家庭系統環境刺激與對立違抗障礙/對立違抗傾向兒童情緒行為的相關性研究

趙非一，付強強，岳立萍，宋花玲，許 紅，夏小芥，韓 茨，明 星，胡 菁，徐 燕*

（1.上海杉達學院國際醫學技術學院,上海201209；2.同濟大學醫學院附屬楊浦醫院；3.上海中醫藥大學公共健康學院；4.上海中醫藥大學附屬市中醫醫院；5.華東師范大學）

對立違抗障礙(oppositional defiant disorder,ODD)是一種與發育水平不相符的，對權威存在明顯消極抵抗、敵意、挑釁、蔑視、不服從、易怒、報復和違規為主要行為特性的兒童期常見精神心理障礙，其發生可能影響兒童未來成長過程中的學術、社會及行為困難[1-3]。大樣本流行病學調查發現，ODD的人口流行率估計值為1.4%～12.3%[4-5]。ODD性別差異Meta分析顯示，男性比女性有更高的患病率[6]。ODD會引起兒童難以克服的情緒應對困難，不利于兒童的發育[7]，且這種危害的影響是持續的。長期跟蹤結果顯示，ODD兒童兩大典型癥狀群——煩躁和蔑視可能會限制其發展或直接使兒童不具有“完成學業和從事職業所需要的毅力、責任感及對規范的遵守”，進而破壞其與教育機構（學校）/工作場所中所遇到的權威/監督者（學校中的老師/工作中的領導）的關系[8]。有研究發現，和同齡人相比，患有或曾患有ODD的青年在學業上取得的成就更低、工作更替率更高、收入更低且工作/經濟壓力更大[8]。此外，ODD還可能會誘發或伴發其他精神心理障礙[9]，并由此造成精神衛生服務利用率急劇升高[10]，進而給整個社會衛生服務保障體系帶來巨大壓力。很多ODD(尤其是合并注意缺陷多動障礙)兒童會進一步發展成為品行障礙（conduct disorder,CD）[1]，參與/主導嚴重的暴力或犯罪行為，和（或）存在嚴重的精神活性物質濫用問題[11]。因此，ODD也被視為品行障礙和一些人格障礙的發展預測因子[12]。ODD的確切病因和病理機制尚不完全清楚，但遺傳是重要因素。來自表觀遺傳學的研究提示，ODD的遺傳率高達61%，且ODD與品行障礙共享50%的基因[13]。其中，2p12位點和AVPR1A基因與兒童早期、中期的攻擊行為相關[14]。來自神經影像學、神經生理學/神經內分泌學、神經心理學方面的研究豐富了人們對ODD病因和病理機制的認識，如基于體素的形態測量法測量皮質體積的結構研究的Meta分析顯示，左側杏仁核、腦島和額葉回的體積減小與ODD及品行障礙的發生相關[15]。有學者通過基礎心率和皮膚電活動評估發現，具有攻擊性的兒童/青少年自主神經系統功能減少[16]；通過基礎皮質醇水平測量發現，存在反社會行為的兒童，下丘腦-垂體軸水平顯著降低[17]。盡管ODD的病因和病理機制是復雜且綜合的，但家庭系統環境似乎是一個重要因素。既往大量研究均證實，家庭養育方式可以很好地預測兒童的對立和攻擊行為[18-19]。近幾年，ODD遺傳學領域的研究也開始傾向于探討（基因×環境）交互作用在ODD發生、發展中的影響。如遺傳證據顯示，單胺氧化酶A（MAOA）和多巴胺轉運蛋白（DATI）基因與兒童的對立違抗、攻擊和破壞性行為有關[20-22]，且這些遺傳因素與環境因素的交互作用進一步增加了兒童的情緒和行為自我控制困難，甚至被認為是構成兒童犯罪的潛在行為學基礎[23]。根據兒童發展理論，親子關系、成員支持、生活習慣、教育風格以及家庭功能等家庭系統環境刺激會對兒童的學習能力、社會適應及問題行為等產生不同程度的影響[24]。既往關注家庭系統環境與ODD兒童癥狀、行為的實證研究大多致力于探討父母的教育/教養方式、父母的情緒調控能力或兒童自身的情緒調控能力與ODD癥狀、破壞性行為之間的相關性[18-19,25]，對于家庭適應性、家庭凝聚力或父母婚姻狀態的潛在影響力關注不多。為此，我們立足該研究薄弱點，預測家庭系統環境的三大方面——家庭適應性/凝聚力、親子關系、父母婚姻關系，可能與ODD兒童的情緒行為存在一定聯系，就此開展調查研究。為擴大樣本量，同時也為了更好地通過家庭系統環境因素預測ODD早期臨床特征，除了確診的ODD兒童外，具有明顯ODD傾向的兒童也被納入調查。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取整群抽樣的方法，對上海市某九年一貫制學校6個年級（三年級～八年級）所有班級的班主任發放邀請函（注明研究目的、意義、主要程序、知情同意書），邀請他們參與本項研究（倫理批號：No.2017SHL-HL-07）。根據研究程序，班主任被告知需要完成以下兩項任務：第一，根據ODD 8項典型癥狀[2]粗篩自己班級內符合2條及以上的學生（班主任根據學生在學校內的表現進行粗篩）；第二，將ODD清單發給學生家長，邀請他們參與研究。簽署知情同意書后，家長根據清單進行粗篩，符合清單2條及以上的學生（家長根據學生在家庭中的表現粗篩）。然后，將班主任和家長粗篩的名單重疊，被兩者同時篩選出的學生作為診斷候選人進入診斷程序。由6名醫學心理科專科醫師通過半結構式訪談，結合美國精神障礙診斷與統計手冊第5版(Diagnostic and statistical manual of mental health disorders:Fifth edition,DSM-5)[2]中關于ODD診斷標準進行診斷，最終確診為ODD/或具有明顯ODD傾向的兒童納入本研究。納入標準：①由醫學心理科醫師確診的ODD兒童；②由心理專科醫師通過半結構式訪談判斷，該兒童雖然未達到ODD診斷標準第1條中的4項或4項以上的典型癥狀，但是符合至少2條癥狀且癥狀突出、強烈且頻繁(每周至少1次)，同時，由心理專科醫師判斷，2種對抗違抗癥狀超過年齡對應的個體發展水平、性別和文化規范，即可認為該兒童雖然未達到ODD臨床診斷標準但存在明顯ODD傾向。排除標準：①根據DSM-5[2]結合相關心理學測驗、量表及其他檢查確診屬于品行障礙、間歇性暴怒障礙、注意缺陷多動障礙及反社會人格障礙兒童；②通過半結構式訪談確定該兒童的對立違抗情緒屬于正常的青春期叛逆所致；③ODD合并其他精神心理障礙者；④單親家庭的兒童。中止標準：①被試者可在任何時候、因任何理由主動要求退出研究；②因其他不可預見的原因研究被迫中止。

