家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的測(cè)量學(xué)評(píng)估及其在父母教養(yǎng)方式干預(yù)研究中的應(yīng)用

楊菡滌?王一諾?豆文娟?苑媛

摘 要｜基于意象對(duì)話(huà)心理學(xué)的理論和實(shí)踐，對(duì)家庭意象投射測(cè)驗(yàn)進(jìn)行首次修訂和測(cè)量學(xué)評(píng)估，并探索該測(cè)驗(yàn)在父母教養(yǎng)方式干預(yù)中的應(yīng)用。研究一考察測(cè)驗(yàn)的信度和效度，結(jié)果表明，測(cè)驗(yàn)具有較好的項(xiàng)目區(qū)分度和結(jié)構(gòu)效度，間隔一個(gè)月的重測(cè)信度為0.67，過(guò)往經(jīng)驗(yàn)維度與兒童期不良經(jīng)歷的相關(guān)系數(shù)在-0.21～-0.17，父母概念維度與自我概念的相關(guān)系數(shù)在0.14～0.21；研究二驗(yàn)證家庭意象與父母教養(yǎng)方式的相關(guān)關(guān)系；研究三采用重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)，圍繞家庭意象對(duì)29名被試實(shí)施每周1次，共計(jì)4次的意象對(duì)話(huà)短程團(tuán)體干預(yù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭意象與父母教養(yǎng)方式呈正相關(guān)，家庭意象越積極，父母教養(yǎng)方式越健康；家庭意象干預(yù)能夠有效減弱父母教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體的消極影響，提高積極影響。這表明，家庭意象投射測(cè)驗(yàn)可用于測(cè)量父母教養(yǎng)方式，圍繞家庭意象實(shí)施短程干預(yù)能夠一定程度地改善父母教養(yǎng)方式帶來(lái)的消極影響，促進(jìn)個(gè)體的身心健康，有助于個(gè)體成長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞｜意象對(duì)話(huà)；家庭意象；投射測(cè)驗(yàn)；父母教養(yǎng)方式；短程干預(yù)

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1 引言

父母教養(yǎng)方式（Parenting Style）是2014年公布的心理學(xué)術(shù)語(yǔ)，指父母教養(yǎng)態(tài)度及其行為的集合，具有跨情境的穩(wěn)定性。它對(duì)子女的身心健康與人格發(fā)展具有深刻而長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響，涉及認(rèn)知、情感、情緒、行為、社會(huì)化等多個(gè)方面［1-4］。國(guó)內(nèi)外已有大量相關(guān)研究，主要探討概念界定、理論構(gòu)架、影響因素、量表編制、教育應(yīng)用等［5-9］。

目前尚存幾點(diǎn)不足：其一，父母教養(yǎng)方式的測(cè)量多為自陳量表，易受社會(huì)贊許性等因素影響；其二，成年人受父母教養(yǎng)方式的影響方面相對(duì)受忽視；其三，現(xiàn)有的測(cè)量研究與臨床干預(yù)存在一定程度的脫節(jié)現(xiàn)象。

有學(xué)者基于意象對(duì)話(huà)心理學(xué)（Imagery Communication Psychology）的理論和實(shí)踐，研發(fā)出《意象投射測(cè)驗(yàn)》。其中，包括《家庭意象投射測(cè)驗(yàn)》，也稱(chēng)《教養(yǎng)方式意象投射測(cè)驗(yàn)》［10］，它運(yùn)用原始認(rèn)知的方式，象征性地呈現(xiàn)原生家庭與父母教養(yǎng)方式的特點(diǎn)及其對(duì)個(gè)體（含成年）的影響，且可集體施測(cè)，不僅有效避免自陳量表常見(jiàn)的社會(huì)贊許性問(wèn)題，還突破了傳統(tǒng)投射測(cè)驗(yàn)的測(cè)量范式，在學(xué)校、醫(yī)院、企業(yè)和社區(qū)的應(yīng)用中取得良好效果。在此基礎(chǔ)上，本研究擬解決三個(gè)問(wèn)題：一是檢驗(yàn)家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的信度和效度；二是考察家庭意象與父母教養(yǎng)方式的關(guān)系；三是圍繞家庭意象實(shí)施意象對(duì)話(huà)短程團(tuán)體干預(yù)，驗(yàn)證其有效性。

