1. 引言
积极教养是一种以温暖、支持、自主发展和责任感培养为核心的教养方式，近年来受到广泛关注。它涵盖了一系列父母行为，如情感温暖、环境营造、合理设限和情境强化等(Waller et al., 2015)。Schaefer曾提出教养行为的二维模型，将教养方式划分为积极教养(包括支持、鼓励和参与)与消极教养(包括惩罚、控制和忽视)两大类。积极教养不仅通过情感支持与孩子建立亲密关系，还注重满足其基本需求，如安全、健康和照料，是一种持续且无条件的关系过程(Seay et al., 2014)。该教养方式对儿童发展具有多方面的积极影响。它有助于提升孩子的情绪调节与社会适应能力，减少内外化问题行为，促进认知与学业发展。尤其对处境不利的儿童，积极教养能起到保护作用，缓解不利环境的负面影响(孙蕾等，2016)。此外，通过温暖、支持与自主性培养，还能增强孩子的自信心与应对挑战的能力。在积极心理学视角下，积极教养更强调培养孩子的积极情绪、个人优势、良好关系和心理韧性，以提升其幸福感和全面发展(Kyriazos & Stalikas, 2019)，它并非忽视问题，而是通过建设性方式激发孩子内在潜能，为其长远发展奠定基础。
青少年作为国家和民族的希望，是社会持续发展的重要人力资本。促进青少年心理健康成长已成为我国一项基础性与战略性工程。青少年阶段是个体价值观形成和自我同一性发展的关键时期(Erikson, 1968)，伴随着生理、心理及社会关系的显著变化，既充满挑战，也蕴含机遇。家庭作为青少年心理健康发展的基石，相关研究一致表明，母亲的教养方式对其情感发展、自我认同、社会行为、学业表现、心理健康、风险行为以及价值观塑造均具有深远影响(Pinquart, 2017; Pomerantz et al., 2007)。稳定的家庭环境能够为青少年提供安全感，有助于建立自信和情绪稳定性；积极的家庭互动有助于培养其社交技能与情绪调节能力(Kyriazos & Stalikas, 2018)；母亲的支持和引导能够帮助他们有效应对多重压力，树立健康的价值观。良好的家庭氛围不仅有助于预防心理问题的发生，更能够全面促进青少年的健康发展。
目前，多数研究仅通过情感温暖、民主接纳和尊重等相关维度间接考察积极教养的影响，这种方式可能在一定程度上影响研究结果的信效度。目前，国内缺乏专门针对积极教养的本土化测量工具，因此，本研究拟对Kyriazos与Stalikas于2019年编制的希腊版积极教养量表进行修订。该量表涵盖价值观培养、优势识别与提升、家庭支持及参与度四个核心维度，能够较全面地反映积极教养的多元性。同时，本研究借鉴Lazarus的应激–应对交互模型(Lazarus & Folkman, 1984)，该模型强调个体对事件的认知评价会影响其后续反应与发展，为理解教养行为的意义建构提供了理论支持。在测量方法上，本研究采用青少年报告其感知到的母亲积极教养行为，这一方式不仅能够更准确地反映母亲在积极教养中的实际投入，也可有效避免母亲自评可能出现的社会赞许性偏差。此外，考虑到母亲因子女年龄、个体特质等因素，在多子女家庭中可能采取差异化的教养方式(Shanahan et al., 2007)，以青少年为评价主体能够更真实地捕捉其实际所受的教养影响，从而提高研究的准确性和生态效度(De Los Reyes et al., 2015)。
总之，本研究旨在对积极教养量表进行本土化修订，并在我国青少年群体中系统检验其信效度，以构建一个适用于中国文化背景的可靠测量工具，为准确评估母亲的积极教养行为提供科学依据。
2. 对象与方法
2.1. 被试
本研究以广东、陕西、广西及湖南等省市的11~17岁青少年为调查对象，通过问卷星平台进行在线数据收集，共回收数据851份。经剔除规律性作答等无效问卷后，获得有效数据826份，其中男生451人，女生375人，平均年龄约为13.96岁。在样本数据中，独生子女占38.1%，非独生子女占61.9%；在母亲受教育程度方面，中专及以下占18.4%、大专占34.5%、本科及以上占47.1%；在家庭经济状况方面，经济困难的占3.5%，家庭经济一般的占43.3%，家庭富裕的占53.1%。
2.2. 研究工具
2.2.1. 积极教养量表
