父母親職壓力與兒童對立違抗行為的關系：一項交叉滯后分析

藺秀云　黎燕斌　張玉麟　何杰　方曉義

摘要：采用親職壓力量表和對立違抗行為表現(xiàn)評估表調查了來自北京、山東和云南三地14所小學有ODD（op-Dositional defiant disorder）行為表現(xiàn)的301名兒童及其父母。通過為期兩年的追蹤研究，采用交叉滯后分析探討了父母親職壓力與兒童的ODD行為之間的關系。結果發(fā)現(xiàn)：（1）在第一年和第二年的數(shù)據(jù)中，父母親職壓力和兒童的ODD行為表現(xiàn)均存在顯著正相關；（2）第一年和第二年的父母親職壓力得分顯著正相關，同樣，兩年的兒童0DD行為表現(xiàn)得分也顯著正相關；（3）交叉滯后分析發(fā)現(xiàn)，對于有ODD行為表現(xiàn)的男孩來說，其父母第一年的親職壓力能預測他們第二年的ODD行為表現(xiàn)，但對于有ODD行為表現(xiàn)的女孩來說，其父母第一年的親職壓力并不能預測她們第二年的0DD行為表現(xiàn)；而不管是男孩，還是女孩，第一年的ODD行為表現(xiàn)都不能預測第二年的父母親職壓力。研究結果揭示出男孩父母的親職壓力可預測男孩的ODD行為表現(xiàn)，而不論是男孩或女孩的ODD行為表現(xiàn)都不能預測其父母親職壓力，說明父母親職壓力可能是男孩ODD行為表現(xiàn)的影響因素。

關鍵詞：兒童，親職壓力，ODD行為表現(xiàn)，交叉滯后分析。

分類號 B849

1引言

兒童對立違抗障礙（oppositional defiant disor-der，ODD）是一組以對權威人物（authority figures）的抗拒、違抗、敵對等行為為特征的障礙（DSM-IV，American Psychiatric Association，2000），是破壞性行為障礙（disruptive behavior disorder，DBD）的一種，其表現(xiàn)包括情緒失去控制、與成人爭吵、易激惹、公然違抗他人等情緒和行為兩方面（Hamilton&Armando，2008）。其中，不服從權威和對抗是ODD的兩大主要行為表現(xiàn)（Kledzik，Thorne，Prasad，Hayes，&Hines，2012）。對立違抗障礙在兒童青少年中患病率較高：國外調查發(fā)現(xiàn)兒童青少年的ODD患病率為2%-16%（Gomez，Hafetz，&Gomez，2013；Lodber，Burke，Lahey，Winters，&Zera，2000）；國內(nèi)調查發(fā)現(xiàn)7-15歲兒童青少年的ODD患病率為8%（孫凌，蘇林雁，劉永忠，2001）。一般認為ODD在男孩中更為常見，患病率高，但也有研究者指出女孩傾向于更隱蔽的攻擊行為，例如相比身體攻擊，她們更可能使用語言攻擊（Angold&Costello，1996；Steiner&Rems-ing，2007）。對立違抗障礙兒童多起病于學齡前期，且常常共患其他障礙，例如：注意力缺陷多動障礙（attention-deficit/hyperactivity disorder，ADHD）、品行障礙（conduct disorder，CD）、焦慮（anxiety）和心境障礙（mood disorders，MD）等等（Lodher etal.，2000：陳雷音，2011）。0DD行為不會隨時間變化而明顯改善，障礙可能會一直持續(xù)到青春期。表現(xiàn)為紀律問題，并在成年期后轉化為成癮人格或反社會型人格障礙等精神癥狀（Van Goozen&Fairchild，2006）。