1.2 研究方法

1.2.1 測評工具

1.2.1.1 破壞性行為障礙問卷(Disruptive Behavior Disorders Questionnaire,DBQ)[26]共8個因子，是ODD 8項典型癥狀清單的匯總，由兒童的父親或母親填寫(0分為否，1分為是)。DBQ評分越高，表明ODD癥狀越多/越明顯。本次調查中，該問卷的內部一致性系數(Cronbach′s α)為 0.821。

1.2.1.2 家庭適應性和凝聚力評估量表(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale,FACES-Ⅱ)[27]是一種自我報告式的評價量表，以兩個維度評估家庭環境。適應性（14個條目）：家庭體系隨家庭處境和家庭在不同發展階段出現的問題而相應改變的能力，即家庭系統為了應對外部處境變化（危機、壓力等）而改變其角色分配、權勢結構或聯系方式的能力；凝聚力（16個條目）：家庭成員之間的情感聯系。每個受訪的父親或母親以1分（幾乎從不）～5分（幾乎總是）評估他們對家庭實際狀況的感知。總分越高，表明家庭凝聚力/適應性越好。本次調查中，該量表的Cronbach′s α系數為0.830。

1.2.1.3 婚姻適應量表(Dyadic Adjustment Scale,DAS)[28]用于評估兒童父母婚姻關系的質量。每位參與的家長完成DAS婚姻一致性（13個條目）、婚姻滿意度（10個條目）、情感表達（4個條目）和婚姻內聚性（5個條目）4個分量表測評。27個條目提供了從0～5分的程度選項；2個條目提供了從0～4分的程度選項；2個條目僅提供“是”或“否”的選項；1個條目提供0～6分的程度選項。32個條目的得分相加為DAS總分，總分越高表明婚姻質量越高。本次調查中，該量表的Cronbach′s α為 0.887。