這三個(gè)問(wèn)題都涉及一個(gè)基本概念——“意象”。所謂“意象”，是指表意的象，“意”指意義和意圖，“象”是五官可感知的形式，以視覺(jué)形象為主。意象對(duì)話(huà)心理學(xué)認(rèn)為，意象是積聚的潛意識(shí)沖動(dòng)和消極情緒具象化的產(chǎn)物，潛意識(shí)世界以意象為符號(hào)，運(yùn)用潛意識(shí)邏輯在內(nèi)心進(jìn)行推演，從而形成心理敘事［11］。家庭意象是極具代表性的意象之一。

在原生家庭環(huán)境的影響下，兒童形成關(guān)于父母與家庭環(huán)境的意象即家庭意象，這個(gè)意象受到對(duì)父母形象化記憶的影響，并包含個(gè)體的情感附著。從學(xué)齡期開(kāi)始，在個(gè)體與外在世界互動(dòng)的過(guò)程中，個(gè)體會(huì)用內(nèi)在的意象理解外部世界，以?xún)?nèi)在目標(biāo)為能量驅(qū)動(dòng)，試圖在外部世界中達(dá)到現(xiàn)實(shí)化目標(biāo)。逐漸成年后，在認(rèn)知外界事物的過(guò)程中，會(huì)參照他們內(nèi)心中的這些意象和由意象組成的故事［12］，從而影響一生。因此，家庭意象本身承載著心理能量，借助象征意義的深層互動(dòng)，不僅可以呈現(xiàn)個(gè)體的心理現(xiàn)實(shí)，還可以幫助改善其心理現(xiàn)實(shí)［13］。

由此，本研究提出三個(gè)假設(shè)：

H1：首次修訂后的家庭意象投射測(cè)驗(yàn)信效度良好；

H2：家庭意象投射測(cè)驗(yàn)呈現(xiàn)的家庭意象特征與現(xiàn)實(shí)父母教養(yǎng)方式相關(guān)；家庭意象越積極，父母教養(yǎng)方式越健康；

H3：家庭意象短程干預(yù)，能一定程度地減弱父母教養(yǎng)方式對(duì)成年個(gè)體的負(fù)面影響，增強(qiáng)積極影響。

2 研究一 家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的首次修訂與信效度檢驗(yàn)

2.1 被試和程序

本研究采用方便取樣的方法，在問(wèn)卷星發(fā)放問(wèn)卷。樣本1施測(cè)家庭意象投射測(cè)驗(yàn)，回收有效樣本409份。其中，女性225人（55%），男性184人（45%），年齡18～35歲，平均年齡21.63±2.61歲。采用SPSS 21.0和Mplus8軟件，對(duì)量表進(jìn)行項(xiàng)目分析和結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，初步修訂該測(cè)驗(yàn)。

樣本2施測(cè)家庭意象投射測(cè)驗(yàn)、中文兒童期不良經(jīng)歷問(wèn)卷修訂版、中國(guó)大五人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式版、田納西自我概念量表，回收有效樣本387份。其中，女性188人（49%），男性199人（51%），年齡18～50歲，平均年齡22.00±3.35歲。一個(gè)月后，隨機(jī)抽取其中50名被試進(jìn)行重測(cè)。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，計(jì)算家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的內(nèi)部一致性信度、重測(cè)信度與效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

2.2 研究工具

家庭意象投射測(cè)驗(yàn)分為過(guò)往經(jīng)驗(yàn)、人格特質(zhì)和自我概念三個(gè)維度，故選用中文兒童期不良經(jīng)歷問(wèn)卷修訂版、中國(guó)大五人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式版，以及田納西自我概念量表作為效標(biāo)量表，分別驗(yàn)證三個(gè)維度的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

