管使用 CFA 确立了测量有效性，但主要分析是基于回归框架使用观察变量进行的。因此，测量误差没有明确建模。此外，分析策略反映了潜变量验证与观察变量假设检验之间的不一致性。虽然 CFA 旨在建立测量有效性，但在 PROCESS 框架中使用观察变量可能会限制测量误差的考虑程度。因此，特别是在解释本研究中的结构关系时，应谨慎解读这些发现。

第六，由于所有变量都是在单一点钟使用自我报告测量的，共同方法偏差可能影响了观察到的关联。尽管进行了初步测试，但这个问题不能完全排除，在解读结果时应予以考虑。

最后，自尊和生活满意度之间的较高相关性可能引发对其经验独特性的担忧。尽管满足了区分效度标准，但在解释中介结果时应考虑这些概念之间的概念重叠。