1.2.1.4 兒童-家長關系量表(Child-Parent Relationship Scale,CPRS)[29]用于評估親子關系，含26項條目。每位受訪的家長采用Likert式5分制評分法（1分為完全不是，5分為總是如此）評估親子關系的3個方面：①親密性（10個條目）；②沖突性（12個條目）；③依賴性（4個條目）。本次調查中，該量表的 Cronbach′s α為 0.831。

1.2.1.5 一般情況調查問卷 自制問卷，含受訪者的年齡、性別、教育水平、家庭平均月收入情況、孩子的性別、既往學年各科目的平均成績等。

1.2.2 研究質量控制 回收問卷2周后，隨機抽取初始調查對象人數的20%(n=26)重測4份量表，進行前后一致性的Kappa分析，當Kappa＜0.4時前期研究作廢，重新抽樣、重新調查。本次調查中，重測Kappa=0.88，表明兩次調查結果已經取得相當滿意的一致程度，可以用于之后的統計分析。

1.2.3 研究流程圖(見圖1）

圖1 研究流程圖

1.2.4 統計學方法 在進行統計分析前，檢查量表條目缺失數據占比。共發放131套問卷（每套含4份評價量表及一般情況問卷），回收有效問卷125套（6套問卷答案存在明顯矛盾，視為無效問卷），總回收率達95.42%。在有效問卷中，4名家長（3.2%）漏填了1～3個條目。通過IBM SPSS 21.0期望最大化算法和極大似然估計[30]估算缺失條目。對完整的數據通過SPSS 21.0對各觀察變量與人口學變量之間的相關性進行統計描述和統計推斷（相關分析和回歸分析）。分類資料用率（%）表示，定量資料用均數±標準差（）表示，差異水平分別設定在0.05，0.01和0.001。

2 結果

2.1 受訪對象家庭系統環境刺激與兒童對立違抗情緒和行為的整體情況 受訪家庭兒童的家庭系統環境刺激，包括家庭適應性/凝聚力、親子關系以及父母婚姻關系，與ODD/ODD傾向兒童的情緒行為嚴重程度主要通過 DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS總分情況顯示，結果見表1。

表1 受訪家庭DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS總分情況 單位：分

2.2 受訪對象父親（父親-兒童配對）與母親（母親-兒童配對）報告家庭系統環境刺激的差異比較 考慮到受訪對象中有父親/母親-兒童配對兩種形式，而父、母作為男性和女性對于家庭適應性/凝聚力、親子關系、夫妻婚姻關系的理解和態度可能存在偏差，因此研究者對父親-兒童配對（本調查中收到該配對問卷39份）和母親-兒童配對（本調查中收到該配對問卷86份）的結果進行了兩獨立樣本t檢驗，結果見表2。

表2 受訪家庭父親和母親評估DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS的差異比較（） 單位：分

表2 受訪家庭父親和母親評估DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS的差異比較（） 單位：分

組別父親-兒童組母親-兒童組t值P人數39 86 DBQ 3.69±1.36 3.70±1.39-0.258 0.203 FACES-Ⅱ97.51±17.62 97.29±20.01 0.490 0.633 DAS 85.42±16.31 83.57±17.60 1.880 0.094 CPRS 54.38±7.58 54.41±7.61-0.045 0.965

表2顯示，父親-兒童配對組和母親-兒童配對組4份量表評分比較差異均無統計學意義，表明由父親報告和由母親報告的兒童居家對立違抗行為表現差異不明顯。同時，受訪家庭父親和受訪家庭母親對家庭系統環境刺激（包括家庭適應性/凝聚力、親子關系、夫妻婚姻關系）的態度和看法也基本一致。提示，無論填寫問卷的對象是父親還是母親，評分結果差異無統計學意義，可以合并進行統計分析。即無論填寫問卷的是兒童的父親或母親，似乎并不會造成本次研究結果明顯的偏倚。

2.3 各觀察變量與人口學資料的相關分析及兒童對立違抗情緒行為與家庭系統環境刺激3方面的相關關系 變量賦值：兒童性別(0=男，1=女)；父母受教育程度(1=小學，2=初中，3=高中，4=專科，5=本科，6=研究生)；兒童平均成績(1=50分以下，2=50～59分，3=60～69分，4=70～79分，5=80～90分)；家庭平均月收入(1=4 000元以下，2=4 000～＜8 000元，3=8 000～＜12 000元，4=12 000～＜15 000元，5=≥15 000元)。不同觀察變量與人口學資料的相關分析見表3，對立違抗癥狀與家庭適應性、凝聚力、父母婚姻關系、親子關系各維度的相關性分析結果見表4。

