1. 引言
1.1. 父母教养方式
父母教养方式(Parenting Style)是指父母对子女的教养观念、行为和情感表达的组合，具有跨情境的稳定性，能够反映亲子互动的现实(Darling & Steinberg, 1993; 张文新，1999)。Prevatt (2003)将父母教养方式看成是一种稳定的态度和信念。通过大量的临床实践，越来越多的研究者认为父母教养方式不仅与心理异常高度相关，而且对正常健康人格的形成和良好社会适应能力的形成也有重要影响(刘根义等，2000；王丽，傅金芝，2005；江琴娣，2014；郭炜砾，2018)。
1.2. 家庭环境亲密度
家庭亲密度是指家庭成员，多数是指父母与子女之间有良好的情感互动，较强的人际关联，该指标反映了家庭中互相理解、互相支持、和谐融洽的积极关系。提升家庭环境的亲密度，能够促使儿童的问题行为发生率降低，如陈洪岩等人发现家庭环境中的亲密度、知识性、道德宗教观、组织性等因子对减少初中生独生子女的攻击行为有积极影响。郑希付(1996)研究发现个体存在的一些异常行为与所在家庭的亲密度有显著的正相关关系，也就是说家庭功能越差，子女就会产生更多的异常行为。
1.3. 问题行为
儿童的问题行为是儿童发展过程中的一种常见现象，主要表现为攻击与抵抗、违纪、焦虑与抑郁、退缩和各种身体不适等方面。外化问题行为主要是指违反社会标准和思想道德的行为，表现为违反纪律、攻击行为、财物损害等(罗兴华，2015)。内化问题行为主要包括个体出现的一些焦虑、恐惧、抑郁、退缩等不良情绪。
1.4. 研究假设
近年来，研究者越来越关注家庭环境因素在儿童成长过程中的作用，尤其是家庭环境亲密度对儿童心理健康的影响。研究表明，家庭环境亲密度较高的儿童更容易形成良好的社会适应能力，而家庭环境亲密度较低则可能导致儿童行为问题的增加(陈洪岩等，2014)。然而，现有研究较少系统地探讨父母教养方式、家庭环境亲密度与儿童问题行为之间的关系，特别是家庭环境亲密度在其中可能起到的中介作用。因此，深入研究家庭教养方式如何通过家庭环境亲密度影响儿童的问题行为，对于理解儿童心理发展机制及家庭教育的优化具有重要理论和实践意义。
本研究提出研究假设如下：
(1) 教养方式与儿童问题行为之间存在相关关系；
(2) 教养方式对家庭环境亲密度有显著影响；
(3) 家庭环境亲密度影响儿童的问题行为；
(4) 家庭环境亲密度在专制型的教养方式和儿童问题行为之间起中介作用，同时家庭环境亲密度在权威型的教养方式和儿童问题行为之间起中介作用。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究采用随机抽样法，在贵州省黔西南州册亨县内几所小学、初中抽取170名4~16岁儿童的家庭作为调查。研究共发放问卷170份，去除不认真作答的23个家庭后，有效回收问卷147份(有效问卷比率为86.5%)。儿童的实际年龄从4岁到16岁，男性儿童与女性儿童比例相当，男生占50.3%，女生占49.7%。
2.2. 研究工具
2.2.1. 父母教养方式问卷(PSDQ)
采用由Robinson et al. (1995)编写的父母教养方式与维度问卷来测量父母教养方式。该问卷共计31题，包括权威教养、专制教养、纵容教养三个维度。本研究选取权威教养和专制教养两个维度，共26个题目。从“从不这样”到“总是这样”进行5点计分。本研究中权威型教养方式的Cronbach α系数为0.92，专制型教养方式的Cronbach α系数为0.88，各子维度的Cronbach α系数处于0.69~0.86 (见表1)，都超过了0.6可接受水平，表明各维度都具有较高的可靠性。
Table 1. Internal consistency of the dimensions of the Parenting Styles and Dimensions Questionnaire (PSDQ)
表1. 父母教养方式问卷(PSDQ)各维度内部一致性
各维度名称 |
包含题项 |
Cronbach α |
温暖/接受维度(7) |
1, 2, 5, 6, 8, 10, 11 |
0.86 |
推理/归纳维度(4) |
3, 12, 14, 24 |
0.71 |
民主参与维度(4) |
16, 18, 19, 20 |
0.83 |
权威型教养方式(15) |
1, 2, 3, 5, 6, 8, 10, 11, 12, 14, 16, 18, 19, 20, 24 |
0.92 |
物理强制维度(5) |
15, 21, 22, 23, 25 |
0.81 |