ODD兒童的以上特點使得他們在社會功能方面受到嚴重損害。由于ODD兒童情緒和行為常常失控，他們易與他人發(fā)生沖突，與正常兒童相比社交技能明顯不足，導致師生關系、同伴關系以及親子關系惡化（Hamilton&Armando，2008；Merrell，Merz，Johnson，&Ring，1992；李文琳等，2014）。在學校中，相比正常兒童，ODD兒童的學業(yè)表現(xiàn)更差（Kledziket a1.，2012）；相比同樣學業(yè)表現(xiàn)差的學習障礙學生，們的學校適應性更差（Skou-1os&Trvon，2007）。也有研究表明老師并不希望自己的班上有這樣的學生（TreDer，Morse，&Fer-ron，2000）。而上述功能方面的損害，尤其是關系功能方面的損害，使得ODD兒童在家庭中和父母之間沖突頻發(fā)，帶來親子關系的惡化，家庭氛圍緊張，家庭整體功能不良（Hamilton&Armando，2008；Merrell，Merz，Johnson，&Ring，1992；李文琳等，2014；藺秀云等，2013）。

以往研究表明，問題行為兒童的父母會感知到更高的親職壓力。親職壓力指的是父母在養(yǎng)育孩子的過程中感到養(yǎng)育負擔超過了他們的應對能力時的壓力感（Abidin，1992；Abidin，1995）。有研究指出，注意力缺陷/多動障礙兒童的母親比正常兒童的母親體驗著更大的親職壓力（Yousefia，F(xiàn)ar，&Abdolahi-an，2011）。最近的研究發(fā)現(xiàn)，領養(yǎng)家庭中有著外化行為問題的孩子的養(yǎng)父母體驗著更大的親職壓力（Vanschoonlandt，VanDeffaeillie，VanHolen，De-Maeyer，&Robberechts，2013）。此外，癲癇兒童母親的親職壓力（Soltanifar，eta1.，2013），以及尿床兒童父母的親職壓力（De Bmyne，eta1.，2009），尤其尿床兒童母親的親職壓力，比正常兒童的父母要更高。前人研究也發(fā)現(xiàn)了ODD與父母親職壓力之間的高相關，由于ODD兒童的情緒、行為特點及其社會功能受損，在ODD兒童的家庭中，其父母體驗著更高的親職壓力（Van Der Oord，Prins，Oosterlaan，&Emmelkamp，2006；Kazdin&Whitley，2003）。

而親職壓力也會對兒童問題行為有所影響。有研究者發(fā)現(xiàn)，親職壓力與父母評價的兒童問題行為水平之間有著顯著的高相關（De Bruyne，eta1.，2009）。父母親職壓力越大。越傾向于報告兒童的問題行為（Crnic，Gaze，&Hoffman，2005）。父母親職壓力一方面會影響兒童的焦慮、抑郁和緊張等內(nèi)化問題（Anthony，et a1.，2005；Crnic，Gaze，&Hoffman，2005；Kwon，2007），以及多動、攻擊、對抗等外化行為問題（Anthony，et a1.，2005；Kwon，2007；Osborne&Reed，2009；Yeo&Teo，2013）。另一方面，父母親職壓力越高，越少采用適宜的養(yǎng)育行為，發(fā)生虐待兒童的風險越高（Curenton，MeWey，&Bolen，2009；E1-Kamarv，eta1.，2004），導致兒童內(nèi)化問題和外化問題行為的風險也越高（Anthony，et a1.，2005；Crnie et a1.，2005；Kwon，2007；Osborne&Reed，2009；Yeo&Teo，2013）。近來有研究提出除了來自家庭整體水平（如家庭社會經(jīng)濟地位、家庭氛圍）和個體水平（如父母的精神健康狀況、文化水平、心理控制源和兒童的氣質、其他行為和行為問題等）的因素與兒童的ODD行為表現(xiàn)有關系外，互動水平的因素（如包括教養(yǎng)方式、夫妻關系）也會直接影響到兒童的ODD行為表現(xiàn)，而其中父母親職壓力是一個典型的互動水平因素（藺秀云等，2013）。