原英文量表为Kyriazos与Stalikas于2019年编制的积极教养量表(Nicomachus-Positive Parenting, NPP)。该量表基于Seligman在《真实的幸福》一书中提出的理论模型，是建立在积极心理学框架下的父母积极教养行为测量工具。量表共20道题目，涵盖积极教养的四个核心维度：价值观培养(Nurturing Values, NV)、优势识别与提升(Strength Identification & Boosting, SIB)、家庭支持(Parenting Context, PC)和参与度(Involvement, I)。原量表采用自评方式，由父母根据自身实际情况进行作答，采用Likert 5点计分法，1分表示“完全不符合”，5分表示“完全符合”，得分越高表明积极教养水平越高。本研究将对原英文量表进行翻译修订，用于中国青少年评估其母亲的积极教养行为。
2.2.2. 简式父母教养方式问卷
本研究采用由Arrindell等人在1999年编制，经蒋奖等学者修订的中文版简式父母教养方式问卷(s-EMBU-C)。该问卷包含21道题目，划分为拒绝、情感温暖和过度保护，共三个维度(Arrindell et al., 1999; 蒋奖等，2010)。该问卷的情感温暖维度与积极教养的核心内涵高度吻合，能够为新量表提供可靠的效标效度参照，将新量表与这一标准化工具进行关联分析，既能验证其聚合效度(如与情感温暖维度显著正相关)，又能考察其区分效度(如与拒绝和过度保护维度的负相关)，用于系统评估修订的积极教养量表的效度水平。该问卷采用Likert 4点计分法，从“从不”到“总是”分别计1至4分。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.84。
2.3. 研究程序
本研究的具体流程包括评价主体调整、双向翻译与回译、专家评审及数据收集分析。首先，在评价母亲积极教养行为时，采用青少年视角感知其母亲的积极教养行为，以更准确地反映母亲的实际表现，并避免母亲自评可能出现的社会赞许性偏差。根据研究需要，将原量表中的知觉主体由“我”调整为“母亲”。其次，基于中国文化背景和青少年的语言习惯，在保持条目原意的前提下，由两名心理学专业研究生和一名英语专业研究生共同进行多次翻译与回译。初步定稿后，邀请一位心理学专家进行审阅与修改，最终形成在条目内容和计分方式上与原量表一致的中文版积极教养量表。
通过网络平台招募受测者，被试大部分来自广东、广西、陕西和湖南等地区的青少年群体，被试使用问卷星平台填写在线量表，共回收问卷851份。剔除规律性作答等无效数据后，获得有效问卷826份。将有效样本数据随机分为两组(样本1和样本2)，数据样本1的被试共421人，用于项目分析和探索性因素分析；数据样本2的被试共405人，用于验证性因素分析；采用整体826份被试数据进行效标效度分析与信度分析。在首次测评两个月后，对其中129名青少年进行了重测以评估量表的重测信度。
2.4. 统计方法
采用SPSS 28.0对数据进行项目分析、探索性因素分析、效标效度与信度分析。用AMOS 28.0对样本2的数据进行验证性因素分析。
3. 结果
3.1. 项目分析
对样本1的421份有效数据，进行项目分析。首先，按量表总分的前27%与后27%划分高分组和低分组，检验各项目在两组间的得分差异，以评估区分度。结果显示，所有20个项目均达到0.001水平的显著差异。其次，题总相关分析显示，各项目与总分的相关系数介于0.54~0.73之间。所有项目均表现出良好的区分度，予以保留，最终形成包含20个项目的母亲积极教养量表。
3.2. 效度分析
3.2.1. 探索性因素分析
对样本1中的421份有效数据进行探索性因素分析。结果显示，数据的KMO值为0.92，Bartlett球形检验的χ2值为4407.97 (p < 0.001)，表明该样本数据适合进行探索性因素分析。
Table 1. Exploratory factor analysis of the mother’s positive parenting scale
表1. 母亲积极教养量表探索性因素分析
因子1 |
载荷 |
共同度 |
因子2 |
载荷 |
共同度 |
因子3 |
载荷 |
共同度 |
因子4 |
载荷 |
共同度 |
M1 |
0.60 |
0.61 |
M10 |
0.72 |
0.66 |
M15 |
0.86 |
0.84 |
M18 |
0.86 |
0.81 |
M2 |
0.65 |
0.54 |
M11 |
0.77 |
0.69 |
M16 |
0.45 |
0.52 |
M19 |
0.82 |
0.75 |
M3 |
0.64 |
0.46 |
M12 |
0.78 |
0.74 |
M17 |
0.83 |
0.84 |