家庭意象投射測(cè)驗(yàn)（Family Imagery Projection Test），由苑媛（2018）研發(fā)，共9個(gè)條目，涉及過(guò)往經(jīng)驗(yàn)、人格特質(zhì)和自我概念三個(gè)維度。對(duì)各條目的計(jì)分以專(zhuān)家評(píng)定的方式進(jìn)行，在1～5分之間賦予不同分值，總分越高，表示其父母教養(yǎng)方式的健康程度越高［13］。

中文兒童期不良經(jīng)歷問(wèn)卷修訂版（The Chinese version of Revised Adverse Childhood Experience Questionnaire），由王艷榮等人（2018）研發(fā)，共14個(gè)條目，包括個(gè)體在18歲之前所遭受的健康、生存、心理、生理方面的實(shí)際或潛在的各種損害。采用0～1評(píng)分法，得分越高，表示兒童期經(jīng)歷越消極［14］。本研究中，其內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.86。

中國(guó)大五人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式版（Chinese Big Five Personality Inventory brief version），由王孟成等人（2011）研發(fā)，共40個(gè)條目，包括外向性、神經(jīng)質(zhì)、嚴(yán)謹(jǐn)性、開(kāi)放性和宜人性五個(gè)維度。采用六點(diǎn)計(jì)分（1為“完全不符合”，6為“完全符合”），每個(gè)維度得分越高，其對(duì)應(yīng)的人格特質(zhì)程度就越高［15］。本研究中，其內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.77。

田納西自我概念量表（Tennessee Self-Concept Scale），由費(fèi)茨（Fitts，1965）編制，林邦杰（1980）進(jìn)行翻譯與修訂，共70個(gè)條目，包括自我認(rèn)同、自我滿(mǎn)意、自我行動(dòng)三個(gè)結(jié)構(gòu)維度。采用五點(diǎn)計(jì)分（1為“完全不相同”，5為“完全相同”），分?jǐn)?shù)越高，表示其自我概念水平越積極［16，17］。本研究中，其內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.87。

2.3 研究結(jié)果

2.3.1 項(xiàng)目區(qū)分度

采用臨界比率法，對(duì)樣本1被試的總得分進(jìn)行排序，將高于和低于平均分一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的劃分為高分組和低分組，進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，兩組被試在各條目上的得分有顯著差異（p<0.001），表明該測(cè)驗(yàn)?zāi)苡行^(qū)分不同水平的被試。之后，采用皮爾遜相關(guān)法，對(duì)家庭意象投射測(cè)驗(yàn)各條目得分與總分進(jìn)行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)其關(guān)聯(lián)為0.28～0.59（p<0.001）。測(cè)驗(yàn)具有良好的項(xiàng)目區(qū)分度。

2.3.2 效度分析

對(duì)第一次施測(cè)的409名被試的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析，采用主成分分析法、正交旋轉(zhuǎn)最大方差法提取共同因素，并根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)確定因素?cái)?shù)目：（1）條目只能在一個(gè)維度上負(fù)荷值大；（2）在該維度上，此條目因子載荷須大于0.40；（3）條目只在一個(gè)因素上負(fù)荷值大。根據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，保留全部9個(gè)條目，將條目重新分為四個(gè)因素。因素分析矩陣中，四個(gè)因子共解釋總變異的58%。

在根據(jù)探索性因素分析初步修訂量表的基礎(chǔ)上，對(duì)條目進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)刪除Q1、Q4、Q7后，結(jié)構(gòu)擬合較好（χ2（6）= 9.506，p=0.147，CFI=0.981，TLI=0.953，RMSEA=0.04，SRMR=0.02，各維度系數(shù)p<0.001）。故保留過(guò)往經(jīng)驗(yàn)維度（Q2、Q3）、人格特質(zhì)維度（Q5、Q6），并將第三個(gè)維度重新命名為父母概念維度（Q8、Q9），共6個(gè)條目。此時(shí)，該測(cè)驗(yàn)具有良好的結(jié)構(gòu)效度，如圖1所示。

2.3.3 信度檢驗(yàn)