此前已有學者提出，兒童問題行為與父母親職壓力之間實際上存在著動態(tài)雙向作用（Johnston&Mash，2001）。從家庭系統(tǒng)論的角度來看，父母的高壓力轉移到了孩子那里，而孩子通過問題行為的方式將壓力表現(xiàn)出來（Davies&Cummings，1998；Fraire&Ollendick，2013；藺秀云等，2014）。從另一角度來講，在家庭之中，父母的高壓力造成了消極緊張的家庭氛圍，并且高壓力下的父母也更少采用適宜的教養(yǎng)方式，由此激發(fā)了更多的兒童問題行為，而兒童問題行為又進一步加重了父母壓力，最終形成了父母壓力與兒童問題行為之間的動態(tài)雙向作用（Nichols，Sehwartz，&林丹華，2005；劉亞鵬，張光珍，梁宗保，鄧慧華，陸祖宏，2011）。

父母親職壓力水平的高低除了與上述兒童問題行為有關系外，與父母、孩子的人口社會學變量也有關系。不同性別的父母親職壓力可能不同：有研究發(fā)現(xiàn)母親的親職壓力顯著高于父親（劉莉，2012），但也有研究并沒有發(fā)現(xiàn)母親和父親親職壓力上的差異（Putniek，2008）。不同性別的孩子，其父母親職壓力也可能不同：相比女孩的母親，男孩的母親有著更大的親職壓力（Kwon，2007；劉莉，2012），這樣的差異可能是由于男孩相比女孩“天生”更具有冒險性和攻擊性（Van Goozen，Cohen-Kettenis，Gooren，F(xiàn)riida，&Van De Poll，1995），從而表現(xiàn)出更多難于教養(yǎng)的行為。且中國文化背景下家庭對男孩期望更高，男孩有一些問題行為表現(xiàn)的話，家長感到壓力會更大（Tang，1998；劉莉，2012）。不同年齡孩子的父母親職壓力也有所不同，但在嬰兒期和童年期總體具有相對穩(wěn)定性（Crnieet a1.，2005；劉亞鵬等，2011）。

綜上所述，以往研究探索了父母親職壓力與兒童問題行為的關系：親職壓力會受到兒童問題行為的影響，親職壓力也會對兒童問題行為有所影響。但親職壓力和兒童ODD之間是否存在著動態(tài)雙向作用（Johnston&Mash，2001），目前缺乏追蹤數(shù)據(jù)考察這種長期的作用效果。另一方面，父母親職壓力與兒童問題行為是否會受到不同性別父母、不同性別兒童的影響，這種不同性別的影響是否會體現(xiàn)在這種動態(tài)雙向的作用中也不得而知。所以本研究針對ODD兒童這種本身對立違抗的兒童，通過兩年追蹤數(shù)據(jù)的交叉滯后分析探討兒童的父母親職壓力與ODD行為表現(xiàn)的動態(tài)雙向關系，以及這種動態(tài)雙向關系是否受到性別兒童的影響。具體到這種動態(tài)雙向的關系，探究第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)是否可以預測第二年的父母親職壓力，和第一年的父母親職壓力是否可以預測第二年的兒童ODD行為表現(xiàn)：此外，本研究將進一步探究父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)之間的動態(tài)雙向關系在不同性別ODD行為表現(xiàn)兒童上是否不同。本研究假設：（1）第一年的父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)顯著正相關，第二年的父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)也顯著正相關；（2）第一年的父母親職壓力能顯著正向預測第二年的父母親職壓力，同樣第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)也能顯著正向預測第二年的兒童ODD行為表現(xiàn)；（3）第一年的父母親職壓力能顯著正向預測第二年的ODD行為表現(xiàn)，同樣，第一年的ODD行為表現(xiàn)也能顯著正向預測第二年的父母親職壓力：（4）與女孩相比，男孩的各項預測都要比女孩的預測力更強。