M20 |
0.58 |
0.44 |
M4 |
0.67 |
0.57 |
M13 |
0.64 |
0.65 |
|
|
|
|
|
|
M5 |
0.59 |
0.55 |
M14 |
0.62 |
0.58 |
|
|
|
|
|
|
M6 |
0.57 |
0.43 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
M7 |
0.73 |
0.61 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
M8 |
0.74 |
0.70 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
M9 |
0.72 |
0.65 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
采用主成分分析法提取因子，碎石图显示，从第4个因子开始，特征值小于1且曲线趋于平缓，因此，提取出4个特征值大于1的因子，该结果与原英文版量表的因子结构一致。4个因子的累积方差解释率为63.11%，所提取因子能够有效解释总体变异。
运用最大方差正交旋转法对量表的20个题目进行分析。旋转后的成分矩阵显示，所有项目在各因子上的载荷值均达到测量标准。其中，价值观培养维度包含题目1~9，因子载荷范围在0.57~0.74之间；优势识别和提升维度包含题目10~14，因子载荷范围在0.62~0.78之间；家庭支持维度包含题目15~17，因子载荷范围在0.45~0.86之间；参与度维度包含题目18~20，因子载荷范围在0.58~0.86之间。因子载荷值和共同度如表1所示。
3.2.2. 验证性因素分析
采用样本2的数据进行验证性因素分析，结果显示：χ2/df = 2.117, RMSEA = 0.053, IFI = 0.934, CFI = 0.934, SRMR = 0.036，四维度模型均拟合较好。量表的模型路径图如图1所示，模型的AIC值为439.200，BIC值为623.379，均显著低于独立模型的对应值(AIC = 2998.269, BIC = 3078.346)，这一结果表明，与独立模型相比，四维度模型通过增加参数显著提高了拟合优度，且拟合改善幅度大于参数增加所带来的复杂性代价，符合模型选择的简约性原则(Burnham & Anderson, 2004)。因此，验证性因素分析的结果，进一步支持和验证了母亲积极教养量表的因子结构。
Figure 1. Confirmatory factor analysis model diagram
图1. 验证性因子分析模型图
3.2.3. 效标效度分析
采用样本1对量表进行同时效度检验。以s-EMBU-C的三个维度(拒绝、情感温暖和过度保护)作为效标，积极教养量表的四个维度之间呈显著正相关(p < 0.01)，相关系数在0.39~0.63之间；各个维度与s-EMBU-C的情感温暖维度呈显著正相关，与拒绝、过度保护维度呈显著负相关。具体分析结果见表2。
Table 2. Correlation between the positive parenting scale and the short form parental behavior inventory
表2. 积极教养量表与简式父母教养方式问卷的相关性
|
价值观培养 |
优势识别和提升 |
家庭支持 |
参与度 |
情感温暖 |
拒绝 |
过度保护 |
价值观培养 |
1 |
|
|
|
|
|
|
优势识别和提升 |
0.58** |
1 |
|
|
|
|
|
家庭支持 |
0.51** |
0.48** |
1 |
|
|
|
|
参与度 |
0.63** |
0.52** |
0.39** |
1 |
|
|
|
情感温暖 |
0.62** |
0.61** |
0.54** |
0.43** |
1 |
|
|
拒绝 |
−0.53** |
−0.39** |
−0.42** |
−0.25** |
−0.51** |
1 |
|
过度保护 |
−0.30** |
−0.29** |
−0.17** |
−0.12* |
−0.22** |
0.46** |
1 |
M |
3.9 |
3.86 |
3.96 |
3.74 |
3.12 |
1.45 |
2.24 |
SD |
0.65 |
0.7 |
0.74 |
0.95 |
0.70 |
0.51 |
