陳 奇 桑悅赟 王 慧 楊廷忠
【提 要】 目的 研究初中生應對方式在父母教養方式和焦慮中的中介作用,從而為開展初中生心理健康教育提供支持。方法 采用分層隨機抽樣,共計調查36個班級,1022名學生。采用父母教養方式量表、中學生應對方式量表、兒童焦慮性情緒障礙篩查表進行調查。結果 指向問題應對的維度與積極的父母教養方式正相關(P<0.01)。指向情緒應對的維度與積極的父母教養方式負相關(P<0.05),與焦慮正相關(P<0.01)。積極的父母教養方式與焦慮負相關(P<0.01),消極的教養方式與焦慮正相關(P<0.01)。從消極教養到焦慮的中介效應的95%可信區間為1.338~2.364,中介效應的效果量為29.7%,中介效應顯著。結論 在父母教養方式和焦慮中起中介作用的主要是指向情緒的應對方式。
兒童的成長同時被父母和社會塑造,父母在其社會化的過程中扮演了一個重要的角色[1]。最核心的是父母教養方式(parenting styles)。初中階段的孩子剛剛脫離了受到父母影響較大的童年,人的價值觀逐漸形成,同時也開始形成自己特有的應對方式(coping style)。焦慮是一種復雜的心理過程,是應激反應的一部分。當個體遇到內外刺激而又沒有適當的應付方式時,機體會產生焦慮。如果不及時處理,焦慮會慢性進展,一直持續到成年階段。生活事件增多、社會支持不足、應對緊張等也會引起焦慮,而焦慮反過來會影響應對方式的產生。根據應激理論,應對是心理健康的中介變量[2],良好的應對能減輕應激壓力,從而保持健康的心理。因此,本研究假設:應對方式在父母教養方式和初中生焦慮之間有中介作用。通過本研究,希望明確其中的關系,提出建議,幫助青少年健康成長。
本研究調查對象為寧波市鄞州區初中,鄞州區共有初中17所。采用分層隨機抽樣,在鄞州區城區、城鄉結合部、郊區分別隨機抽取初中2所,共計6所。在每所學校的初一、初二、初三每個年級段各隨機抽取2個班級作為調查班級。共計調查36個班級。首先將抽中學校的醫務室老師或心理輔導老師集中,由寧波市康寧醫院和鄞州區疾病預防控制中心統一進行調查員培訓。調查表由經過培訓的調查員對抽中的班級學生就調查問卷進行解釋。問卷為無記名填寫,由學生當場在班級獨立填寫完成,由調查員回收。
父母教養方式量表(EMBU),采用C.Perris等編制,中國醫科大學岳冬梅等[3]1993年修訂的中文版EMBU。量表共有66個題目。其中,父親教養方式分量表有6個因子,一共58個條目,分半信度為0.5~0.89,重測信度為0.58~0.73;母親教養方式分量表有5個因子,一共57個條目,分半信度在0.69~0.91,重測信度0.71~0.82。由于調查對象幾乎都是獨生子女,涉及到偏愛的問題均為缺漏,因此數據分析時,將偏愛因子取消。根據文獻[4],將父母教養方式分為:積極的教養方式(情感溫暖/理解),消極的教養方式(懲罰/嚴厲、過分干涉、偏愛、拒絕/否認、過度保護)。
中學生應對方式量表,采用浙江大學陳樹林等[5]編制的“中學生應對方式量表”。包括2個子量表,7個維度,并經過信度效度檢驗。量表的信度檢驗:同質性檢驗Cronbachs’α系數0.92。半分信度Spearman-Brown系數 0.88。重測信度系數(8周后重測)0.89。量表的效度檢驗:對量表采用主成分分析法進行因素分析后,解釋總方差的73.01%,結構效度較好。量表包括2大部分,36個條目,分別是:指向問題應對子量表(包括:問題解決(CS1)、尋求支持(CS2)、合理解釋(CS3)3個因子);指向情緒應對子量表(包括:忍耐(CS4)、逃避(CS5)、發泄情緒(CS6)、幻想/否認(CS7)4個因子)。量表采用1~4級評分(1=不采用,2=偶爾采用,3=有時采用,4=經常采用)。因子分由條目分相加,屬于同一份量表的因子分相加即分量表分數。一般不計量表總分。
兒童焦慮性情緒障礙篩查表(SCARED),采用Birmaher于1997年制定,1999年修訂的兒童焦慮性情緒障礙篩查表(SCARED)。中文版由王凱等[6]修訂。量表共有41個條目,共包含五個因子:軀體化/驚恐、廣泛性焦慮、分離性焦慮、社交恐怖、學校恐怖。采用三級評分,0=沒有或幾乎沒有;1=有時有;2=經常有。量表計算總分。量表的半分信度為0.88,重測信度為0.567~0.608,Cronbach’s α系數0.43~0.89。對焦慮性障礙診斷的靈敏度為0.74,特異度為0.79。該量表被認為可以用于我國兒童焦慮障礙的評估。
使用SPSS 19.0進行統計分析。檢驗水準α=0.05。家庭教養方式、應對方式、焦慮之間的關系采用秩相關分析。中介分析[7-8]采用AMOS21.0進行分析。
共計回收1112份,有效問卷1022份,有效率91.9%。最終分析的數據樣本量為1022份。平均年齡(13.88±2.47)歲。其中男生480人,占47.0%,女生542人,占53.0%。
共同方法偏差檢驗采用Harman單因素分析。將要分析的所有變量納入探索性因素分析,分析時不進行旋轉,檢驗未旋轉主成分分析的結果。檢驗結果顯示,共抽取了10個因子,第一個因子的方差貢獻率為26.09%,因此本調查不存在嚴重的共同方法偏差。
指向問題應對的維度(問題解決、尋求支持、合理解釋),與積極的父母教養方式(情感溫暖/理解)正相關(P<0.01)。指向情緒應對的維度(忍耐、逃避、發泄情緒、幻想/否認),與積極的父母教養方式負相關(P<0.05),與焦慮正相關(P<0.01)。積極的父母教養方式與焦慮負相關(P<0.01),消極的教養方式(懲罰/嚴厲、過分干涉、偏愛、拒絕/否認、過度保護)與焦慮正相關(P<0.01),見表1。