2研究方法

2.1被試

本研究取樣來自北京市、山東省、云南省三個地區(qū)共14所小學的總計7966名兒童。為了選取具有ODD行為表現(xiàn)的兒童，首先由班主任依據(jù)ODD評估表提名班里具有ODD行為表現(xiàn)的兒童，共提名412名：然后，由2名臨床心理學家、學校心理健康老師與班主任老師一起，一一核查ODD行為表現(xiàn)并確認符合條件的被試，從提名的412名兒童中最終評估出有ODD行為表現(xiàn)的兒童380名；接著，根據(jù)確認的有ODD行為表現(xiàn)的兒童，給兒童和父母發(fā)放知情同意書，以獲得兒童和父母同意參加研究，共有360名兒童和他們的父母同意參加；最后，對同意參加研究的兒童及其父母分別進行測查，發(fā)放兒童問卷、父母問卷和教師評價兒童問卷各360份，最終有329名有ODD行為表現(xiàn)的兒童和他們的父母完成了問卷。在第二年的追蹤中，共追蹤到了301名的兒童和他們的父母。追蹤到的兒童與流失的兒童在性別和ODD行為表現(xiàn)上均不存在顯著差，獨立樣本￡檢驗結果分別為：t（325）=-1.51，p>0.05；t（327）=0.82，p>0.05；在年齡上兩組存在著顯著差異，追蹤到的兒童M=9.49，SD=1.60，流失的兒童M=10.19，SD=1.55，t（315）=2.17，p<0.05，但兩組的兒童年齡皆在最可能患ODD的年齡段內(nèi)。因此，以這301名具有ODD行為表現(xiàn)的兒童及其父母為本研究被試。

在這301名兒童和及其父母中，共210名男孩，89名女孩，另有2名未填寫性別，兒童第一年平均年齡為9.57歲（SD=1.58）；共84名父親，194名母親填寫了問卷，另有23名未填寫性別，父親第一年平均年齡為38.60歲（SD=5.27），母親第一年平均年齡為36.72歲（SD=4.23）。

2.2測量工具

2.2.1對立違抗障礙兒童癥狀篩查表

根據(jù)DSM-IV（Diagnostic and Statistical Man-ual of Mental Disorders 4th ed.，Text Revision）關于對立違抗障礙的診斷標準（APA，2000），用以評估兒童是否有ODD行為表現(xiàn)，由班主任、臨床心理學家和學校心理健康老師共同完成。評估表共8個項目，如“經(jīng)常主動對抗或拒絕聽從成人的要求或規(guī)則”、“經(jīng)常故意惹惱他人”，以1=“是”、0=“否”計分，符合條目中1條及1條以上即為對立違抗障礙行為表現(xiàn)兒童，即ODD行為表現(xiàn)兒童。

2.2.2父母親職壓力

由親職壓力量表（parenting stress index，PSI）測量（Abidin，1990；Abidin，1995），該量表由父母填寫完成。共36題，分為3個維度：養(yǎng)育愁苦（parenting distress）

（共12道題）、親子互動失調（parent-child dysfunctional interaction）

（共12道題）和兒童困難特質（difficult child）

（共12道題）。親職壓力得分為3個分維度分數(shù)相加，得分越高，親職壓力越大。本研究中分維度養(yǎng)育愁苦、親子互動失調和兒童困難特質的內(nèi)部一致性信度系數(shù)α值為分別是0.84，0.87，0.89，總量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)α值為0.93。

采用獨立樣本T檢驗對84名父親和194名母親的第一年和第二年的父母親職壓力評分進行分析。結果顯示均沒有顯著的差異：第一年t（276）=0.714，第二年t（276）=-0.708，所以后續(xù)分析中將父親和母親的父母親職壓力評分合在一起統(tǒng)計。

2.2.3對立違抗障礙兒童癥狀評估表（父母評估表）

同教師填寫的對立違抗障礙癥狀表一樣，由父母一方填寫對立違抗障礙兒童癥狀（根據(jù)DSM-IV關于對立違抗障礙的診斷標準，共8個項目，以“是”、“否”計分）。由于DSM-IV提出ODD行為表現(xiàn)在家庭環(huán)境中行為表現(xiàn)大致穩(wěn)定，但在學校環(huán)境中與家庭中的表現(xiàn)并不一致（APA，1994），而本研究也更為關注家庭方面的因素，因而以父母評價的ODD行為表現(xiàn)作為本研究的研究變量。得分越高，說明兒童的ODD行為表現(xiàn)越多。

