祖輩教養方式與農村留守幼兒問題行為的關系：師幼關系的調節作用

侯莉敏 羅蘭蘭 吳慧源

[摘 要] 為探討影響農村留守幼兒發展的因素，本研究采用測查法，以353名3～5歲農村留守和非留守幼兒為研究對象，考察農村留守幼兒問題行為與祖輩教養方式及師幼關系的關系，結果表明，與非留守幼兒相比，留守幼兒存在更多的問題行為，并在內化問題方面存在顯著差異;農村留守幼兒問題行為不存在年齡差異，但存在顯著的性別差異，男孩的問題行為比女孩多;祖輩民主參與教養行為顯著負向預測農村留守幼兒問題行為，是農村留守幼兒發展的保護因素，祖輩言語敵對教養行為顯著正向預測農村留守幼兒問題行為，是農村留守幼兒發展的風險因素;師幼親密在祖輩民主參與教養行為與留守幼兒學習問題行為之間具有調節作用，師幼親密的增加提升了祖輩民主參與教養行為對留守幼兒學習問題行為的積極效用;師幼沖突在祖輩民主參與教養行為與留守幼兒內外化問題行為、祖輩言語敵對教養行為與留守幼兒學習問題行為之間具有調節作用，師幼沖突的增加消減了祖輩民主參與教養行為對留守幼兒內外化問題行為的積極效用，加劇了祖輩言語敵對教養行為對留守幼兒學習問題行為的消極影響。可見農村留守幼兒與教師間的緊密情感聯結可以減少農村留守幼兒問題行為，也是農村留守幼兒發展的保護因素。應以鄉鎮幼兒園為中心，充分發揮教師的支持作用，幫助祖輩建立更好的教養方式，共同應對農村留守幼兒不利處境，促進農村留守幼兒更好發展。

[關鍵詞] 留守幼兒;問題行為;祖輩教養方式;師幼關系

一、問題提出

“留守幼兒”屬于“留守兒童”的概念范疇，學界目前關于“留守兒童”存在留守年齡、留守生活區域、留守兒童撫養情況及留守時間的爭議，本研究將“留守幼兒”界定為農村家庭中父母雙方外出打工不在原籍地，且外出打工6個月及以上，但幼兒仍在原戶籍地，因此無法與父母雙方共同生活的3～6歲幼兒。“問題行為”指的是個體表現出的妨礙其社會適應的異常行為，[1]主要包括外化問題、內化問題、學習問題。其中外化問題指違反道德和社會行為規范的行為，包括攻擊、反抗、盜竊、逃學等;[2]內化問題指通常不易被他人察覺，也不會對他人構成直接的威脅，但卻是個體心理健康持久隱患的內隱行為;[3]學習問題指學習中存在著的問題，如學習動力不足、注意力不集中等。[4]

許多研究表明，留守生活不利于兒童心理健康的發展，低學齡階段留守兒童較高學齡階段留守兒童有更為突出的心理問題;[5]與非留守兒童相比，農村留守兒童表現出更多的心理適應問題，其中尤以問題行為最為突出，[6][7][8]農村留守兒童的焦慮狀態、學習困難、紀律較差、攻擊性與畏縮性內外化問題及學習問題普遍存在，[9][10]甚至比非留守兒童更為嚴重。[11]從已有研究可知，留守兒童問題行為較非留守兒童嚴重，留守兒童的問題行為具有累積效應，即隨著年齡的增長，問題行為并未得到改善，甚至更多且更為嚴重。據教育部、公安部、民政部等機構的數據顯示，[12]2016年中國0～16歲留守兒童的人數達到902萬，占全國兒童總數的67.2%，其中，0～5歲、6～13歲的農村留守兒童分別為250萬、559萬，各占農村留守兒童的27.8%、62%。可見留守兒童在我國兒童總數占比較高，3～6歲留守幼兒在農村留守兒童總數占比較高。當前對于留守兒童的研究多集中于學齡階段的兒童，關于學齡前階段群體的研究較少。因此考察農村3～6歲留守幼兒發展的基本狀況，對于留守幼兒問題行為進行關注和干預顯得尤為重要。

