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    父親抑郁對幼兒問題行為的影響:教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式的中介作用 *

    2021-04-02 11:14:54李甜甜顧吉有徐鶴文
    心理與行為研究 2021年1期
    關(guān)鍵詞:情感幼兒

    李甜甜 顧吉有 徐鶴文

    (山東師范大學教育學部,濟南 250014)

    1 引言

    幼兒期(3~7 歲)是個體身心發(fā)展非常迅速的時期,該時期的幼兒開始由家庭進入學校,身心的急劇變化及外在環(huán)境的日益復雜易使幼兒出現(xiàn)問題行為(彭春燕, 儲長山, 劉成先, 郭磊,2018),如學習問題、品行問題及焦慮、攻擊等內(nèi)外化問題(丁樹琴, 2012)。問題行為通常會對個體的發(fā)展產(chǎn)生不利影響(董會芹, 2017),如社會適應(yīng)能力較差(Burt, Obradovi?, Long, & Masten,2008),青春期甚至成年期物質(zhì)濫用等不良行為的發(fā)生幾率增加(Timmermans, van Lier, & Koot, 2008)。

    在幼兒問題行為的產(chǎn)生發(fā)展過程中,來自父母的相關(guān)因素具有關(guān)鍵而持久的影響(徐慧, 張建新, 張梅玲, 2008)。其中,父親的情緒狀態(tài)(如抑郁)對幼兒問題行為的影響近年來受到研究者的密切關(guān)注。一方面,抑郁是幼兒父親常見的情緒問題之一,發(fā)病率介于3%~12%,高于普通男性(Blazer, Kessler, McGonagle, & Swartz, 1994; Davé,Sherr, Senior, & Nazareth, 2008; Sherr, Davé, Lucas,Senior, & Nazareth, 2006);另一方面,隨著時代的發(fā)展,父親的責任逐漸從養(yǎng)家糊口向聯(lián)合養(yǎng)育轉(zhuǎn)變(Almeida, Wethington, & McDonald, 2001)。與母親對兒童的日常照料不同,父親多借助“打鬧游戲”(rough and tumble play)對兒童進行獨特教養(yǎng)(John, Halliburton, & Humphrey, 2013)。得益于與父親的游戲互動(Davé et al., 2008),幼兒能夠?qū)W會管理和調(diào)節(jié)憤怒等消極情緒,降低問題行為出現(xiàn)的可能(Hong & Han, 2020; Paquette, Carbonneau,Dubeau, Bigras, & Tremblay, 2003)。但抑郁的父親不僅很少與幼兒互動,也難以在互動過程中為幼兒提供積極支持和有效指導(Cummings, George,Koss, & Davies, 2013; Sethna, Murray, Edmondson, Iles, &Ramchandani, 2018),由此引發(fā)幼兒問題行為。Cheung 和Theule(2019a)對373 項實證研究的元分析表明,父親抑郁與兒童外化問題顯著相關(guān)??刂屏四赣H抑郁的影響后,父親抑郁仍能顯著正向預測幼兒問題行為的發(fā)生發(fā)展(Kane & Garber,2009)。根據(jù)抑郁傳遞的整合模型(Goodman &Gotlib, 1999),父親抑郁可能會通過其消極認知、情感、行為以及給幼兒營造的壓力性生活環(huán)境等家庭途徑導致幼兒消極的適應(yīng)結(jié)果。本研究擬從家庭環(huán)境層面探討父親抑郁對幼兒問題行為的作用機制。

    回顧以往研究,教養(yǎng)方式可能在父親抑郁與幼兒問題行為的關(guān)系中發(fā)揮重要中介作用。教養(yǎng)方式是指父母在撫養(yǎng)子女的日常活動中所表現(xiàn)出來的一種對待孩子的固定的行為模式和行為傾向(陳陳, 2002)。父親的積極教養(yǎng)方式(如支持和情感溫暖)能夠預測幼兒今后積極的發(fā)展結(jié)果(Herbert,Harvey, Lugo-Candelas, & Breaux, 2013);而父親的厭惡、專制等消極教養(yǎng)會引發(fā)幼兒更多的外化問題(Chen, Wu, Chen, Wang, & Cen, 2001; Ren & Zhang,2018)。此外,根據(jù)父母教養(yǎng)過程模型(Belsky,1984),父親心理健康是其教養(yǎng)行為的直接影響因素。探討父親抑郁與自身教養(yǎng)行為關(guān)系的元分析也表明,抑郁的父親更偏向于消極教養(yǎng)而非積極教養(yǎng)(Cheung & Theule, 2019b; Wilson & Durbin, 2010)。綜上,本研究推測抑郁會導致父親積極教養(yǎng)的減少和消極教養(yǎng)的增加,進而引發(fā)幼兒問題行為。