如表3、表4所示，人口學變量與幾個觀察變量之間存在相關關系中，兒童平均成績與各家庭系統環境刺激（適應性/凝聚力，父母婚姻關系、親子關系）呈正相關(P＜0.05)，與對立違抗情緒行為呈負相關(P＜0.05)，提示家庭適應性/凝聚力和（或）父母婚姻關系和（或）親子關系差的家庭，ODD或ODD傾向兒童的學習成績則相對更差；另外，兒童對立違抗情緒行為越嚴重，其學習成績也會越差。受訪家庭的父母受教育程度與ODD或ODD傾向兒童對立違抗情緒行為嚴重程度之間不相關(r父親=0.030,P＞0.05；r母親=0.027,P＞0.05)，這與大眾一貫的理解（受到良好教育的父母、高學歷的父母，其教育的孩子會更聽話、更不容易發生對立違抗/破壞性行為）可能并不一致，或者說擁有良好教育背景/高學歷的父母，也難以完全規避孩子不發展成為ODD或ODD傾向兒童。另外，受訪家庭兒童DBQ總分與FACES-Ⅱ、DAS、CPRS總分之間相關：①DBQ總分與FACES-Ⅱ總分及各維度得分呈負相關(r=-0.360～-0.324,P＜0.05)，提示家庭適應性/凝聚力越差則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯；②DBQ總分與DAS總分及各維度（除婚姻一致性外）得分呈負相關(r=-0.249～-0.204)，其中，DBQ總分與DAS總分(r=-0.249,P＜0.05)、婚姻滿意度(r=-0.246,P＜0.05)、婚姻內聚性(r=-0.237,P＜0.001)得分3項相關性尤其密切，提示父母婚姻關系越差（尤其是父母自身對婚姻滿意度越低，和/或父母雙方婚姻內聚性越差）則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯；③DBQ總分與CPRS總分及親密性維度得分呈負相關(r=-0.638,P＜0.05；r=-0.497,P＜0.05)，與沖突性維度得分呈正相關(r=0.613,P＜0.05)，提示親子關系越差（尤其是父母與子女間沖突越激烈），則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯。值得一提的是，DBQ總分與父母婚姻關系中的婚姻一致性相關性并不密切(P＞0.05)。

表3 不同觀察變量與人口學資料的相關分析（r值）

表4 對立違抗癥狀與家庭適應性/凝聚力、父母婚姻關系、親子關系總分及各維度的相關性分析

2.4 受訪對象家庭系統環境刺激對對立違抗癥狀的回歸分析 為進一步討論家庭系統環境刺激三大方面與ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀之間的關系，考察這三者對于對立違抗癥狀的預測作用以及預測程度的大小，以DBQ總分為因變量，以FACES-Ⅱ、DAS、CPRS各維度得分為自變量進行多元回歸分析（逐步選擇法）。結果如表5所示，家庭適應性、婚姻滿意度、婚姻內聚性及親子關系中的沖突性4個因子進入回歸方程，且4個因子中前3者具有顯著的負向預測作用，沖突性（親子關系）具有顯著的正向預測作用。經方程檢驗，F=8.674，其相伴概率值P＜0.01，提示因變量和自變量之間的確存在線性回歸關系。根據表5所列的常數項和系數可得到一般回歸方程為：Y(DBQ總分)=7.871-1.414X1(家庭適應性)-0.606X2(婚姻滿意度)-0.100X3(婚姻內聚性)+0.319X4(沖突性)。回歸系數檢驗的相伴概率P＜0.01，說明回歸系數≠0，回歸方程有意義。由于家庭系統環境刺激的三方面彼此間存在不同程度的相關，因此在進行多元回歸分析時，同時對預測變量進行了多重共線性診斷。如表5所示，雖然家庭適應性變量的容忍度（Tolerance）＜0.1，但方差膨脹因子（VIF）＞10，提示存在嚴重的多重共線性，無法區分該維度的截距和斜率。其他3項預測變量的Tolerance均小于0.1，4＜VIF＜7，提示這幾個預測變量之間的多重共線性存在但不嚴重。結合ODD癥狀的評分結果綜合分析后可得到回歸分析的最終結果。由于標準化回歸系數絕對值越大，提示自變量對因變量的貢獻性越大，所以根據表5所示，影響作用從大到小依次為：家庭適應性＞沖突性（親子關系）＞婚姻滿意度＞婚姻內聚性，提示家庭適應性好的家庭中，ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越不明顯；同樣，父母自身對婚姻滿意度越好或婚姻內聚性越好，則孩子的對立違抗癥狀則越不明顯；相反，親子關系中的沖突性越顯著，孩子的兒童對立違抗癥狀也相應更為明顯。不過，無論是家庭適應性/凝聚力、父母婚姻關系還是親子關系，并不是所有維度全部進入回歸方程，該結果提示，盡管這三大家庭系統環境刺激對于兒童對立違抗情緒和行為有一定解釋和預測作用，但預測作用有限，僅能作為部分預測。這三大家庭系統環境刺激對兒童對立違抗情緒和行為的低預測度也說明ODD/ODD傾向的發生、發展還存在其他重要的潛在誘發或影響因素。