言语敌对维度(3) |
9, 17, 26 |
0.73 |
非推理/惩罚维度(3) |
4, 7, 13 |
0.69 |
专制型教养方式(11) |
4, 7, 9, 13, 15, 17, 21, 22, 23, 25, 26 |
0.88 |
2.2.2. 家庭环境问卷(FES)
本研究采用家庭环境量表(FES-CV)的亲密度分量表来测量家庭环境亲密度(费立鹏等，1999)。家庭环境量表(FES-CV)由90个是或非问答题组成，“是”计为1分，“否”计为2分。共十个维度(亲密度、情感表达、矛盾性、独立性、成功性、知识性、娱乐性、道德宗教观、组织性、控制性)，各个维度得分越高，表明程度越高。总量表的Cronbach α系数为0.71，分半信度系数为0.74，重测信度系数为0.53。本研究只采用了家庭环境量表中的亲密度分量表，该分量表的Cronbach α系数为0.71 (见表2)，超过了0.6可接受水平，表明该分量表都具有较高的可靠性。
Table 2. Correlation analysis of parenting styles, family cohesion, and children’s problem behaviors
表2. 父母教养方式、家庭环境亲密度和儿童问题行为的相关分析
分量表名称 |
包含题项 |
Cronbach α |
亲密度(7) |
8, 29, 43, 1, 15, 22, 36, 50, 57 |
0.71 |
注：第8、29、43题为反向计分。
2.2.3. 问题行为(CBCL)
本研究使用儿童问题行为的量表(Achenbach’s child behavior check list, CBCL)父母报告版来测量儿童的问题行为。该量表共有113个题项，每一题项都有一个分数(0，1或2分)称为粗分，把113条的粗分加起来，称为总粗分，得分越高表示儿童的问题行为越严重，该量表整体的Cronbach α系数为0.97。
2.3. 数据处理
本研究采用Microsoft Excel进行数据录入，采用SPSS22.0软件对数据进行独立样本t检验、方差分析、相关分析、回归分析等统计分析，使用Mplus7.4进行潜变量回归分析和潜变量中介效应检验(Shrout & Bolger, 2002; 温忠麟，叶宝娟，2014)。
本研究所有变量的测量均由儿童家长完成，可能会存在共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)，因此采用单一因子检验法对共同方法偏差进行检验。未旋转的情况下共提取了56个主成分，第一个主成分解释了总方差变异的15.42%，小于40%的临界值，故可认为本研究不存在明显的共同方法偏差问题。
3. 结果与分析
3.1. 人口学变量、父母教养方式、家庭环境、问题行为的描述性统计
3.1.1. 人口学变量的描述统计
表3为儿童性别、儿童年龄、父母学历、家庭年可支配收入上得分的描述性统计结果。
Table 3. Descriptive statistics of demographic variables
表3. 人口学变量的描述统计
变量 |
N |
% |
M |
SD |
Range |
Skew (偏度) |
Kurtosis (峰度) |
儿童性别 |
147 |
|
1.50 |
0.25 |
1~2 |
0.014 |
−2.028 |
男 |
74 |
50.34 |
|
|
|
|
|
女 |
73 |
49.66 |
|
|
|
|
|
儿童年龄 |
|
|
10.67 |
13.591 |
4~16 |
−0.521 |
−1.044 |
4~7岁 |
37 |
25.2 |
|
|
|
|
|
8~12岁 |
70 |
47.6 |
|
|
|
|
|
13~16岁 |
61 |
41.5 |
|
|
|
|
|
父辈学历 |
|
|
1.80 |
0.73 |
1~3 |
0.406 |
−1.506 |
小学及以下 |
71 |
48.3 |
|
|
|
|
|
初中 |
35 |
23.8 |
|
|
|
|
|
高中或中专 |
41 |
27.9 |
|
|
|
|
|
家庭年可支配收入 |
|
|
2.17 |
1.184 |
1~6 |
0.994 |
0.594 |
3万以下 |
52 |
35.4 |
|
|
|
|
|
3万~12万 |
75 |
51.0 |
|
|
|
|
|
12万以上 |
20 |
13.6 |
|
|
|
|
|
3.1.2. 研究变量的描述统计