0.61 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，相关性显著。
3.3. 信度分析
3.3.1. Cronbach’s α系数
采用全部826份有效数据进行内部一致性分析。结果如表3所示，该量表各维度的Cronbach’s α系数介于0.78至0.92之间。
3.3.2. 重测信度
在首次测评两个月后，对其中129名青少年进行重复测量。如表3所示，量表各维度的重测信度系数处于0.76~0.86范围内。
Table 3. Internal consistency reliability and test-retest reliability of the positive parenting scale
表3. 积极教养量表的内部一致性信度和重测信度
|
N |
Cronbach’s α系数 |
重测信度 |
总量表 |
20 |
0.91 |
0.88 |
价值观培养 |
9 |
0.89 |
0.86 |
优势识别和提升 |
5 |
0.88 |
0.85 |
家庭支持 |
3 |
0.79 |
0.76 |
参与度 |
3 |
0.78 |
0.77 |
4. 讨论
本研究对Kyriazos与Stalikas (2019)编制的希腊版积极教养量表进行中文版修订，并在中国青少年群体中检验了其信效度。研究结果表明，修订后的中文版积极教养量表具有良好的心理测量学特性，适用于评估中国母亲在家庭环境中的积极教养行为。
首先，在结构效度方面，探索性因素分析提取出四个因子，分别对应价值观培养、优势识别与提升、家庭支持及参与度，累积方差解释率达到63.11%，说明量表结构清晰，能够较好地反映积极教养的多维结构。验证性因素分析进一步支持了四因子模型的良好拟合(χ2/df = 2.117, RMSEA = 0.053, IFI = 0.934, CFI = 0.934, SRMR = 0.036)，表明该模型在中国文化背景下具有较好的适用性。在效标效度方面，积极教养量表总分与s-EMBU-C中的情感温暖维度呈显著正相关，与拒绝和过度保护维度呈显著负相关，这与积极教养的理论构想一致，即积极教养行为与温暖、支持性教养方式密切相关，而与控制性和冷漠性教养方式相背离。这一结果也进一步验证了量表在中国青少年群体中的有效性。
其次，在信度方面，总量表的Cronbach’s α系数为0.91，各维度的α系数在0.78至0.89之间，表明量表具有较高的内部一致性。总量表的重测信度为0.88，各维度的重测信度在0.76至0.86之间，说明量表在不同时间点测量结果稳定，具有良好的时间一致性。
本研究的一个显著特点是将评价主体由父母自评调整为青少年报告，这一做法有效避免了社会赞许性偏差，更能真实反映青少年所感知到的母亲教养行为。此外，量表在中国多个省份的青少年样本中施测，样本具有一定的代表性和多样性。但是，本研究的数据样本主要来自城市青少年群体，其代表性和普适性有限，研究结论在推广到其他文化背景、不同经济发展水平地区或特殊群体(如留守儿童、特殊教育需求学生)时，可能会有所不同。未来研究可在全国范围内进行更大规模、更多层次的取样，并进行跨文化的比较研究，以增强结论的推广力。
本研究聚焦于母亲的积极教养行为，主要源于母亲在青少年日常教养的过程中具有更高的参与度，更侧重于通过情感支持和构建安全感来滋养孩子的内在力量(Zhang et al., 2017)。然而，父亲在青少年成长中扮演的角色同样不可或缺，其教养方式(注重规则引导与对外探索)常与母亲形成互补，对青少年的社会性、独立性发展产生独特影响。因此，未来研究可以将父亲纳入研究范畴，通过对比父母双方的教养行为，进一步丰富与拓展积极教养的本土化理论。
综上所述，中文版积极教养量表具有良好的信度和效度，可作为评估中国母亲积极教养行为的有效工具。该量表的开发不仅为家庭教养研究提供了科学依据，也为家庭教育指导与干预实践提供了有价值的评估手段。
本研究仍存在一定的局限性。在效度验证方面，目前主要依赖于简式父母教养方式量表(s-EMBU-C)的关联分析，效标来源较为单一。为了更全面地评估量表的有效性，未来的研究可以从两方面拓展效度证据：一是引入更具实际意义的青少年发展变量，如主观幸福感、学业倦怠或手机成瘾等，直接检验积极教养对青少年心理与行为发展的预测作用，增强其效标关联效度；二是采用多源数据(如母亲自评、教师他评)或客观测量方法(如行为观察、生理指标)，实现对量表效度的交叉验证与多维评估。