同樣，對84名父親和194名母親的第一年和第二年對立違抗障礙兒童行為表現(xiàn)評分進行獨立樣本t檢驗，結果也均沒有顯著的差異：第一年t（276）=-0.151，第二年t（276）=-0.070，所以后續(xù)分析中將父親和母親的對立違抗障礙癥狀評分合在一起統(tǒng)計。

2.3施測程序

對于第一年的被試，在確定被試要涵蓋中國的北部、中部和南部之后，再采用方便取樣的方式聯(lián)系北京、山東和云南各學校的心理健康教師，獲得學校心理健康老師同意參加后。之后由心理健康教師向各班的班主任發(fā)送研究邀請函和知情同意書。在獲得班主任同意參加后，進行之后的研究。在各合作學校，首先，對兒童ODD行為表現(xiàn)的評定由學校心理健康教師、2名臨床心理學家研究人員和同意參加的各班班主任一起完成，選出各班有ODD行為表現(xiàn)的兒童（排除有智力障礙的兒童）。然后，由各班的班主任與篩選出的兒童和其父母聯(lián)系，向父母發(fā)送研究邀請函和知情同意書（包括父母參加研究的知情同意書和同意兒童參加研究的知情同意書）。最后，對同意參加研究的兒童及父母發(fā)放問卷進行施測。教師評估兒童問卷由班主任在其辦公室完成（在學校心理健康教師和2名臨床心理學家研究人員的指導下）。父母問卷由各班主任交給父母，父母在家里完成（要求一名父母完成問卷；父母可以保留問卷一星期以充分完成問卷）。問卷完成后，向被試發(fā)放禮品以示感謝。對于第二年的被試，在施測的一年后，再次聯(lián)系第一年的被試參與第二年的追蹤研究，要求由第一年完成問卷的父親或者母親再次完成問卷。

2.4數(shù)據(jù)分析

使用SPSS22.0軟件對數(shù)據(jù)進行處理和統(tǒng)計分析。數(shù)據(jù)分析之前，利用Harman單因素方法（Aulakh&Gencturk，2000）檢驗問卷是否存在共同方法偏差。對第一年所有由父母填寫的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)項目進行探索性因素分析。結果發(fā)現(xiàn)，所有項目析出的第一個因子只解釋了方差的29.74%，小于40%的臨界標準。對第二年所有由父母填寫的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)項目進行探索性因素分析，結果發(fā)現(xiàn)，所有項目析出的第一個因子只解釋了方差的31.06%，小于40%的臨界標準。因此，不存在共同方法偏差。之后，對數(shù)據(jù)進行進一步分析：首先，對兒童和父母的人口社會學變量和研究的父母親職壓力和父母評價ODD行為表現(xiàn)這兩個變量進行了描述性分析和差異性分析（t檢驗）；接著，采用Pearson相關分析分析兩個變量的相關性：最后，使用回歸分析和交叉滯后分析的方法對兩個變量之間的準因果關系進行了探究分析。

3結果分析

3.1父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的兩年追=蹤比較

對ODD行為表現(xiàn)兒童的父母親職壓力、ODD行為表現(xiàn)第一年與第二年的得分進行配對樣本t檢驗。結果顯示，在父母親職壓力上，第一年得分為94.87（20.25），第二年得分為91.13（20.94）。兩年相比有顯著差異，t（300）=3.55，p<0.000：在ODD行為表現(xiàn)上，第一年得分為2.32（2.44），第二年得分為1，83（2，18），兩年相比有顯著差異，t（300）=3.99，p<0.000。與第一年相比，親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年的得分下降顯著。

由于不同性別兒童可能對親職壓力有所影響，不同性別兒童的ODD行為表現(xiàn)評價得分可能有所不同，所以對不同性別兒童的父母親職壓力和ODD行為表現(xiàn)也進行兩年比較，做獨立樣本t檢驗。結果如表1所示.