幼兒的問題行為受多方因素的影響，外因主要來自家庭和幼兒園，其中家庭是影響幼兒最為關鍵的系統。研究表明，看護人尤其是父母的教養方式對幼兒社會性發展有顯著影響，良好的教養方式能促進幼兒自尊、自信等個性的發展。[13]此外，教養方式與問題行為的關系密切，消極的教養方式會增加幼兒問題行為發生的概率，積極的教養方式會減少幼兒問題行為。父母專制型教養方式下，幼兒更容易出現攻擊他人、攻擊自身等外顯問題行為。[14][15]反之，民主型的教養方式會增加幼兒社會能力，減少問題行為。[16]基于留守幼兒的不利處境，不少研究開始關注祖輩教養方式，祖輩監護的留守幼兒面臨更多的生活、學習及溝通方面的困難與需求，[17]不良的祖輩教養方式不利于幼兒情緒的調節。[18]祖輩教養方式與留守幼兒問題行為有緊密關系，但當前關于幼兒家庭教養方式的研究多集中在父母方面，對于祖輩家庭教養方式的事實關照還不夠，尤其是對留守幼兒祖輩家庭教養方式的了解不足，對祖輩教養方式與留守幼兒問題行為之間的關系尚無明確結論。因此，對祖輩教養方式與農村留守幼兒問題行為的關系進行探究是必要的。

幼兒園是幼兒第二生活場所，教師是支持幼兒發展的重要源泉。大量研究表明，師幼關系與幼兒發展結果之間的關系研究聚焦于幼兒的問題行為方面。[19][20][21][22]家庭和幼兒園是兩個緊密聯系的系統，只有在家庭和幼兒園的良好互動中，個體才能實現最優的發展。[23]由于處境不利，幼兒缺乏與家庭之外成人和同伴相處的經驗，良好的師幼關系能夠作為一個保護因素，發揮彌補作用。[24]已有研究表明，親子關系和師幼關系不僅獨立作用于幼兒發展，兩者也發生相互作用，構成影響幼兒發展的關系網絡;[25]良好的師幼關系能預測不安全母子依戀幼兒從幼兒園到三年級的學業成就。[26]在一項針對弱勢群體的研究中，師幼關系部分地中介了父母虐待、忽視對幼兒情緒、行為問題的影響;[27]良好的師幼關系能夠彌補父母具有專制教養方式的非裔幼兒在閱讀技能方面的劣勢。[28]可見，師幼關系與家庭教養方式可能存在交互作用，并對幼兒行為產生影響。對于留守幼兒的留守困境而言，良好的師幼關系可能在祖輩教養方式中起到調節作用，能緩和祖輩不良教養方式的消極影響。因此，探討師幼關系對祖輩教養方式與農村留守幼兒問題行為是否具有調節作用是本研究探討的關鍵問題。

綜上所述，本研究以3～5歲農村留守幼兒為研究對象，主要聚焦：一是考察農村留守幼兒問題行為中的外化問題、內化問題、學習問題現狀;二是探討祖輩教養方式對于農村留守幼兒問題行為是否有預測作用;三是探討師幼關系對祖輩教養方式與農村留守幼兒問題行為是否有調節作用。

二、研究方法

（一）研究對象

首先，地區選擇方面，基于有目的及方便的抽樣選擇，最終確定廣西壯族自治區留守幼兒集中地G市G縣（少數民族自治縣）及P縣（非少數民族自治縣）為研究抽樣地。

其次，幼兒選擇方面，基于進一步干預的需要，考慮到干預階段時大班幼兒已經畢業，因此幼兒樣本僅抽取小班和中班幼兒。采用整班聯系，自愿參加的方式，從2個縣4個鄉鎮選取10所幼兒園小班至中班共20個班級的353名農村幼兒;年齡分布在3～5歲間，平均年齡為3.56歲，描述性統計如表1所示。

再者，班級規模為平均師幼比1 ∶ 12的班級，能較好保障教師對個體幼兒關注的時間和空間。抽樣班級涉及的教師共計42人;年齡主要分布在26～34歲間，占比59.62%;教齡主要分布在1～5年間，占比65.38%;學歷以中專及以下學歷為主，占比71.15%。此外，還包括被測查的留守幼兒的主要祖輩，共240人，其中漢族152人，少數民族88人;祖父母177人，外祖父母63人。