由表4可知，专制型教养方式相比于权威型教养方式而言，更加负偏态。权威型教养方式相较于专制型教养方式更接近正态分布。家庭环境亲密度呈正偏态，数据偏离正态分布。而问题行为呈负偏态，数据偏离正态分布。
Table 4. Descriptive statistics of research variables
表4. 研究变量的描述统计
变量 |
|
M |
SD |
Range |
偏度 |
峰度 |
教养方式 |
专制型教养方式 |
21.99 |
7.471 |
11~52 |
1.292 |
2.027 |
权威型教养方式 |
44.67 |
9.354 |
15~63 |
−0.451 |
−0.041 |
家庭环境亲密度 |
|
7.63 |
1.764 |
2~9 |
−1.613 |
2.218 |
问题行为 |
|
35.31 |
29.072 |
1~153 |
1.507 |
2.441 |
3.2. 父母教养方式、家庭环境亲密度和儿童问题行为的相关分析
对父母教养方式、家庭环境亲密度、儿童问题行为和人口学变量进行相关分析，具体结果见表5。
Table 5. Correlation analysis of parenting styles, family cohesion, and children’s problem behaviors
表5. 父母教养方式、家庭环境亲密度和儿童问题行为的相关分析
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
权威型教养方式 |
− |
|
|
|
|
|
|
|
专制型教养方式 |
−0.295** |
− |
|
|
|
|
|
|
家庭环境亲密度 |
0.371** |
−0.403** |
− |
|
|
|
|
|
问题行为 |
−0.128 |
0.265** |
−0.297** |
− |
|
|
|
|
儿童性别 |
−0.001 |
−0.174* |
0.024 |
−0.054 |
− |
|
|
|
年龄段 |
−0.364** |
−0.018 |
−0.105 |
0.202* |
0.000 |
− |
|
|
父辈学历 |
0.423** |
0.001 |
0.096 |
−0.271** |
−0.082 |
−0.394** |
− |
|
家庭的年可支配收入 |
0.245** |
−0.029 |
0.122 |
−0.125 |
−0.086 |
−0.391** |
0.408** |
− |
注：**. 相关性在0.01级别显著(双尾)。*. 相关性在0.05级别显著(双尾)。
相关分析结果显示，父母权威型教养方式与家庭环境的亲密度(r = 0.27, p < 0.01)显著正相关；父母专制型教养方式与家庭的亲密度(r = −0.40, p < 0.01)显著负相关，与儿童问题行为(r = 0.27, p < 0.01)显著正相关；儿童问题行为与家庭环境的亲密度(r = −0.30, p < 0.01)显著负相关。儿童性别与专制型教养方式(r = −0.17, p < 0.05)显著负相关；儿童年龄与权威型教养方式(r = −0.36, p < 0.01)显著负相关，与儿童问题行为(r = 0.20, p < 0.05)显著正相关；父辈学历与权威型教养方式(r = 0.42, p < 0.01)显著正相关，与儿童问题行为(r = −0.27, p < 0.01)显著负相关；家庭收入与权威型教养方式(r = 0.25, p < 0.01)呈显著正相关。
由于权威型教养方式与儿童问题行为相关不显著，儿童性别在专制型教养方式上存在显著差异，本研究在控制儿童性别、儿童年龄段、父辈学历、家庭收入的前提下，分开进行男孩、女孩的父母专制型教养方式、家庭环境的亲密度和儿童问题行为的偏相关分析，结果见表6。
Table 6. Partial correlation analysis of authoritarian parenting style, family cohesion, and children’s problem behaviors in boys and girls
表6. 男、女孩的父母专制教养方式、家庭环境亲密度和儿童问题行为偏相关分析
|
1 |
2 |
3 |
专制型教养方式 |
− |
−0.358** |
0.165 |
家庭环境亲密度 |
−0.443*** |
− |
−0.276* |
问题行为 |
0.425*** |
−0.42*** |
− |