    為什么抑郁的父親更傾向于使用消極教養(yǎng)而非積極教養(yǎng)呢?換言之,父親抑郁如何影響自身教養(yǎng)方式呢?近年來,教養(yǎng)效能感作為父母教養(yǎng)能力的核心認知成分受到研究者廣泛關(guān)注。教養(yǎng)效能感(parental self-efficacy)是指父母對自身養(yǎng)育角色勝任能力的自我感知以及對自己積極影響子女行為和發(fā)展能力的信念(Teti & Gelfand, 1991)。根據(jù)社會認知理論(Bandura, 1989),高水平的教養(yǎng)效能感意味著父親相信自己有能力與兒童溝通互動、表達情感支持以及明確限制兒童行為(Kim &Shin, 2013; Vance & Brandon, 2017),而抑郁的父親通常伴隨較低水平的教養(yǎng)效能感(Heerman, Taylor,Wallston, & Barkin, 2017),在處理幼兒問題時傾向于采用逃避、粗暴專制等消極教養(yǎng)方式,較少采用溫暖接納等積極教養(yǎng)方式,最終造成兒童適應(yīng)問題(Rominov, Giallo, & Whelan, 2016; Shim & Lim,2019)。據(jù)此,本研究推測教養(yǎng)效能感是影響父親教養(yǎng)方式的重要認知變量,抑郁的父親所伴隨的低教養(yǎng)效能感導致其加強消極教養(yǎng)方式和減少積極教養(yǎng)方式,進而增加幼兒問題行為。不僅如此,父親教養(yǎng)效能感與其“設(shè)限”(setting up the limitations)能力密切相關(guān),低水平的教養(yǎng)效能感會削弱這種能力(Kim & Shin, 2013),導致幼兒問題行為持續(xù)甚至加劇。因此,父親抑郁可能還會通過降低自身的教養(yǎng)效能感增加幼兒問題行為。

    綜上所述,本研究擬選取并考察父親教養(yǎng)效能感這一認知因素和父親教養(yǎng)方式這一行為因素在父親抑郁與幼兒問題行為間的作用,假設(shè)父親教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式不僅分別在父親抑郁與幼兒問題行為間起中介作用,且能夠在父親抑郁與幼兒問題行為間起鏈式中介作用。

    2 研究方法

    2.1 被試

    選取濟南市5 所市區(qū)幼兒園332 名3~7 歲幼兒的父親,剔除部分缺失、填寫不全等無效問卷后,共回收310 份有效問卷,有效率為93.37%。其中獨生幼兒172 名,非獨生幼兒138 名;男孩154 名,女孩156 名;幼兒平均年齡為5.02±0.93 歲,父親平均年齡為36.11±4.91 歲。

    2.2 研究工具

    2.2.1 流行病調(diào)查中心抑郁量表

    采用流行病調(diào)查中心抑郁量表(Center for Epidemiological Studies-Depression Scale, CES-D)(Radloff, 1977)測查父親抑郁癥狀的頻繁程度。量表共20 個項目,分為軀體癥狀與活動遲滯、抑郁情緒、積極情緒和人際4 個維度,4 級計分,從0 表示“從不或幾乎不”到3 表示“總是”。得分越高,表明父親的抑郁水平越高。該量表適用于中國人群(章婕等, 2010)。本研究中,該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

    2.2.2 父母教養(yǎng)效能感量表

    采用Ngai,Chan 和Holroyd(2007)修訂的父母教養(yǎng)能力感量表(Parenting Sense of Competence Scale, PSOC)中的父母教養(yǎng)效能感分量表測查父親對自身養(yǎng)育角色勝任能力的自我感知情況。該分量表共8 個項目,6 級計分,從1 表示“非常不同意”到6 表示“非常同意”,得分越高,表明父親教養(yǎng)效能感越高。相關(guān)研究表明,該量表在中國被試群體中信效度較好(張曉, 李龍鳳, 白柳, 陳英和, 2017)。本研究中,該分量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.65。