表1顯示，在第一年和第二年的數(shù)據(jù)中，男女生在父母親職壓力上均沒有顯著差異，而在ODD行為表現(xiàn)上。兩年均是男孩顯著高于女孩。后續(xù)將兒童性別轉化成虛擬變量納入分層回歸中進行控制。表1還顯示，與第一年相比，男孩第二年的父母親職壓力和他們的ODD行為表現(xiàn)均有顯著的下降，分別是t（209）=3.49，p<0.001，t（209）=3.54，p<0.001：而女孩第二年的父母親職壓力和他們的行為表現(xiàn)均沒有顯著下降，t（88）=1.02，p>0.05，t（88）=1.74，p>0.05。

3.2父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的相關分析

采用Pearson相關分析ODD行為表現(xiàn)兒童兩年中父母親職壓力、ODD行為表現(xiàn)的相關情況。結果如表2所示。

從表2上可以看出，第一年親職壓力與第二年親職壓力之間的相關系數(shù)為0.61（p<0.001），第一年父母評價ODD行為表現(xiàn)得分和第二年父母評價ODD行為表現(xiàn)得分之間的相關系數(shù)為0.57（p<0.001）。第一年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關系數(shù)為0.59（p<0.001），第二年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關系數(shù)為0.55（p<0.001）。對第一年與第二年親職壓力之間的相關系數(shù)和第一年與第二年父母評價ODD行為表現(xiàn)得分之間的相關系數(shù)，以及第一年與第二年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關系數(shù)進行Z分數(shù)轉化檢驗是否有差異。檢驗結果表明相關系數(shù)之間并無顯著差異（前者的Z=0.75，p=0.45；后者的Z=0.72，p=0.47），表明兩者之間的關系具有一定穩(wěn)定性，保證了交叉滯后分析的前提為一致性（synchronic-ity）和穩(wěn)定性（stationarity）

（Kenny，1975）。其中一致性一般可由在前后兩個時間點分別對兩個變量進行同時測量得到支持，而穩(wěn)定性則由影響變量的因素的強度和方向不隨時間變化這一點來支持（即第一年與第二年兩個變量之間的相關相近），并不要求變量具有不變性（stability），因而可以對本研究的數(shù)據(jù)進一步進行交叉滯后分析。

3.3父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的交叉滯后分析

根據(jù)方差分析和相關分析的結果，采用線性回歸進行交叉滯后分析。

首先，考察第一年父母親職壓力對第二年兒童ODD行為表現(xiàn)的預測。先將兒童性別作為第一層變量引入回歸方程，以控制其影響；然后將第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)引入回歸方程，控制ODD行為表現(xiàn)穩(wěn)定性的影響：接下來再將第一年的父母親職壓力引入回歸方程：最后，將各自變量間的交互作用依次引入回歸方程。結果表明，僅兒童性別和第一年父母親職壓力的交互作用項可以顯著預測第二年的ODD行為表現(xiàn)（β=-0.634，p<0.05）。其他主效應和調節(jié)效應均未達到顯著。

然后，考察第一年兒童的ODD行為表現(xiàn)對第二年的父母親職壓力的預測。同樣，先將兒童性別作為第一層變量引入回歸方程，以控制其影響；然后將第一年的父母親職壓力引入回歸方程，控制父母親職壓力穩(wěn)定性的影響：接下來再將第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)引入回歸方程：最后。將各自變量間的交互作用依次引入回歸方程。結果表明，第一年父母親職壓力可以顯著預測第二年父母親職壓力（β=0.649，p<0.001），兒童性別可以預測顯著第二年父母親職壓力（β=0.535，p<0.05）。其他主效應和調節(jié)效應均未達到顯著。

