家庭氛圍、子女生活滿意度與心理健康代際傳遞的關(guān)系：親子性別和子女年齡的差異 *

李啟明 王紀(jì)婷

(西南交通大學(xué)心理研究與咨詢中心，西南交通大學(xué)應(yīng)用心理學(xué)研究院，成都 611756)

1 引言

心理健康一直備受社會(huì)關(guān)注，而青少年群體心理健康問題更是關(guān)注的重點(diǎn)。家庭是子女身心發(fā)展的重要場(chǎng)所，也是子女心理健康發(fā)展的起點(diǎn)和基石，父母在其中扮演了重要角色（邊玉芳 等,2016）。因此，本研究以代際傳遞為研究視角，綜合考察家庭環(huán)境（家庭氛圍）、認(rèn)知過(guò)程（生活滿意度）和親子個(gè)人因素（親子性別和子女年齡）對(duì)心理健康代際傳遞的影響，這對(duì)于社會(huì)營(yíng)造良好的家庭教育環(huán)境，促進(jìn)青少年身心健康發(fā)展和人格健全具有重要意義。

已有研究發(fā)現(xiàn)，心理健康存在代際傳遞效應(yīng)（Chang & Fu, 2020），但較少有研究考察其內(nèi)在作用心理機(jī)制。家庭氛圍是指家庭成員在家庭中的人際互動(dòng)模式，主要包括親子關(guān)系、夫妻關(guān)系和家庭關(guān)系等（Molloy & Pallant, 2002）。Cummings等人（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，父母抑郁能預(yù)測(cè)子女感知到的家庭氛圍，家庭沖突環(huán)境會(huì)進(jìn)一步影響子女的消極情緒體驗(yàn)和心理健康。相關(guān)研究還發(fā)現(xiàn)，在教養(yǎng)子女過(guò)程中，焦慮水平高的父母更多地引發(fā)焦慮的養(yǎng)育行為，以及負(fù)向親子關(guān)系問題（M?ller et al., 2015）。此外，若父母間存在破壞性沖突，其子女也會(huì)產(chǎn)生更多的抑郁傾向（肖雪等, 2017），而和睦的家庭氛圍有利于子女心理健康水平的提升（楊鋮, 劉建平, 2017）。因此，家庭氛圍可能在父母心理健康與子女心理健康之間起重要中介作用。

親子性別對(duì)心理健康代際傳遞也可能會(huì)產(chǎn)生影響，但還存在較大爭(zhēng)議性。從社會(huì)性別角度來(lái)看，相較于男性，女性更易形成消極的認(rèn)知模式，其抑郁癥患病率是男性的兩倍（Bromet et al.,2011）。同時(shí)，在多數(shù)家庭里，母親比父親更多地參與家庭教養(yǎng)，花更多時(shí)間與子女互動(dòng)，被視為家庭“守門人”或“管理員”，對(duì)子女影響也更明顯（鄒盛奇 等, 2019）。因此，多數(shù)研究關(guān)注母親心理健康問題與子女心理健康的關(guān)系（Gon?alves et al., 2016），而忽略了父親在其中的作用。但隨著社會(huì)變遷，父親越來(lái)越多地參與到親子互動(dòng)過(guò)程中（Jones & Mosher, 2013），在子女社會(huì)化過(guò)程中也扮演著愈發(fā)重要的角色（Daniel et al., 2016），因此有必要探討父親在代際傳遞效應(yīng)中的作用。此外，子女性別也可能影響心理健康代際傳遞。例如，有研究發(fā)現(xiàn)，母親的抑郁僅能預(yù)測(cè)女兒的心理健康（Mason et al., 2017），另有研究卻發(fā)現(xiàn)，母親的抑郁可以預(yù)測(cè)兒子和女兒的心理健康（Andreas et al., 2018）。鑒于缺乏對(duì)父親心理健康的關(guān)注，以及親子性別的影響效應(yīng)的爭(zhēng)議性，故有必要探討親子性別在心理健康代際傳遞中的差異。