（二）研究工具

1. 幼兒問題行為。

本研究以保羅·A.布菲和杰克·A.納格利里（Paul A. LeBuffe & Jack A. Naglieri，2012）編制并修訂的《（DECA-P2）DECA第二版》量表為模板，抽取問題行為部分評估幼兒在3～5歲期間的問題行為。[29]結合我國國情、文化、對留守幼兒教師訪談的實際情況、語言表達方式對DECA進行改編，共16個項目，對回收的問卷進行探索性因素分析，按照統計標準刪除題項，參照DECA的題項內容，概括出內化問題、外化問題、學習問題3個維度。采用里克特（Likert）五點計分制（1～5代表從“從不”到“總是”）。鑒于留守幼兒父母長期不在身邊，幼兒園是幼兒生活的第二個重要場所，教師與留守幼兒面對面相處的機會較多，因而該問卷由班級教師報告。

（1）項目分析。

采用極端值比較。以各項題目與題項總分的相關，對問卷項目區分度進行檢驗，刪除了與總分相關系數低于0.5的題項，每個維度至少包含3個。初測問卷共16題，刪除不符合題項2題，保留有效題項14題。

（2）探索性因素分析。

本研究中，該結構效度（KMO=0.829，Bartlett的球形度檢驗=0.000，達到顯著水平）良好，適合進行因素分析。使用主成分分析法和正交旋轉法，收斂最大迭代25，參照因素特征值大于1、每個維度包含至少3個題項，對因素載荷<0.5的題項進行刪除，共刪除2項，剩余14項。3個主成分累計貢獻率為56.685%，其中，外化問題主要測攻擊行為方面，如“與其他兒童打架”;內化問題主要測退縮行為方面，如“沒有足夠的決心完成活動，容易放棄”;學習問題主要測注意力方面，如“注意力持續時間短”。（見表2）

采用極大似然法進行驗證性因子分析，結果表明模型擬合度良好：χ2/df=2.247，RMSEA=0.072，CFI=0.923，IFI=0.924，表示模型基本適度良好，模型可以被接受。

進一步使用皮爾遜的相關系數檢驗各維度之間、各維度與積極貢獻之間的關系，以進一步驗證問卷結構的合理性。由表4可知該問卷各維度相關維度系數在0.4～0.7之間，處于中度相關，各維度相關顯著P<0.01，該問卷具有良好的結構效度。

2. 祖輩教養方式。

采用羅賓森（Robinson，1995）編制的《教養方式問卷（PSDQ）》評估祖輩的教養方式，原版含62個子項目，簡版含26個子項目。[30]本研究采用簡版，采用里克特（Likert）量表5點計分（1～5表示從“從不”到“總是”）。該問卷由Wu等人（2002）進行了中文修訂，并證實了其結構在中美兩國被試群體中的跨文化一致性。[31]包含兩種教養維度：權威型教養方式（authoritative parenting style）和專制型教養方式（authoritarian parenting style）。其中權威型教養方式包含3個具體教養行為，包括：溫暖/接受（warmth/acceptance dimension），如“我在孩子乖的時候會贊揚孩子”;理性/規則（reasoning/induction），如“我在孩子行為不當時向孩子講道理”;民主參與（democratic participation），如“我允許孩子參加家庭規則的制訂”。專制型教養方式包含3個具體教養行為，包括：身體壓制（physical coercion），如“我用體罰作為一種管教孩子的方式”;言語敵對（verbal hostility dimension），如“我在孩子行為不當時會大嚷大叫”;非理性/懲罰（non-reasoning/punitive），如“我以讓孩子獨自待在一邊的方式懲罰孩子而不（或很少）作解釋”。本研究中，該問卷的信度（Cronbachs α=0.839）和結構效度（KMO=0.829，Bartlett的球形度檢驗=0.000，達到顯著水平）良好。該問卷由留守幼兒主要祖輩報告。

3. 師幼關系。

采用張曉翻譯的由潘塔和斯坦伯格（Pianta & Steinberg，1992）編制的《師幼關系量表（STRS）》對師幼關系進行考察，內容包括師幼親密和師幼沖突，共2個維度15個子項目。[32]師幼親密如“我和這個孩子之間的關系密切而且感情深厚”;師幼沖突如“這個孩子和我似乎總是在相互困擾對方”。本研究中，該問卷的信度（Cronbachs α=0.611）和結構效度（KMO=0.797，Bartlett的球形度檢驗=0.000，達到顯著水平）良好。該問卷由班級教師報告。