注：表的左下部分是男孩的偏相关系数，右上部分是女孩的偏相关系数。
男孩的偏相关分析结果显示，专制型教养方式与家庭环境的亲密度(r = −0.44, p < 0.001)显著负相关；男孩的问题行为与专制型教养方式(r = 0.43, p < 0.001)显著正相关，与家庭环境亲密度(r = −0.42, p < 0.001)显著负相关。女孩的偏相关分析结果显示，专制型教养方式与家庭环境的亲密度(r = −0.36, p < 0.01)显著负相关；女孩的问题行为与家庭环境的亲密度(r = −0.28, p < 0.05)显著负相关，但与专制型教养方式(r = 0.17, p > 0.05)相关不显著。
Table 7. Correlation analysis of parenting styles, family cohesion, and children’s problem behaviors
表7. 父母教养方式、家庭环境亲密度和儿童问题行为的相关分析
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
权威型教养方式 |
− |
|
|
|
|
|
|
|
专制型教养方式 |
−0.295** |
− |
|
|
|
|
|
|
家庭环境亲密度 |
0.371** |
−0.403** |
− |
|
|
|
|
|
问题行为 |
−0.128 |
0.265** |
−0.297** |
− |
|
|
|
|
儿童性别 |
−0.001 |
−0.174* |
0.024 |
−0.054 |
− |
|
|
|
年龄段 |
−0.364** |
−0.018 |
−0.105 |
0.202* |
0.000 |
− |
|
|
父辈学历 |
0.423** |
0.001 |
0.096 |
−0.271** |
−0.082 |
−0.394** |
− |
|
家庭的年可支配收入 |
0.245** |
−0.029 |
0.122 |
−0.125 |
−0.086 |
−0.391** |
0.408** |
− |
注：**. 相关性在0.01级别显著(双尾)。*. 相关性在0.05级别显著(双尾)。
3.3. 专制型教养方式、家庭环境亲密度对男孩问题行为的回归分析
基于之前的相关分析和偏相关分析发现，对女孩的专制型教养方式与其问题行为相关不显著，故本研究只针对专制教养方式与男孩行为问题关系进行了回归分析，数据结果如表7所示，专制型教养方式对男孩问题行为的直接作用路径的回归系数显著，专制型教养方式对家庭环境亲密度的回归系数也显著；加入中介变量家庭环境亲密度后，专制型教养方式对男孩问题行为的回归系数，以及家庭环境亲密度对男孩问题行为的回归系数均显著。这个回归模型具有统计学意义(F = 13.115, p < 0.001)，但只能解释男孩问题行为发生的27%。专制型教养方式、家庭环境亲密度对男孩问题行为有显著的预测作用(p < 0.01)，具体结果见表7。
本研究进一步对专制教养方式各维度与男孩问题行为各因子的关系进行了回归分析，数据结果如表8所示，专制型教养方式对男孩问题行为的直接作用路径的回归系数显著，专制型教养方式对家庭环境亲密度的回归系数也显著；加入中介变量家庭环境亲密度后，专制型教养方式、家庭环境亲密度对男孩问题行为的回归系数均显著，但专制型教养方式、家庭环境亲密度只能解释男孩问题行为发生的27.8%。专制型教养方式、家庭环境亲密度对男孩问题行为有显著的预测作用(p < 0.01)，具体结果见表8。
Table 8. Latent variable mediation effect test of family cohesion between authoritarian parenting style and boys’ problem behaviors
表8. 家庭环境亲密度在专制型教养风格与男孩问题行为间的潜变量中介效应检验
步骤 |
因变量 |
预测变量 |
β |
p |
R2 |
p |
第一层 |
问题行为 |
专制型教养方式 |
0.425 |
0.000 |
0.180 |
0.041 |
第二层 |
家庭环境亲密度 |
专制型教养方式 |
−0.541 |
0.000 |
0.292 |
0.007 |
第三层 |
问题行为 |
专制型教养方式 |
0.228 |
0.090 |
0.278 |
0.005 |
|
|
家庭环境亲密度 |
−0.367 |
0.007 |
|
|