此外，根據(jù)家庭生命階段發(fā)展論，從青少年期到成年期，子女經(jīng)歷個(gè)體化發(fā)展、生命階段及角色變遷，親子互動(dòng)形式會(huì)隨子女年齡增長(zhǎng)而呈現(xiàn)連續(xù)性與變化性（周玉慧, 2015），因此親子心理健康代際傳遞效應(yīng)也可能因子女年齡而具有差異性。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，家庭環(huán)境因素包括親子間互動(dòng)關(guān)系的變化會(huì)影響青少年至成年初期的心理健康狀況（周玉慧, 2015）。但較少有研究同時(shí)比較父母和家庭環(huán)境因素在青少年子女和成年子女心理健康中的差異性。因此，同時(shí)考察青少年子女和成年子女，有助于進(jìn)一步厘清親子心理健康代際傳遞效應(yīng)。

綜上，本研究以家庭親子為被試，考察家庭氛圍、子女生活滿意度、親子性別和子女年齡與心理健康代際傳遞的關(guān)系，并提出假設(shè)：父母心理健康都正向預(yù)測(cè)子女心理健康，家庭氛圍和子女生活滿意度在心理健康代際傳遞之間起中介作用；且親子性別、子女年齡在心理健康代際傳遞過(guò)程中具有差異性。

2 研究方法

2.1 被試

采取方便抽樣方式，入戶調(diào)查湖北省和四川省兩地的379 戶家庭的親子被試，另有212 名心理學(xué)和教育學(xué)的本科生及其父母參與調(diào)查，親子調(diào)查問卷裝入一個(gè)檔案袋中，暑假帶回家填寫，開學(xué)時(shí)交回，最終獲得591 個(gè)家庭有效樣本。子女被試為591 名，244 名男性子女，347 名女性子女，年齡范圍 14～35 歲（平均年齡 20.05±5.49 歲），其中215 名為青少年子女（年齡范圍15～18 歲），占36.38%，以及376 名為成年子女（年齡范圍19～35 歲），占63.62%；初中及以下、高中（包括中專）和本科（包括大專）及以上分布情況依次為：23.86%、32.66%、43.49%。在有效家庭樣本中，父親被試為556 名（35 名父親缺失），樣本有效率為：94.08%，父親年齡范圍36～68 歲（平均年齡45.55±6.29 歲）。在有效家庭樣本中，母親被試為536 名（55 名母親缺失），有效樣本為90.69%，母親年齡范圍35～64 歲（平均年齡43.87±6.16 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 心理健康量表

采用張楊等人（2008）修訂的一般健康量表（GHQ-12），該量表在18～95 歲的不同年齡群體被試中具有良好信效度。該量表包括12 個(gè)項(xiàng)目，積極項(xiàng)目和消極項(xiàng)目（反向計(jì)分）各半，采用4 點(diǎn)計(jì)分方式，從1（“從不”）到4（“經(jīng)常”），反向計(jì)分題目進(jìn)行了轉(zhuǎn)換，得分越高，表示被試的心理健康水平越高。在父親、母親、子女的測(cè)試中，該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)分別為 0.75、0.76、0.79。

2.2.2 家庭氛圍量表

2.1臨床療效 研究組治療總有效率為96.88%,較對(duì)照組75.00%明顯更高,差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。見表1。

采用Molloy 和Pallant（2002）編制的家庭氛圍量表，該量表主要考察家庭成員之間的關(guān)系狀況，如“我的家里總是充滿緊張和爭(zhēng)論”。量表包括10 個(gè)項(xiàng)目，采取5 點(diǎn)計(jì)分方式，從1（“完全不同意”）到5（“完全同意”），量表中的反向計(jì)分題目進(jìn)行了轉(zhuǎn)換，得分越高，表示被試所在家庭的氛圍越和諧。子女被試完成該量表，該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.63。