從以上結果來看，交互作用表明性別在親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)的關系中具有調節(jié)作用，參考前人的做法（Aiken&West，1991；劉俊升，2012）。將男孩、女孩分開進行分析。先控制第一年ODD行為表現(xiàn)，再以第一年父母親職壓力為自變量，以第二年兒童ODD行為表現(xiàn)為因變量進行回歸分析。結果發(fā)現(xiàn)，對于男孩，第一年兒童ODD行為表現(xiàn)可以顯著預測第二年兒童ODD行為表現(xiàn)（β=0.416，p<0.001），第一年父母親職壓力可以顯著預測第二年兒童ODD行為表現(xiàn)（B=0，199，p<0.01）。對于女孩，第一年兒童ODD行為表現(xiàn)可以顯著預測第二年兒童ODD行為表現(xiàn)（β=0.732，p<0.001），而第一年父母親職壓力則無法顯著預測第二年兒童ODD行為表現(xiàn)。

仍將男孩、女孩分開分析。先控制第一年父母親職壓力，再以第一年ODD行為表現(xiàn)為自變量，以第二年父母親職壓力為因變量進行回歸分析。結果發(fā)現(xiàn)，對于男孩，第一年父母親職壓力可以顯著預測第二年父母親職壓力（β=0.642，p<0.001），第一年兒童ODD行為表現(xiàn)無法顯著預測第二年父母親職壓力。對于女孩，第一年父母親職壓力可以顯著預測第二年父母親職壓力（β=0.494，p<0.001），第一年兒童ODD行為表現(xiàn)無法顯著預測第二年父母親職壓力。

將男孩、女孩分開進行交叉滯后分析的結果如圖1和圖2所示。結果表明。對男孩來說，父母第一年的親職壓力可能顯著預測第二年男孩的ODD行為表現(xiàn)，而對女孩來說。父母第一年的親職壓力則無法顯著預測女孩第二年的ODD行為表現(xiàn)。

4討論

本研究發(fā)現(xiàn)：父母親職壓力和ODD行為表現(xiàn)得分兩年均各自相關顯著，但在第二年里得分均有顯著降低；ODD行為表現(xiàn)兒童的父親和母親在親職壓力和對兒童ODD行為表現(xiàn)評價上并不存在顯著差異：第一年的父母親職壓力可以預測第二年的男孩的ODD行為表現(xiàn)，但無法預測第二年女孩的ODD行為表現(xiàn)；無論是女孩還是男孩，他們第一年的ODD行為表現(xiàn)都無法預測第二年的父母親職壓力。研究結果證實了研究假設l、2、4，證明了父母親職壓力對兒童的ODD行為表現(xiàn)有顯著影響：部分的證實了研究假設3，沒能證實ODD行為表現(xiàn)對父母親職壓力的預測。

4.1父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年顯著下降但相對穩(wěn)定

父母評價兒童的ODD行為表現(xiàn)在第二年里有顯著降低，這種顯著下降主要體現(xiàn)在男孩中，這可能是由于本研究中兒童來自1-5年級，平均年齡為9.57歲（SD=1.58），而ODD發(fā)病最高峰在9-10歲（CosteHo，Mustillo，Erkanli，Keeler，&Angold，2003），隨著兒童年齡增長一歲，一年之后的再測中父母評價的ODD行為表現(xiàn)出現(xiàn)了顯著降低。也有可能隨著孩子具有ODD行為表現(xiàn)的時間延長，父母逐漸適應了孩子的問題行為，評價的分數(shù)相應的低了。此外，盡管ODD行為表現(xiàn)的父母親職壓力和父母評ODD行為表現(xiàn)在第二年出現(xiàn)了顯著下降，但父母親職壓力和兒童的ODD行為表現(xiàn)在第一年和第二年評分之間存在著顯著的高相關，第一年和第二年的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)之間存在顯著的高相關。所以，雖然父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年中有明顯下降的趨勢，但這種下降呈現(xiàn)出相對穩(wěn)定，并沒有超出異常，仍舊具有一定穩(wěn)定性。