表5 家庭適應性/凝聚力、父母婚姻關系、親子關系對對立違抗癥狀（破壞性行為）的回歸分析

3 討論

在現代生物-心理-社會醫學模式指導下，對于ODD這類精神心理疾病的探討不再局限于生理致病因素，更多的研究視角轉移到與心理、社會相關的兒童家庭系統環境，試圖從更廣泛的家庭環境中理解兒童異常情緒和行為問題的發展和維持路徑[25]。本研究以整合家庭系統理論[31]和人類發展生態學理論[32]的“家庭系統環境刺激”概念為立足點，探討家庭適應性/凝聚力、親子關系、父母婚姻關系與ODD或ODD傾向兒童對立違抗情緒、行為之間的相關性和預測作用。和研究者之前猜測的一樣，這三者均與兒童的對立違抗癥狀相關，且具有一定的預測作用。而研究結果似乎可以為后續搭建ODD或ODD傾向的家庭系統環境干預模型提供初步的理論支持。

3.1 家庭適應性/凝聚力與對立違抗癥狀 大量研究表明，劇烈且頻繁的家庭沖突是ODD和兒童抑郁障礙的有力預測因素[25,33]，這與本研究結論基本一致。本研究結果顯示，家庭適應性/凝聚力與兒童的對立違抗癥狀呈負相關，即ODD/ODD傾向兒童所在家庭的家庭適應性/凝聚力越差，則該兒童的對立違抗情緒和行為越顯著。同時，研究還顯示，家庭適應性/凝聚力和父母婚姻關系狀態及親子關系間呈正相關，表明家庭適應性/凝聚力越好，則父母的婚姻狀態越好，親子關系也愈加融洽。從上述結論來看，家庭適應性/凝聚力在兒童發育過程中其實可以被看作是一個“保護性因素”，用以解決ODD/ODD傾向兒童的行為和情緒障礙。這與Lucia等[34]在2006年提出的家庭保護性理論一致，即家庭適應性/凝聚力不是家長與孩子之間的簡單互動關系，而是整個家庭層面的大環境因素，可以作為兒童發展中的“外部因素”，用以解決兒童發展中的“內部因素”（即兒童發育過程中各種內化和外化行為問題，即應對來自心理、生理或外部環境的困擾所做出的相應行為）。另外，多元回歸分析結果還提示，家庭適應性/凝聚力中的家庭適應性可以作為ODD傾向的潛在預測因素。而且，相比沖突性（親子關系）、婚姻滿意度及婚姻內聚性，家庭適應性的預測度更佳。

3.2 親子關系與對立違抗癥狀 Grant和同事[35]提出了不同的觀點，他們并不認為家庭適應性/凝聚力可以“直接”對兒童發育起到保護性作用。他們認為，家庭適應性/凝聚力是一種“遠端因素”，必須通過“近端因素”（包括親子關系、育兒方式等）進行間接介導，從而發揮保護性效益。換言之，親子關系在家庭適應性/凝聚力與兒童問題解決中扮演著中介作用。對于親子關系是否真的在家庭環境刺激對ODD/ODD傾向兒童對立違抗癥狀的調節中起到中介作用，本研究尚不能回答這個問題。但從研究結果來看，親子關系（主要是依賴性、親密性維度）總體而言確實與家庭適應性/凝聚力呈正相關，與對立違抗癥狀呈負相關，且親子關系中的沖突性維度（與對立違抗癥狀呈正相關）可以預測兒童的對立違抗傾向。這一結果提示，親子關系越差（尤其是家長-兒童沖突越激烈），則ODD/ODD傾向兒童的對立違抗情緒、行為則越顯著。相反，如果能夠改善親子關系（尤其是緩和家長-兒童的沖突和矛盾），則可以在一定程度上/部分抑制對立違抗癥狀的發生和發展。或者說，生活在親子關系和諧的家庭中，兒童較不容易發生ODD或出現ODD傾向。這與既往一些相關研究存在高度一致性。如既往有學者發現，經歷較差的親子關系的兒童通常有更多的內化和外化問題，其中，惡劣的母子親子關系占兒童外化行為問題成因的10%～15%[36]。相反，和諧的親子關系則被證實可以保護孩子免受不良發育后果的影響[37]。