本研究中，家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的Cronbachs α系數(shù)為0.42。一個(gè)月后，50名被試的重測(cè)結(jié)果表明，重測(cè)信度為0.67（p<0.001）。該測(cè)驗(yàn)具有較好的跨時(shí)間的穩(wěn)定性。

2.3.4 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

家庭意象投射測(cè)驗(yàn)和中文兒童期不良經(jīng)歷問(wèn)卷修訂版、中國(guó)大五人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式版、田納西自我概念量表的相關(guān)性，如表1所示。其中，家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的過(guò)往經(jīng)驗(yàn)維度與兒童期不良經(jīng)歷的總分、各維度得分均顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在-0.21～-0.17（p<0.001），即兒童期不良經(jīng)歷越少，過(guò)往經(jīng)驗(yàn)越積極；人格特質(zhì)維度與大五人格各維度相關(guān)性較差；父母概念維度與田納西自我概念的總分、各維度得分均顯著正相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)在0.14～0.21（p<0.01），即自我概念越積極，父母意象越積極，假設(shè)1基本成立。

3 研究二 家庭意象與父母教養(yǎng)方式的相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)

3.1 被試和程序

本研究采取方便取樣，在問(wèn)卷星發(fā)放問(wèn)卷，回收有效樣本316份。其中，女性172名（54%），男性144名（46%），年齡18～55歲，平均年齡24.84±6.40歲。

3.2 研究工具

家庭意象投射測(cè)驗(yàn)，同研究一。

父母養(yǎng)育方式評(píng)價(jià)量表（Egma Minnen av Bardndosnauppforstran），由帕瑞斯等人（Perris et al.，1980）編制，汪向東等人（1999）翻譯修訂。該量表包含兩個(gè)分量表。其中，父親量表共58個(gè)項(xiàng)目，分為六個(gè)維度（情感溫暖、理解；懲罰、嚴(yán)厲；過(guò)分干涉；偏愛(ài)被試；拒絕、否認(rèn)；過(guò)度保護(hù)）；母親量表共57個(gè)項(xiàng)目，分為五個(gè)維度（情感溫暖、理解；過(guò)干涉、過(guò)保護(hù)；拒絕、否認(rèn)；懲罰、嚴(yán)厲；偏愛(ài)被試）［18，19］。本研究中，其內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.85。

3.3 研究結(jié)果

3.3.1 家庭意象的總體特點(diǎn)

對(duì)被試的家庭意象進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表2所示。

3.3.2 家庭意象與父母教養(yǎng)方式的關(guān)系

對(duì)家庭意象和父母教養(yǎng)方式的各維度進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，家庭意象總分與父親—懲罰、嚴(yán)厲，父親—偏愛(ài)被試，父親—拒絕、否認(rèn)，母親—拒絕、否認(rèn)，母親—懲罰、嚴(yán)厲，母親—偏愛(ài)被試呈顯著負(fù)相關(guān)，與母親—情感溫暖、理解呈顯著正相關(guān)。

隨后，以家庭意象總分及其各維度分?jǐn)?shù)為自變量，分別以父母教養(yǎng)方式的各維度分?jǐn)?shù)為因變量，控制性別、年齡、教育水平等變量，進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4和表5所示。

結(jié)果表明，父母概念顯著正向預(yù)測(cè)父親—情感溫暖、理解，母親—情感溫暖、理解（p<0.001），負(fù)向預(yù)測(cè)父親—懲罰、嚴(yán)厲，父親—拒絕、否認(rèn)，母親—拒絕、否認(rèn)，母親—懲罰、嚴(yán)厲（p1=0.001，p2=0.025，p3<0.001，p4<0.001）；人格特質(zhì)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)父親—情感溫暖、理解，父親—偏愛(ài)被試，母親—偏愛(ài)被試（p1=0.017，p2=0.019，p3=0.045），正向預(yù)測(cè)母親—過(guò)度干涉、過(guò)度保護(hù)（p1=0.025）；過(guò)往經(jīng)驗(yàn)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)父親—懲罰、嚴(yán)厲，父親—偏愛(ài)被試，父親—拒絕、否認(rèn)，母親—拒絕、否認(rèn)，母親—懲罰、嚴(yán)厲，母親—偏愛(ài)被試（p1=0.017，p2=0.012，p3=0.030，p4=0.043，p5=0.011，p6=0.018）。假設(shè)2基本成立。