2.2.3 生活滿意度量表

采用Diener 等人（2013）編制的生活滿意度量表。該量表包括5 個(gè)項(xiàng)目，采用7 點(diǎn)計(jì)分方式，從1（“強(qiáng)烈反對(duì)”）到7（“極力贊成”），得分越高，表示被試生活滿意度越高。子女被試完成該量表，該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.86。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS19.0 和Amos17.0 統(tǒng)計(jì)軟件完成相關(guān)數(shù)據(jù)分析處理。

3 結(jié)果

3.1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，青少年子女的生活滿意度顯著高于成年子女（t=3.31, p＜0.01, d=0.99），而其它研究變量的性別和年齡段差異不顯著（ps＞0.05）。各變量進(jìn)行了描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，見表1。結(jié)果顯示，各個(gè)研究變量之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（ps＜0.01）。

表 1 各研究變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

3.2 親子心理健康代際傳遞：家庭氛圍和子女生活滿意度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采取結(jié)構(gòu)方程模型，將父母心理健康作為自變量，子女心理健康作為因變量，家庭氛圍和子女生活滿意度作為中介變量，建構(gòu)親子心理健康代際傳遞模型。在模型中，父親樣本量為556，母親樣本量為536，子女樣本量為591，父母的缺失值采取均值替換的方法處理。在建模過(guò)程中，逐步刪除了母親心理健康→子女生命滿意度的不顯著路徑之后運(yùn)行模型，并再次刪除父親心理健康→家庭氛圍的不顯著路徑之后運(yùn)行模型，獲得最優(yōu)模型，見圖1。該模型各項(xiàng)擬合指數(shù)為：χ2/df=2.11，GFI=0.99，AGFI=0.98，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.04。

圖 1 親子心理健康代際傳遞模型

Bootstrap（N=2000）檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，該模型所有路徑的估計(jì)值區(qū)間不包括0，結(jié)果見表2。父母心理健康都能正向預(yù)測(cè)子女心理健康，母親心理健康能夠通過(guò)家庭氛圍和子女生活滿意度為中介變量正向預(yù)測(cè)子女心理健康，而父親心理健康僅能通過(guò)子女生活滿意度為中介變量正向預(yù)測(cè)子女心理健康。該模型總效應(yīng)值為0.45，母親心理健康對(duì)子女心理健康的總效應(yīng)值為0.19，占總效應(yīng)值的41.83%，父親心理健康對(duì)子女心理健康的總效應(yīng)值為0.26，占總效應(yīng)值的58.17%。

表 2 路徑效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的 Bootstrap 分析

3.3 兒子和女兒的親子心理健康代際傳遞模型

在進(jìn)行多組模型比較時(shí)，絕大多數(shù)研究都是采取模型路徑等同性進(jìn)行比較（武淑琴, 張巖波,2011），因此本研究也采取該方法進(jìn)行分析。分別建構(gòu)父母與兒子的心理健康代際傳遞模型，見圖2，以及父母與女兒的心理健康代際傳遞模型，見圖3。在這個(gè)過(guò)程中，分別檢驗(yàn)不同路徑在兒子和女兒模型中的顯著性，若某條路徑在在兒子和女兒模型中都不顯著，將不保留該路徑，但某條路徑僅在兒子或女兒模型中顯著，將保留該路徑。兒子模型各項(xiàng)擬合指數(shù)為：χ2/df=0.36，GFI=0.99，AGFI=0.99，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.00。女兒模型各項(xiàng)擬合指數(shù)為：χ2/df=0.01，GFI=0.99，AGFI=0.99，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.00。同時(shí)，Bootstrap（N=2000）檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除母親心理健康對(duì)兒子心理健康和兒子生活滿意度的預(yù)測(cè)路徑不顯著，其他所有路徑都顯著。