    2.2.3 父母教養(yǎng)方式評價量表

    采用父母教養(yǎng)方式評價量表(父母版)(劉培培, 2014)測查父親教養(yǎng)方式。原始量表共52 個項目,含民主關(guān)懷、專制粗暴、寬容理解、情感聯(lián)系和管教引導5 個維度,5 級計分,從1 表示“完全不符合”到5 表示“完全符合”,以各維度及總問卷的條目總分來代表相應(yīng)的教養(yǎng)方式水平。本研究中,民主關(guān)懷、專制粗暴、寬容理解、情感聯(lián)系、管教引導維度的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.87、0.80、0.73、0.70、0.37??紤]到管教引導維度的信度過低,本研究使用民主關(guān)懷、專制粗暴、寬容理解和情感聯(lián)系四個維度,總問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

    2.2.4 兒童問題行為問卷

    采用Conners 兒童行為問卷(Parent Symptom Questionnaire, PSQ)(Goyette, Conners, & Ulrich,1978)評定幼兒情緒和問題行為出現(xiàn)的頻率。該問卷包括品行問題、學習問題、心身障礙、沖動-多動、焦慮和多動指數(shù)六個維度,共48 個題目,由父親根據(jù)孩子最近半年的情況進行評定,4 級計分,從0 表示“完全不”到3 表示“總是”,各維度的平均分為對應(yīng)兒童問題行為的得分??偡衷礁撸砻鲀和瘑栴}行為越嚴重。相關(guān)研究表明,該量表在中國兒童群體中信效度較好(唐慧琴, 忻仁娥, 徐韜園, 1993)。本研究中,該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89。

    2.3 研究程序

    本研究施測前已征得被試本人同意,以幼兒班級為單位對幼兒父親進行集體施測,施測結(jié)束后當場回收問卷。采用SPSS20.0 和Amos22.0 進行統(tǒng)計分析。

    2.4 共同方法偏差控制與檢驗

    采用“不可測量潛在方法因子檢驗”對數(shù)據(jù)共同方法偏差進行檢驗,結(jié)果如表1所示。模型擬合沒有發(fā)生顯著改變(Δχ2/Δdf=0.91,p>0.05;ΔRMSEA=0, ΔGFI=0, ΔCFI=0.01, ΔSRMR=0.01),說明加入共同方法偏潛變量的模型擬合程度與原模型沒有顯著差異(Cheung & Rensvold, 2002),因此本研究的共同方法偏差不明顯。

    表 1 驗證性因素分析擬合指標

    3 結(jié)果

    3.1 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

    如表2所示,父親抑郁、幼兒問題行為、父親專制粗暴和情感聯(lián)系兩兩之間顯著正相關(guān),父親教養(yǎng)效能感、父親民主關(guān)懷和寬容理解兩兩之間顯著正相關(guān),父親抑郁、幼兒問題行為、父親專制粗暴和情感聯(lián)系分別與父親教養(yǎng)效能感、父親民主關(guān)懷和寬容理解顯著負相關(guān),0.24<|r|s<0.80,ps<0.01。

    表 2 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析

    3.2 教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式在父親抑郁與幼兒問題行為間的中介作用

    構(gòu)建以父親抑郁為自變量,幼兒問題行為為因變量,父親教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式各維度為中介變量的鏈式中介模型,以考察父親教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式的具體維度在父親抑郁與幼兒問題行為間的中介作用。為排除幼兒性別和是否獨生可能帶來的影響,將二者作為控制變量納入模型進行分析。結(jié)果顯示,幼兒性別和是否獨生的效應(yīng)在所有模型中均不顯著(ps>0.05)。各模型的標準化路徑系數(shù)如圖1所示。父親抑郁顯著正向預測幼兒問題行為和自身的專制粗暴、情感聯(lián)系,顯著負向預測自身的民主關(guān)懷、寬容理解和教養(yǎng)效能感,父親教養(yǎng)效能感顯著正向預測自身的民主關(guān)懷和寬容理解,顯著負向預測自身的專制粗暴、情感聯(lián)系和幼兒問題行為,父親民主關(guān)懷顯著負向預測幼兒問題行為,父親專制粗暴、情感聯(lián)系顯著正向預測幼兒問題行為。