4 研究三 意象對(duì)話(huà)短程團(tuán)體干預(yù)及其效果

4.1 被試

干預(yù)研究在北京市某大學(xué)實(shí)施，以保證被試的穩(wěn)定性。起初招募36名學(xué)生（均獲得知情同意并簽訂保密協(xié)議），入組條件：無(wú)嚴(yán)重的生理疾病和心理障礙，不接受其他心理干預(yù)。在干預(yù)過(guò)程中存在被試流失現(xiàn)象，故選取所有干預(yù)均參加、填答問(wèn)卷有效的29名被試作為最終的實(shí)驗(yàn)對(duì)象。其中，男性4名（14%），女性25名（86%），年齡18～26歲，平均年齡21.71±1.97歲。

4.2 研究工具

本研究采用父母養(yǎng)育方式評(píng)價(jià)量表（同研究二）對(duì)父母教養(yǎng)態(tài)度和行為進(jìn)行評(píng)價(jià)，采用自我接納問(wèn)卷、焦慮自評(píng)量表、抑郁自評(píng)量表、人際關(guān)系綜合診斷量表，以及簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷，考察父母教養(yǎng)方式對(duì)成年個(gè)體的影響。

自我接納問(wèn)卷，由叢中和高文鳳（1999）編制，共16個(gè)條目，采用4級(jí)評(píng)分，分為自我接納和自我評(píng)價(jià)兩個(gè)因子。得分越高，自我接納水平越高［20］。本研究中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.93。

焦慮自評(píng)量表，由Zung（1971）編制，王征宇和遲玉芬（1984）翻譯，共20個(gè)條目，采用4級(jí)評(píng)分，主要評(píng)定項(xiàng)目為所定義癥狀的出現(xiàn)頻度。得分越高，焦慮水平越高［21，22］。本研究中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76。

抑郁自評(píng)量表，由美國(guó)杜克大學(xué)威廉莊（Zung，1965）編制，共20個(gè)陳述條目，包含對(duì)精神性情感癥狀、軀體性障礙、精神運(yùn)動(dòng)性障礙和抑郁的心理障礙這四組癥狀的評(píng)估。采用4級(jí)評(píng)分，得分越高，抑郁水平越高［23］。本研究中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

人際關(guān)系綜合診斷量表，鄭日昌等人（1999）編制，共28個(gè)條目，包括交談交流、交際交友、待人接物和異性交往四個(gè)維度，采用5點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高，人際關(guān)系困擾越嚴(yán)重［24］。本研究中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷，解亞寧（1998）結(jié)合我國(guó)人群特點(diǎn)編制，共20個(gè)條目，包括積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)兩個(gè)維度，采用4級(jí)評(píng)分［25］?？偡譃榉e極應(yīng)對(duì)的分?jǐn)?shù)減去消極應(yīng)對(duì)的分?jǐn)?shù)，總分越高，應(yīng)對(duì)方式越積極［19］。本研究中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80。

4.3 研究程序

在干預(yù)實(shí)驗(yàn)進(jìn)行前，先完成基礎(chǔ)資料采集，并發(fā)放父母養(yǎng)育方式評(píng)價(jià)問(wèn)卷、自我接納問(wèn)卷、焦慮自評(píng)量表、抑郁自評(píng)量表、人際關(guān)系綜合診斷量表和簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷，測(cè)查未經(jīng)干預(yù)時(shí)被試對(duì)其父母教養(yǎng)方式的評(píng)價(jià)，以及父母教養(yǎng)方式的影響。隨即，對(duì)被試實(shí)施一周1次，共計(jì)4次的意象對(duì)話(huà)短程團(tuán)體干預(yù)，每次持續(xù)30～50分鐘。在最后一次干預(yù)結(jié)束后，對(duì)被試實(shí)施后測(cè)，再次發(fā)放干預(yù)前所測(cè)問(wèn)卷，獲得被試干預(yù)后的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)意象對(duì)話(huà)短程團(tuán)體干預(yù)效果。