表1 初中生父母教養方式、應對方式、焦慮的相關分析
*:P<0.05,**:P<0.01
通過分析,提出以下假設:(1)父母教養方式(包括積極的、消極的)直接影響子女焦慮。(2)子女應對方式(包括指向情緒的、指向問題的)在父母教養方式(包括積極的、消極的)和子女焦慮之間起部分中介作用。(3)子女應對方式(包括指向情緒的、指向問題的)直接影響子女焦慮。根據上述假設,構建的結構方程模型如圖1。

圖1 初中生父母教養方式、子女應對方式、子女焦慮的結構方程模型假設
模型采用最大似然法進行估計,“積極教養-指向問題-焦慮”、“消極教養-指向問題-焦慮”的路徑系數不顯著,進行了刪除。最終進行修改和擬合后的模型如圖2,各項擬合指標均良好(χ2/df=1.368,GFI=0.929,NFI=0.924,RMSEA=0.083,CFI=0.940),修改后的模型可以接受。采用AMOS軟件中的Bootstrap程序進行中介效應的顯著性檢驗。Bootstrap隨機抽取樣本量為2000,模擬擬合后發現,從消極教養到焦慮的中介效應的95%水平可信區間為1.338~2.364,區間不含0,因此中介效應有統計學意義。

*:P<0.01,**:P<0.001
圖2初中生父母教養方式、子女應對方式、子女焦慮的
結構方程模型
消極教養到焦慮的直接效應量為0.26,消極教養到焦慮的中介效應量為0.11。總效應量為直接效應與中介效應之和,為0.37。中介效應的效果量等于中介效應的效應除以總效應,為29.7%。
本研究發現,消極的教養方式對初中生焦慮有影響。與其他研究[9]得出的結論類似,父母教養方式不同會影響子女的焦慮,子女的應對方式不同也會影響其焦慮。一般來說,父、母懲罰/嚴厲度高,拒絕/否認度高,過分干涉、過度保護,子女容易產生焦慮。焦慮-控制模式的家庭教養方式[10]等也被認為促進了兒童青少年焦慮的發生。通過本研究發現,積極的教養方式不一定能減輕子女焦慮,但消極的教養方式會導致子女焦慮,可能與消極的教養方式容易使子女精神質、神經質、掩飾[11]有關。父母的關心溫暖帶給孩子安全感,有助于促進孩子形成良好的社交模式,而嚴厲、懲罰、拒絕等會降低孩子的自信和安全感,導致在社交中出現退縮回避的行為[12],嚴厲的教養方式也可能引起親子沖突[13],這種教養方式不利于子女的成長。因此,消極的教養方式是應該否定的。
通過中介分析,我們可以發現,在教養方式和焦慮中起中介作用的主要是指向情緒的應對方式。精神分析學派認為[14],當個體遇到內外刺激而又沒有適當的應付方式時,機體會產生焦慮。另外生活事件增多,社會支持不足,應對緊張等也會引起焦慮,而焦慮反過來會影響應對方式的產生。
初中生常見的心理應激源為學習壓力和人際關系[15]。有研究報道[16],學習負擔重、噪聲影響、睡眠時間少、早餐不規律、朋友數量少等是初中生焦慮的危險因素。我們發現,這些引起焦慮的原因往往是無法解決的,因此初中生個體在進行評估后,往往會認為自己無力解決,也只能通過情緒指向的方式來應對。另一方面,消極家庭教養方式的子女,在面對壓力時會更傾向于采用更多指向情緒(忍耐、逃避、發泄情緒、幻想/否認)的應對方式。因此需要增加積極(溫暖、理解)的家庭教養方式、抑制消極(懲罰、嚴厲、拒絕、否認)的家庭教養方式,來減少初中生不成熟的應對方式。
初中生心理干預的一個重要切入點是指向情緒的應對方式。父母需要克制消極的教養方式,避免子女產生過多情緒化應對方式;同時,應該針對初中生情緒化應對方式提供綜合的心理干預,如情緒管理、德育導師制度、心理咨詢熱線、心理咨詢室、心理沙龍等,幫助初中生認識到問題,及時疏導情緒問題,幫助他們獲得心理上的成長。