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
3.4. 家庭环境亲密度在专制型教养方式和男孩问题行为的中介作用检测
由于测量女孩问题行为(CBCL)的9个因子中的违纪因子内部一致性未达标，故本研究的潜变量中介作用检验只使用男孩的数据。根据前面的分析，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法(设置1000次重复取样和95%的置信区间)建立结构方程模型以检验家庭环境亲密度在专制型教养方式和男孩问题行为之间的中介效应，并检验中介效应显著性。首先，检验模型的直接效应，结果显示：χ2 = 119.31，df = 53，p < 0.0001，CFI = 0.92，TLT = 0.90，RMSEA = 0.13 (90% CI: 0.099; 0.161)，除了RMSEA之外，其余各数均达到可接受的水平，表明专制型教养风格对男孩问题行为具有直接效应。接着，加入家庭环境亲密度作为中介变量进行路径分析。结果显示：χ2 = 348.70，df = 186，p < 0.0001，CFI = 0.85，TLT = 0.831，RMSEA = 0.109 (90% CI: 0.091; 0.126)，除了RMSEA之外，其余各数均达到可接受的水平。表7显示了间接效应的结果，若中介效应平均估计的95%置信区间(CI)不包括0，则此中介效应在0.05的水平显著。结果表明，加入中介变量后，专制型教养方式对男孩问题行为的直接效应不再显著，家庭环境亲密度在专制型教养方式与男孩问题行为间的中介效应均显著，间接效应占总效应的46.72%。
4. 讨论
4.1. 教养方式与儿童问题行为
本研究未发现权威型教养方式与儿童问题行为之间的关系，发现儿童问题行为容易受到专制型教养方式的影响。专制教养行为也容易使儿童觉得亲子之间缺乏坦诚平等的交流，容易引发幼儿的攻击、破坏、害羞、敏感等行为问题。有前人研究结果表明，对孩子进行体罚的话，孩子日后的反社会行为明显增加。因此教养方式对儿童行为有重要影响，这一结果符合前人的研究结果。本研究还发现，在专制型教养方式上存在儿童性别差异，家长对男孩采取专制型的教养方式要远超于对女孩的，这可能与父母对男孩、女孩有着不同的性别角色期待有关。同时，专制型教养方式与男孩的问题行为显著正相关，却没有发现专制型教养方式对女孩问题行为的影响。造成这种差异的主要原因可能是男女学生本身的身心特点发展不同。女孩一般比同龄男孩在生理和心理上发育早，比男孩成熟期提前，在性格上一般也比男孩乖巧，即使同样是采取专制型的教养方式，女孩比男孩表现出更少的问题行为。
4.2. 儿童问题行为与家庭环境
本研究发现当家庭环境中亲密度水平较高时，能够有效地减少儿童问题行为的出现和发生，当儿童得到足够的关心与帮助，他们会更愿意与父母分享所思所想，以此得到父母更多的支持，当生活中出现难以解决的问题时，儿童就会主动寻求父母的意见和借助父母的力量，更少出现剑走偏锋的行为，更容易形成更健康的人格和正确的三观。因此，父母要在平时注意自己的言行，处理好家庭成员各层次之间的关系，形成一个稳定和谐的家庭，才能最大限度地给孩子带来健康的家庭环境。
4.3. 不足与展望
本研究虽然证实了部分研究假设，但是仍有一部分尚未解决：儿童的教养方式差异会对儿童问题行为造成影响，即权威型的教养方式能负向预测更少的问题行为，而专制型的教养方式更正向预测更多的问题行为。根据以往研究和现实生活经验，这个问题的答案应该是肯定的，但本研究却没有数据依据能够证实权威型教养方式与儿童问题行为的关系，让人深感遗憾和无奈。其次是没有对家庭社会经济地位进行研究，根据以往的文献，父母文化水平可能会影响教养方式，由此可能会对儿童的问题行为有一定影响。最后是由于专制型教养方式与女孩问题行为之间没有相关性，因此没办法将专制型教养方式、家庭环境亲密度与女孩问题行为三者之间构建中介模型。
5. 结论
综上所述，本研究得到以下结论：
(1) 专制型教养方式与儿童问题行为存在显著正相关，权威型教养方式与儿童问题行为相关不显著。进一步分析发现，专制型教养方式与男孩问题行为存在显著正相关，与女孩问题行为相关不显著。
(2) 权威型教养方式与家庭环境亲密度显著正相关，专制型教养方式与家庭环境亲密度显著负相关。进一步分析发现，无论儿童性别，专制型教养方式都与家庭环境亲密度呈现显著负相关。
(3) 家庭环境亲密度与问题行为存在显著负相关。进一步分析发现，无论儿童性别，家庭环境亲密度都与儿童问题行为呈现显著负相关。
(4) 家庭环境亲密度在专制型的教养方式和男孩问题行为之间起中介作用。