團(tuán)體干預(yù)圍繞家庭意象與父母教養(yǎng)方式產(chǎn)生影響的不同方面進(jìn)行，包括親子關(guān)系建設(shè)、消極情緒釋放、權(quán)威關(guān)系建設(shè)與自信力提升。

4.4 研究結(jié)果

被試在團(tuán)體干預(yù)前后對(duì)父母教養(yǎng)方式的評(píng)價(jià)變化，如表6所示。采用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，對(duì)教養(yǎng)方式的各個(gè)維度逐一檢驗(yàn)。結(jié)果表明，父親—情感溫暖、理解得分顯著上升（t=-2.09，p=0.045），母親—拒絕、否認(rèn)得分顯著下降（t=2.48，p=0.019），說(shuō)明干預(yù)使個(gè)體更好地理解和接納父母，更深刻地感受到與父母的情感鏈接，對(duì)父母教養(yǎng)方式的評(píng)價(jià)與感受更傾向于積極。

在接受團(tuán)體干預(yù)的前后，被試的自我接納水平、抑郁程度、焦慮程度、人際關(guān)系困擾，以及應(yīng)對(duì)方式的變化，如表7所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，被試的抑郁程度和應(yīng)對(duì)方式無(wú)顯著變化，自我接納水平顯著提高（t=-3.32，p=0.002），焦慮程度顯著降低（t=2.13，p=0.042），人際關(guān)系困擾顯著減少（t=3.10，p=0.004）?？梢?jiàn)，家庭意象短程團(tuán)體干預(yù)后，成年個(gè)體受到父母教養(yǎng)方式的負(fù)面影響得到一定程度的削弱，積極影響得到一定程度的增強(qiáng)。假設(shè)3基本成立。

5 討論

5.1 家庭意象投射測(cè)驗(yàn)的首次修訂及測(cè)量學(xué)評(píng)估

家庭意象投射測(cè)驗(yàn)經(jīng)首次修訂后，重測(cè)信度和校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度更符合測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，但內(nèi)部一致性信度不夠理想。內(nèi)部一致性是指項(xiàng)目之間的相關(guān)性，如果條目之間的相關(guān)性高，測(cè)量的是相同的特質(zhì)，則內(nèi)部一致性高［26，27］。但內(nèi)部一致性信度會(huì)隨著條目數(shù)量的降低而降低，故而在判斷量表信度時(shí)，應(yīng)在一定程度上參考條目數(shù)量［28］。首次修訂后的家庭意象投射測(cè)驗(yàn)，僅有6個(gè)條目，3個(gè)維度，可能會(huì)導(dǎo)致各條目間的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)，較為獨(dú)立。但其實(shí)，這種獨(dú)立性恰恰是這類(lèi)投射測(cè)驗(yàn)的一大優(yōu)勢(shì)，可以使其涉及的維度更全面［10］。