    圖 1 父親教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式在父親抑郁與幼兒問題行為間中介作用模型

    采用Hayes(2013)的SPSS-PROCESS 程序進行中介效應(yīng)檢驗,95%置信區(qū)間采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap 方法得到,Bootstrap 抽樣次數(shù)為5000 次。如果中介作用的置信區(qū)間不包含0,即表明中介作用顯著。從表3可以看出,在父親抑郁與幼兒問題行為的關(guān)系中,父親抑郁對幼兒問題行為的直接效應(yīng)顯著,父親教養(yǎng)效能感的單獨中介效應(yīng)顯著,父親民主關(guān)懷、專制粗暴和情感聯(lián)系的單獨中介效應(yīng)顯著,父親教養(yǎng)效能感與上述三個維度的父親教養(yǎng)方式的鏈式中介效應(yīng)也顯著;父親寬容理解的單獨中介效應(yīng)不顯著,其與父親教養(yǎng)效能感的鏈式中介效應(yīng)也不顯著。為了更加準確地反映中介效應(yīng)的大小,依據(jù)溫忠麟等人(2016)的建議,表3中也呈現(xiàn)了中介效應(yīng)相應(yīng)的效應(yīng)量。

    4 討論

    首先,本研究發(fā)現(xiàn)父親抑郁能夠直接正向預測幼兒問題行為,這與以往研究結(jié)果一致(Davé et al., 2008)。一方面,抑郁的父親可能會將某些易感基因和特定神經(jīng)生理結(jié)構(gòu)等中間表型傳遞給幼兒(曹衍淼, 王美萍, 曹叢, 陳光輝, 張文新, 2013),增加幼兒問題行為的幾率;另一方面,根據(jù)認知負荷理論(戴琴, 馮正直, 2008),抑郁的父親更易注意到幼兒發(fā)展過程中的問題行為表現(xiàn),不僅會感知到幼兒更多的問題行為(Johnston & Mash, 1989),且這種過分關(guān)注可能會強化幼兒問題行為(李飛,2018)。這提示研究者,父親的消極情緒狀態(tài)對幼兒問題行為的影響可能是最直接也是最顯著的。因此,本研究建議父親時刻關(guān)注并及時調(diào)整自身的情緒狀態(tài),這對于減少幼兒問題行為的發(fā)生具有重要意義。

    其次,本研究發(fā)現(xiàn)父親的專制粗暴、情感聯(lián)系(否定、拒絕等)、民主關(guān)懷在父親抑郁與幼兒問題行為間起部分中介作用。抑郁的父親對兒童的敏感度和反應(yīng)能力較低,傾向于采用拒絕、否認、專制、懲罰等消極教養(yǎng)方式(Kim & Shin,2013),較少對幼兒表達支持和關(guān)心(Shim & Lim,2019)。根據(jù)社會學習理論(Bandura, 1977),幼兒通過觀察和模仿習得父親的行為方式。如果父親長期使用專制粗暴、否定拒絕等方式,忽視對幼兒的關(guān)心和支持,不僅無法對孩子的問題行為進行監(jiān)督和矯正,反而會使幼兒內(nèi)化該消極行為模式(楊陽, 陳天嬌, 宋潔云, 季成葉, 2017),增加兒童發(fā)生問題行為的幾率。這也進一步提示研究者,在幼兒問題行為的矯正方面,父親教養(yǎng)方式是重要的切入點(Solantaus-Simula, Punam?ki, &Beardslee, 2002)。