圖 2 父母與兒子的心理健康代際傳遞模型

圖 3 父母與女兒的心理健康代際傳遞模型

采取結(jié)構(gòu)方程模型多組模型比較分析兩個(gè)模型的恒等性，結(jié)果顯示，兩個(gè)模型皆具有恒定性（Δχ2=10.56, Δdf=7, p＞0.05）。然而，該指數(shù)僅檢驗(yàn)了兩個(gè)模型整體性的χ2差異性，但還需要比較模型之間路徑系數(shù)的差異性（榮泰生, 2009）。進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，母親心理健康對(duì)兒子心理健康的路徑系數(shù)不顯著（p＞0.05），母親心理健康正向預(yù)測(cè)女兒心理健康，其路徑系數(shù)為（β=0.18, p＜0.01）；以及母親心理健康對(duì)兒子生活滿意度的路徑系數(shù)不顯著（p＞0.05），母親心理健康正向預(yù)測(cè)女兒生活滿意度，其路徑系數(shù)為（β=0.14, p＜0.01）。

此外，進(jìn)一步比較模型效應(yīng)值發(fā)現(xiàn)，兒子模型中的總效應(yīng)值為0.34，母親心理健康對(duì)兒子心理健康的總效應(yīng)值為0.10，占總效應(yīng)的29.85%，而父親心理健康對(duì)兒子心理健康的總效應(yīng)值為0.25，占總效應(yīng)的70.15%。女兒模型中的總效應(yīng)值為0.50，母親心理健康對(duì)女兒心理健康的總效應(yīng)值為0.26，占總效應(yīng)的52.51%，而父親心理健康對(duì)女兒心理健康的總效應(yīng)值為0.24，占總效應(yīng)的47.49%。

3.4 青少年子女和成年子女的親子心理健康代際傳遞模型

采取與兒子和女兒模型類似的建構(gòu)方式，建構(gòu)了父母與青少年子女的心理健康代際傳遞模型，見圖4，以及父母與成年子女的心理健康代際傳遞模型，見圖5。青少年子女模型各項(xiàng)擬合指數(shù)為：χ2/df=0.19，GFI=0.99，AGFI=0.99，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.00。成年子女模型各項(xiàng)擬合指數(shù)為：χ2/df=4.78，GFI=0.99，AGFI=0.93，NFI=0.97，CFI=0.97，RMSEA=0.08。同時(shí)，分別采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 法重復(fù)抽樣2000 次（95% 置信水平）檢驗(yàn)其路徑的顯著性。除母親心理健康對(duì)青少年子女的心理健康和生活滿意度的預(yù)測(cè)路徑不顯著，其他所有路徑都顯著。

圖 4 父母與青少年子女的心理健康代際傳遞模型

圖 5 父母與成年子女心理健康代際傳遞模型

采取結(jié)構(gòu)方程模型多組模型比較，考察父母與青少年子女和成年子女模型的恒等性，結(jié)果顯示，兩個(gè)模型皆具有恒定性（Δχ2=9.03, Δdf=5,p＞0.05）。母親心理健康對(duì)青少年子女生活滿意度的路徑系數(shù)不顯著（p＞0.05），但對(duì)成年子女生活滿意度預(yù)測(cè)路徑系數(shù)顯著，其路徑系數(shù)為β=0.17，p＜0.01，以及母親心理健康對(duì)青少年年子女心理健康的直接路徑系數(shù)不顯著（p＞0.05），但對(duì)成年子女心理健康預(yù)測(cè)路徑系數(shù)顯著，其路徑系數(shù)為β=0.38， p＜0.01。

進(jìn)一步比較模型效應(yīng)值發(fā)現(xiàn)，青少年子女模型中的總效應(yīng)值為0.41，母親心理健康對(duì)青少年子女心理健康的總效應(yīng)值為0.06，占總效應(yīng)的14.78%，而父親心理健康對(duì)青少年子女心理健康的總效應(yīng)值為0.35，占總效應(yīng)的85.22%。成年子女模型中的總效應(yīng)值為0.67，母親心理健康對(duì)成年子女心理健康的總效應(yīng)值為0.49，占總效應(yīng)的72.28%，而父親心理健康對(duì)成年子女心理健康的總效應(yīng)值為0.19，占總效應(yīng)的27.72%。