在量表效度檢驗(yàn)方面，研究選取了中文兒童期不良經(jīng)歷問(wèn)卷修訂版、中國(guó)大五人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式版和田納西自我概念量表這三個(gè)校標(biāo)量表，分別驗(yàn)證家庭意象投射測(cè)驗(yàn)中過(guò)往經(jīng)驗(yàn)、人格特質(zhì)，以及父母概念三個(gè)維度的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。結(jié)果表明，過(guò)往經(jīng)驗(yàn)和父母概念維度有良好的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，但人格特質(zhì)維度與大五人格得分無(wú)顯著相關(guān)。一方面，大五人格測(cè)驗(yàn)等人格問(wèn)卷基于記憶的語(yǔ)義評(píng)價(jià)，這種評(píng)價(jià)和真實(shí)行為有時(shí)并不一致，其測(cè)得的結(jié)果是被試意識(shí)層面的觀念而不是真實(shí)行為［29］。而家庭意象投射測(cè)驗(yàn)考察的是被試潛意識(shí)里的心理內(nèi)容，因此，這兩種測(cè)量方式得出的結(jié)果不一定明確對(duì)應(yīng)。另一方面，基于意象對(duì)話(huà)心理學(xué)的人格特質(zhì)的分類(lèi)及計(jì)分標(biāo)準(zhǔn)，不能和大五人格各維度存在良好的對(duì)應(yīng)關(guān)系，并不是人格特質(zhì)越健康，其大五人格各維度得分就越積極或消極。例如，題目中的選項(xiàng)“糖果房”意象相比于其他選項(xiàng)具有更高的外傾性，然而這反映出成年被試的心理狀態(tài)仍然滯留在兒童期，自我保護(hù)能力較弱（似糖果易碎易化），健康度并不是選項(xiàng)中最高的；“木房”和“磚房”意象相比于“糖果房”的外傾性和開(kāi)放性低，則象征被試更有心理邊界與自我保護(hù)能力，心理健康度更高。

5.2 家庭意象與父母教養(yǎng)方式的相關(guān)關(guān)系

朱建軍（2021）研發(fā)了一個(gè)探索原生家庭及其影響的起始意象，引導(dǎo)個(gè)體在想象中走上一條通往兒時(shí)的家的路，找到家的時(shí)候，發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)變成一座電影院。走進(jìn)電影院，憑感覺(jué)找一個(gè)位置坐下來(lái)，觀看正在放映的一個(gè)電影片段，體會(huì)當(dāng)下的感受。就象征意義而言，這個(gè)起始意象中的“電影院”代表潛意識(shí)里的原生家庭，“位置”代表想象者所認(rèn)同的自己的家庭地位，“電影片段”和“觀影感受”代表原生家庭帶給自己的影響及其內(nèi)在感受。臨床實(shí)踐表明，想象者的父母教養(yǎng)方式越健康，家庭意象（電影片段）越積極健康，內(nèi)在感受（觀影感受）越愉悅；反之，若想象者的父母教養(yǎng)方式存在更多沖突、忽視、壓制等，電影片段則更多出現(xiàn)戰(zhàn)爭(zhēng)、荒漠、監(jiān)獄等意象，從而引發(fā)恐懼、悲傷、憤怒等情緒［30］。

這與根據(jù)默里·波文的家庭系統(tǒng)理論相符合。該理論認(rèn)為，家庭是一個(gè)復(fù)雜而有機(jī)的系統(tǒng)，其中各個(gè)成員之間相互影響和相互依賴(lài)。家庭系統(tǒng)中存在著不同層次和維度的結(jié)構(gòu)和功能，如家庭氛圍、溝通模式、決策權(quán)力等。這些因素會(huì)影響家庭成員之間的關(guān)系質(zhì)量和滿(mǎn)意度，從而影響到子女的心理健康和發(fā)展［31］。

5.3 家庭意象的團(tuán)體干預(yù)效果

榮格認(rèn)為，通過(guò)體驗(yàn)無(wú)意識(shí)意象，意識(shí)就能夠?qū)⑿睦砟芰繌臒o(wú)意識(shí)的掌握中釋放出來(lái)，從而使個(gè)體的心理問(wèn)題得到治愈［32］，這也正是本次干預(yù)發(fā)揮效果的基礎(chǔ)。大量相關(guān)研究表明，父母教養(yǎng)方式對(duì)于子女的親子關(guān)系、權(quán)威關(guān)系、情緒基調(diào)和自信心，能夠產(chǎn)生重大影響。所以，在干預(yù)研究部分，通過(guò)體驗(yàn)意象的方式，有針對(duì)性地提升個(gè)體的覺(jué)察力和感受力，并引導(dǎo)個(gè)體帶著覺(jué)察去釋放意象所承載的消極感受和消極情緒，改善潛意識(shí)里的親子關(guān)系和權(quán)威關(guān)系，重塑健康的應(yīng)對(duì)方式［11］，從而增強(qiáng)自信心和自我接納度，削弱不健康的父母教養(yǎng)方式所帶來(lái)的消極影響。這與以往的研究結(jié)果相一致［33-35］。