（三）研究過程

所有被招募的參與者都被告知了研究的目的，并在他們參與研究之前獲得了知情同意。參與本次協助調查的共有32名學前教育專業的研究生，項目組先對其進行培訓，以明確問卷的目的、問卷的維度、各題項的操作定義。在廣西G市隨機抽取祖輩及教師進行試測，由專業的學前教育專家團隊評判調查人員是否合格。測試合格后，他們分為10個小組，每組3人（1人主試，2人輔助）進入到抽樣地。其中，祖輩教養方式問卷由被研究幼兒的主要祖輩完成，程序為由經過培訓的學前教育專業人員對測查家長進行集中培訓，正式測試時集中進行問卷填寫，由于農村大部分家長不識字或不會說普通話，問卷填寫由研究者與班級教師共同念讀題目，班級教師用本地方言解釋幫助家長理解，讓其口頭回答再進行填寫。留守幼兒的問題行為、師幼關系由班級教師完成，程序為由經過培訓的學前教育專業人員對教師進行測試前的培訓，正式測試由教師根據問卷要點通過4周對幼兒的實際觀察獨立完成問卷填寫，以確保被試幼兒的真實情況，4周后教師提交問卷。

（四）數據處理

采用SPSS20.0、AMOS23.0進行統計與分析。

三、研究結果與分析

（一）農村留守幼兒問題行為的基本狀況

為了解農村留守幼兒問題行為的基本狀況，引入群體比較的研究視角，通過農村留守幼兒和非留守幼兒之間的比較，農村留守幼兒年齡、性別的比較展開研究，并采用假設性檢驗以獲取比較結果。

1. 留守幼兒與非留守幼兒問題行為差異的比較。

為了解農村留守幼兒與非留守幼兒問題行為各維度分布情況，采用獨立樣本T檢驗將樣本信息推論出總體分布的情況。經檢驗（見表5），結果顯示內化問題P<0.05，留守幼兒在問題行為各維度上分值高于非留守幼兒。這說明農村留守幼兒與農村非留守幼兒在內化問題方面存在顯著性差異，農村留守幼兒比非留守幼兒有更多問題行為。

2. 留守幼兒問題行為各維度差異的比較。

為了解留守幼兒問題行為在各維度的分布情況，對3個維度的分值進行了標準化處理。結果顯示，內化問題、外化問題、學習問題中內化問題分值最高，外化問題次之，如圖1所示。

3. 留守幼兒問題行為各維度性別、年齡差異的比較。

為了解留守幼兒問題行為在性別、年齡的總體分布情況，采用獨立樣本T檢驗將樣本信息推論出總體分布的情況。經檢驗（見表6）：在年齡方面各維度P>0.05;性別方面各維度P<0.05。數據對比發現留守幼兒問題行為各維度不存在年齡差異，在內外化問題、學習問題方面存在顯著性別差異，男孩的問題行為比女孩多。

（二）祖輩教養方式、師幼關系與農村留守幼兒問題行為的相關分析

為了探討祖輩教養方式、師幼關系與農村留守幼兒問題行為的相關關系，本研究以問題行為各維度作為因變量，以師幼關系、祖輩教養方式作為自變量進行相關分析，以期發現與農村留守幼兒問題行為相關的因素。

1. 祖輩教養方式與留守幼兒問題行為的相關分析。

對祖輩教養方式各維度與問題行為各維度進行相關分析，結果表明（見表7）：內化問題、外化問題與祖輩教養方式各維度都存在相關，其中與溫暖/接受、理性/規則、民主參與呈顯著負相關，與身體壓制、非理性/懲罰、言語敵對呈顯著正相關;學習問題與祖輩教養方式各維度存在相關，其中與民主參與呈顯著負相關，與身體壓制、言語敵對呈顯著正相關，與溫暖/接受、理性/規則、非理性/懲罰相關但不顯著。

2. 師幼關系與留守幼兒問題行為的相關分析。

對師幼關系各維度與問題行為各維度進行相關分析，結果表明（見表8）：問題行為各維度與師幼關系各維度存在顯著相關，其中與師幼沖突呈顯著正相關，與師幼親密呈顯著負相關。