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，父母心理健康均正向預(yù)測(cè)子女心理健康。以往研究也發(fā)現(xiàn)，為人父母期間，父母所經(jīng)歷的精神癥狀對(duì)子女成長(zhǎng)過(guò)程中的心理健康會(huì)造成負(fù)面影響（Landstedt & Almquist, 2019）。根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論，子女可通過(guò)觀察和模仿父母應(yīng)對(duì)環(huán)境的緊張、焦慮、抑郁等不良情緒反應(yīng)，進(jìn)而表現(xiàn)出相似的行為和經(jīng)歷相似的心理狀態(tài)（Kendler & Gardner, 2017），反之，如果父母具有良好心理健康，子女也可習(xí)得父母積極情緒管理，保障和提升心理健康。因此，父母心理健康能夠正向預(yù)測(cè)子女心理健康。

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭氛圍和子女生活滿意度在親子心理健康代際傳遞中起了重要中介作用。以往研究也發(fā)現(xiàn)，父母心理健康會(huì)影響親子之間的親密關(guān)系和沖突頻率（M?ller et al., 2015），而親子關(guān)系是家庭氛圍的重要組成部分。父母心理健康問題還會(huì)導(dǎo)致子女較低的生活滿意度水平，而較低水平的生活滿意度又是引發(fā)青少年早期的焦慮、抑郁等內(nèi)化問題，以及酒精依賴等外化行為的重要因素（Fergusson et al., 2015）。從家庭系統(tǒng)理論的溢出假說(shuō)（邊玉芳 等, 2016）角度來(lái)看，有心理健康問題的父母（個(gè)人）可能會(huì)對(duì)配偶（父母子系統(tǒng)）和子女（親子子系統(tǒng)）都產(chǎn)生消極的影響，父母心理健康通過(guò)直接和間接路徑進(jìn)一步影響子女的心理健康。因此，家庭氛圍和子女生活滿意度在心理健康代際傳遞中起重要中介作用。

進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，僅母親心理健康能通過(guò)家庭氛圍為中介變量正向預(yù)測(cè)子女心理健康。這可能由于在家庭互動(dòng)過(guò)程中，家庭內(nèi)部的個(gè)體及各子系統(tǒng)間既相互聯(lián)系又相互制約，但母親對(duì)整個(gè)家庭互動(dòng)和家庭環(huán)境都會(huì)產(chǎn)生更大影響（鄒盛奇等, 2019）。同時(shí)，高焦慮和抑郁水平的母親會(huì)對(duì)其子女進(jìn)行言語(yǔ)及身體攻擊（Turney, 2011），這可能會(huì)使得母子女間溝通互動(dòng)機(jī)會(huì)減弱，交流次數(shù)變少，也可能導(dǎo)致子女心理健康問題。此外，母親還可能會(huì)限制父親參與子女教養(yǎng)的內(nèi)容和范圍，造成父子關(guān)系較為一般或父子溝通較少，從而導(dǎo)致父親心理健康通過(guò)家庭氛圍對(duì)子女心理健康的預(yù)測(cè)不顯著。特別是受中國(guó)傳統(tǒng)性別角色觀念的影響，母親會(huì)比父親更多地參與家庭互動(dòng)和子女教養(yǎng)，通過(guò)相互作用、情感聯(lián)系以及資源流動(dòng)來(lái)參與家庭氛圍。因此，與父親相比，母親的心理健康更能影響整個(gè)家庭氛圍的溫度與和諧程度，并進(jìn)一步影響子女的心理健康。

跨子女性別組檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，母親心理健康僅正向預(yù)測(cè)女兒的生活滿意度和心理健康，父子之間心理健康代際傳遞效應(yīng)高于父女。根據(jù)社會(huì)化理論性別角色模型，同性別更利于親子關(guān)系親密性，增加同性別親子之間的代際傳遞效應(yīng)。有研究發(fā)現(xiàn)，母親與女兒之間的親密程度更高，女兒對(duì)母親抑郁的感知更敏感（Hankin et al., 2007）。Powdthavee 和Vignoles（2008）的研究也發(fā)現(xiàn)，母親的心理痛苦僅對(duì)女兒的生活滿意度有影響，母親心理健康更容易影響女兒的生活滿意度和心理健康。關(guān)于父親的影響，其研究結(jié)果各不相同，有研究表明父親抑郁對(duì)女兒影響更大（Reeb et al.,2015），或?qū)鹤佑绊懜螅ˋndreas et al., 2018）。本研究結(jié)果支持了后者，父親對(duì)兒子生活滿意度預(yù)測(cè)系數(shù)也略高于女兒，但差異性未達(dá)到顯著水平。父母對(duì)同性別子女的成長(zhǎng)承擔(dān)著更大責(zé)任并會(huì)給予更多教養(yǎng)，更利于親子關(guān)系親密性，因此促進(jìn)了同性別親子之間心理健康的代際傳遞效應(yīng)。