5.4 研究不足與展望

（1）效標(biāo)問(wèn)卷選取問(wèn)題。本研究中大五人格與家庭意象投射測(cè)驗(yàn)中人格特質(zhì)維度無(wú)顯著相關(guān)，說(shuō)明該效標(biāo)選取存在問(wèn)題。在后續(xù)研究中可以重新選取更為合適的效標(biāo)，并進(jìn)一步修訂家庭意象投射測(cè)驗(yàn)，以提升其信效度水平。

（2）取樣存在偏差。此次研究中的問(wèn)卷發(fā)放過(guò)程并未隨機(jī)取樣，研究樣本多為在校大學(xué)生，同質(zhì)性較高，且未對(duì)其原生家庭情況、心理健康水平進(jìn)行篩選；研究三的被試數(shù)量偏少且未設(shè)立對(duì)照組，結(jié)果容易隨時(shí)間或環(huán)境影響產(chǎn)生系統(tǒng)性偏差。未來(lái)研究應(yīng)在取樣上更全面，納入不同年齡、教育程度、職業(yè)群體；對(duì)不同原生家庭情況被試分組比較；增加對(duì)照組，增加樣本數(shù)，并控制其他可能干擾因素，使結(jié)果更具有推廣性。

（3）本研究?jī)H對(duì)干預(yù)前后各結(jié)果進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，未探討意象對(duì)話(huà)團(tuán)體干預(yù)的具體影響機(jī)制。并且，沒(méi)有進(jìn)行追蹤研究，缺乏短程干預(yù)的長(zhǎng)期效果檢驗(yàn)。未來(lái)應(yīng)完善研究設(shè)計(jì)，討論意象對(duì)話(huà)干預(yù)提升個(gè)體心理健康水平的具體影響機(jī)制。

6 結(jié)論

（1）首次修訂的《家庭意象投射測(cè)驗(yàn)》具有良好的信度和效度；

（2）家庭意象與父母教養(yǎng)方式有關(guān)聯(lián)，家庭意象能夠反映出父母教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體的深層影響；

（3）家庭意象短程團(tuán)體干預(yù)后，成年個(gè)體受到父母教養(yǎng)方式的負(fù)面影響得到削弱，積極影響得到增強(qiáng)。

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The Psychometric Assessment of the Family Imagery Projection Test and Its Application in Parenting Style Intervention Research

Yang Handi Wang Yinuo Dou Wenjuan Yuan Yuan

Department of Psychology， School of Sociology and Psychology， Central University of Finance and Economics， Beijing

Abstract： Based on the theory and practice of Imagery Communication Psychology， this paper conducted the first revision and measurement evaluation of the Family Imagery Projection Test， and explored the application of the test in the intervention of parenting style. Study 1 examined the reliability and validity of the test， and the results showed that the test had good item discrimination and construct validity， with a retest reliability of 0.67 at a one-month interval， a correlation coefficient between experience dimension and adverse childhood experiences of -0.21 ～ -0.17， and a correlation coefficient of parental concept dimension and self-concept of 0.14 ～ 0.21. Study 2 aimed to validate the correlation between family imagery and parenting styles. Study 3 employed a repeated measures design， implementing a one-week， four-session group intervention focusing on family imagery with 29 participants. The results indicated a positive correlation between family imagery and parenting styles， suggesting that more positive family imagery is associated with healthier parenting styles. The family imagery intervention effectively mitigated the negative impact of parenting styles on individuals and enhanced positive influences. This suggests that the Family Imagery Projection Test can be used to measure parenting styles. The implementation of short-term intervention around family imagery can improve the negative impact of parenting styles to a certain extent， promote the physical and mental health of individuals， and contribute to individual growth.

Key words： Imagery communication psychology; Family imagery; Rojective test; Parenting style; Short-term intervention