（三）祖輩教養方式與農村留守幼兒問題行為的回歸分析

為更好地確定對留守幼兒問題行為產生直接影響的教養方式中具體的教養行為，以問題行為作為因變量，其他因子作為自變量，控制性別、年齡、祖輩類型3個變量。采用進入的方式進行分層多元線性回歸分析，結果表明（見表9）：進入回歸分析的變量有民主參與、言語敵對。3個回歸模型P<0.05達到顯著水平，部分自變量可以有效預測因變量。民主參與對問題行為具有負向預測作用，其中對外化問題的預測作用最強（P=0.009），對學習問題的預測作用最弱（P=0.033）;言語敵對對問題行為具有正向預測作用，其中對內外化問題預測作用最強（P=0.018），對學習問題預測作用最弱（P=0.023）。由此可知，對于農村留守幼兒而言，對其問題行為產生有效預測作用的主要包括兩種教養行為：民主參與教養行為、言語敵對教養行為，其中民主參與教養行為是問題行為的保護因素，言語敵對教養行為是問題行為的風險因素。

（四）師幼關系對祖輩教養方式與農村留守幼兒問題行為的調節效應

為了探討師幼關系與祖輩教養方式中具體教養行為是否存在交互作用，采用分層回歸分析考察師幼親密、師幼沖突與民主參與、言語敵對及其交互作用對留守幼兒問題行為的影響。各變量在進入方程前分別進行了中心化處理，并建立教養行為與師幼關系的乘積項。

采用多元線性回歸方法進行分層回歸，分別以問題行為各維度作為因變量，以師幼親密、師幼沖突與民主參與、言語敵對作為自變量，以性別、年齡、祖輩類型作為控制變量。在回歸模型第一層進入控制變量;第二層進入自變量，考察師幼親密、師幼沖突與民主參與、言語敵對對問題行為的主效應;第三層進入教養行為與師幼關系的乘積項，考察教養行為與師幼關系的交互效應。此外，在進行回歸分析前，對各自變量進行了共線性診斷，結果表明特征根（eigenvalue）均大于0，條件指數（condition index）均小于3，VIF均小于5，說明各變量之間不存在多重共線性問題。

由表10可知，師幼親密和師幼沖突、民主參與、言語敵對對留守幼兒的問題行為具有顯著的預測作用。其中師幼親密對問題行為起到負向預測作用，師幼沖突對問題行為起到正向預測作用。由此可知，對于農村留守幼兒而言，對其問題行為產生積極影響的是師幼親密，消極影響的是師幼沖突。層次回歸的結果表明，師幼沖突與民主參與對內外化問題具有交互作用，且作用顯著;師幼親密與民主參與對學習問題具有交互作用，且作用顯著;師幼沖突與言語敵對對學習問題具有交互作用，且作用顯著。

為了更直觀地分析師幼關系對民主參與和言語敵對的調節作用，根據兩種教養行為的得分將被試分為高民主參與組、高言語敵對組（民主參與、言語敵對得分高于均值一個標準差的被試）和低民主參與組、低言語敵對組（民主參與、言語敵對得分低于均值一個標準差的被試）。用同樣的方法將被試分別分為高師幼親密組和低師幼親密組、高師幼沖突組和低師幼沖突組。以此來呈現師幼關系對祖輩教養方式與問題行為關系的調節作用。

由圖2可見，低師幼沖突組幼兒的內外化問題行為較高師幼沖突組幼兒的內外化問題行為要少。在高師幼沖突組中，隨著民主參與的提高，內外化問題行為隨之降低;而在低師幼沖突組中，隨著民主參與的提高，內外化問題行為也隨之降低，該斜率較高師幼沖突組略平緩。Simple slope檢驗顯示，高師幼沖突組幼兒的祖輩民主參與教養行為對內外化問題行為的預測作用高于低師幼沖突組的幼兒（內化問題：高師幼沖突組β=-0.337，P<0.001;低師幼沖突組β=-0.384，P<0.001。外化問題：高師幼沖突組β=-0.341，P<0.001;低師幼沖突組β=-0.387，P<0.001），即師幼沖突的提高增加了留守幼兒祖輩民主參與教養行為對內外化問題行為的預測性。