    此外,本研究發(fā)現(xiàn),父親的教養(yǎng)效能感能夠在其抑郁與教養(yǎng)方式間起部分中介作用,即父親抑郁會通過降低自身教養(yǎng)效能感來減少父親民主關(guān)懷、增加父親專制粗暴和否定、拒絕等消極教養(yǎng)方式,最終影響幼兒問題行為。教養(yǎng)效能感是教養(yǎng)行為發(fā)起和維持的動力,并決定父親面對教養(yǎng)困境時能否堅持采取適當教養(yǎng)行為(Hastings &Brown, 2002)。然而抑郁的父親更容易對自身教養(yǎng)能力存在負面認知,即傾向于產(chǎn)生較低水平的教養(yǎng)效能感(Heerman et al., 2017),降低對幼兒教養(yǎng)活動的積極投入(李甜甜, 王娟娟, 顧吉有, 徐鶴文, 2019),表現(xiàn)出不關(guān)心理解幼兒、不與幼兒進行情感交流、不對幼兒的問題行為進行恰當?shù)墓芙痰认麡O教養(yǎng)行為(Kim & Shin, 2013),在面對較大的教養(yǎng)困境時甚至采取打罵、言語威脅等方式來處理幼兒的問題行為(Callender, Olson, Choe, &Sameroff, 2012),由此導致幼兒問題行為的消極發(fā)展。不僅如此,本研究還發(fā)現(xiàn),父親的教養(yǎng)效能感能夠在父親抑郁與幼兒問題行為間起部分中介作用。根據(jù)心理控制源理論(鐘慧, 李鳴, 2004),抑郁的父親更傾向于外控型,即認為幼兒的成長是由超出父親自身能力的外部因素控制的,自己無力應(yīng)對兒童的問題行為,進而也在一定程度上“縱容”了幼兒問題行為的滋生和發(fā)展(Tone,Goodfellow, & Nowicki, 2012)。

    表 3 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

    值得注意的是,本研究發(fā)現(xiàn),父親教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式各維度的鏈式中介效應(yīng)量顯著小于它們各自單獨中介的效應(yīng)量。也就是說,父親抑郁對其自身教養(yǎng)方式的效應(yīng)無法完全由父親教養(yǎng)效能感得到解釋;這可能是由于婚姻沖突、社會支持等其他因素也會在其中發(fā)揮一定的影響(Kim &Kim, 2011; Taraban et al., 2019)。當然,這并不意味著父親教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式的鏈式中介作用就不重要。正如前文所述,教養(yǎng)效能感是父親實施積極教養(yǎng)的動力來源,如果父親能提升自身的教養(yǎng)效能感,也會促進其教養(yǎng)方式,進而能夠降低幼兒發(fā)生問題行為的風險,呵護幼兒健康成長。

    綜上所述,父親抑郁是幼兒問題行為發(fā)展的風險因素,會對父親的教養(yǎng)效能感和教養(yǎng)方式產(chǎn)生不良影響,進而對幼兒問題行為產(chǎn)生消極作用;但是從另一個層面來說,高水平的教養(yǎng)效能感以及積極的教養(yǎng)方式是幼兒問題行為發(fā)展的保護因素,可以在一定程度上降低父親抑郁對幼兒問題行為的消極影響。因此,一方面建議父親警惕自身抑郁的心理狀態(tài)對教養(yǎng)效能感尤其是教養(yǎng)行為的消極影響,及時排解;另一方面,在教養(yǎng)幼兒的過程中,父親要主動提升對自身教養(yǎng)能力的自信,積極應(yīng)對教養(yǎng)過程中遇到的困難,在教養(yǎng)幼兒的過程中采用關(guān)懷、民主、陪伴等支持性的養(yǎng)育方式或行為,盡量避免粗暴專制、否定拒絕的教養(yǎng)方式,以減少幼兒問題行為的發(fā)生。

    5 結(jié)論

    (1)父親抑郁、專制粗暴、情感聯(lián)系和幼兒問題行為兩兩之間均顯著正相關(guān),父親教養(yǎng)效能感、民主關(guān)懷、寬容理解兩兩之間均顯著正相關(guān),父親教養(yǎng)效能感、民主關(guān)懷、寬容理解分別與專制粗暴、情感聯(lián)系和幼兒問題行為兩兩之間顯著負相關(guān);(2)父親抑郁對幼兒問題行為起直接預測作用;(3)父親的教養(yǎng)效能感和自身的民主關(guān)懷、專制粗暴、情感聯(lián)系不僅可以分別在父親抑郁與幼兒問題行為之間起部分中介作用,而且可以在父親抑郁與幼兒問題行為之間起鏈式中介作用。

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