跨子女年齡組檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，母親對(duì)子女心理健康的作用效應(yīng)隨子女年齡增長(zhǎng)而增強(qiáng)，父親的作用效應(yīng)卻在減弱。有研究發(fā)現(xiàn)，母親心理健康對(duì)子女成年之后的教育程度、未來(lái)家庭收入和犯罪可能性的影響力更大，但父親的影響效應(yīng)卻相對(duì)較?。↗ohnston et al., 2013）。一項(xiàng)關(guān)于價(jià)值觀代際傳遞的研究發(fā)現(xiàn)，從青少年到成年早期，母親對(duì)子女影響力隨年齡增長(zhǎng)而保持穩(wěn)定的影響力，但父親對(duì)子女的影響卻在逐漸下降（Cemalcilar et al.,2018），這與本研究結(jié)論具有一定相似性。這可能由于父親和母親與子女互動(dòng)模式具有差異性，當(dāng)父親心理壓力較大時(shí)往往會(huì)直接表現(xiàn)出消極教養(yǎng)行為（如體罰）和較少的親子情感互動(dòng)（Wilson &Durbin, 2010）。但隨著成年子女逐漸獨(dú)立，越來(lái)越少地依賴家庭，父親對(duì)成年子女的直接管教也會(huì)逐漸下降，因此父親對(duì)子女心理健康的影響效應(yīng)也隨之而下降。而母親心理健康更可能與子女情感依賴有關(guān)，母親更有可能將自己的消極情緒體驗(yàn)與成年子女分享，以及子女也隨著年齡增長(zhǎng)而更加理解母親消極情緒，因此母親對(duì)子女心理健康的作用效應(yīng)也可能隨年齡增長(zhǎng)而增強(qiáng)。

從理論角度來(lái)看，本研究結(jié)果充實(shí)了心理健康代際傳遞效應(yīng)的作用機(jī)制，為積極家庭氛圍的建立和生活滿意度的提高提供理論基礎(chǔ)和指導(dǎo)。從實(shí)踐角度來(lái)看，父母心理健康與家庭氛圍密切相關(guān)，是影響子女心理健康的重要前因變量，這為心理健康教育提供了參考重要依據(jù)。但本研究是橫斷調(diào)查研究，其因果推論還需追蹤研究設(shè)計(jì)，以及親子心理健康之間還可能存在交互影響效應(yīng)。此外，本研究?jī)H調(diào)查了每個(gè)家庭中一名子女及其父母，不包含其兄弟姐妹，未來(lái)研究還需考察父母對(duì)家庭中不同性別和年齡子女的差異性。

5 結(jié)論

（1）父母心理健康均正向預(yù)測(cè)子女心理健康，家庭氛圍和子女生活滿意度在其中起了重要中介作用；（2）較之于父親，母親心理健康對(duì)家庭氛圍的預(yù)測(cè)效應(yīng)更顯著，母親能以家庭氛圍和生活滿意度為鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪轭A(yù)測(cè)子女心理健康，父親心理健康僅以生活滿意度為中介預(yù)測(cè)子女心理健康；（3）母親心理健康僅能直接預(yù)測(cè)女兒的生活滿意度和心理健康，父子間代際傳遞效應(yīng)高于父女，以及母親對(duì)子女的影響效應(yīng)隨子女年齡增長(zhǎng)而提高，父親的影響效應(yīng)卻在下降。