3.3 父母婚姻關系與對立違抗癥狀 除親子關系外，父母婚姻關系也被認為是兒童發育的重要影響因素[38]。而且，暴露于婚姻沖突對兒童內化和外化行為的不利影響也已經得到充分證明[39]。相反，適應性婚姻關系與較低水平的兒童內化和外化行為以及更好的情緒行為調節相關[38]。這與本研究結果一致。本研究發現，父母婚姻關系（尤其是婚姻滿意度、婚姻內聚性）與ODD/ODD傾向兒童的對立違抗癥狀呈負相關，婚姻滿意度、婚姻內聚性進入回歸方程，即對于兒童的ODD傾向有部分預測作用，且家庭中父母婚姻關系越差（尤其是父母自己對婚姻滿意度越低，或父母雙方婚姻內聚性越差）,則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯。相反，和諧的婚姻狀態、滿意的婚姻質量，則可能帶來兒童更少的對立違抗情緒、行為。值得一提的是，雖然研究者在對家庭系統環境刺激進行調查和討論時沒有納入家長情緒調控能力和兒童情緒調控能力兩項家庭環境影響因素，但不可否認的是，這兩項因素與ODD的發生、發展或ODD傾向的形成有著顯著聯系[18-19,25]。而且，這兩項因素也廣泛參與并影響了婚姻關系、親子關系在ODD發生、發展中的潛在效用。如家長情緒調控能力差則更容易導致惡劣的婚姻關系/親子關系[40]，從而造成兒童對立違抗癥狀的產生，這與兒童自身情緒調控能力較差導致的對立違抗癥狀同樣令人困擾。Harold等[41-42]報告不良的父母婚姻質量是1年后兒童情緒調節失常的重要預測因素，而兒童情緒調節失常則顯著增加了其發生對立違抗行為問題的風險。因此，在未來的研究中，希望納入家長/兒童情緒調控能力及其他更多的家庭系統環境刺激，全面構建家庭系統環境預測/干預模型，從家庭系統的各個方面深入探討其對兒童對立違抗行為/情緒的潛在積極/消極作用。

4 研究的局限與展望

本研究囿于經費、研究周期和研究設計的局限，存在一些不足：①樣本資料偏少；②家庭系統環境刺激因素很多，本研究僅納入了家庭適應性/凝聚力、親子關系、父母婚姻關系3項；③性別在ODD發生率，以及發生、發展原因及癥狀表現中的差異均存在，但本研究同樣因為樣本資料較少/樣本代表性不高，未能進一步將參與者分為父親-男孩配對組，父親-女孩配對組，母親-男孩配對組和母親-女孩配對組進一步檢查性別動態在變量相關和回歸中的效應。

研究展望：①進一步擴大樣本量（包括樣本數和樣本代表性）。由于城市與農村，一線城市與二線、三線城市的家庭結構不同，可能會對研究結果造成差異，需要進一步檢驗和論證。②本研究排除了單親家庭，理由是單親父/母如果納入研究，將在婚姻關系的評估這一項結局指標中和其他樣本產生差異，從而造成研究結論的偏倚。所以，未來在檢測家庭系統環境刺激的其他因素時，如果不涉及婚姻狀態的評估，或者將其作為可控變量時，就可以進一步納入單親家庭作為研究對象，因此產生的研究結果可能具有更大的現實價值和意義。③性別動態差異將在進一步的研究中得到更深入的解析。④家庭適應性/凝聚力作為一種“遠端因素”，是直接對兒童發展起到保護性作用，還是需要通過親子關系等“近端因素”的介導起效？這一問題有賴于中介效應模型的建立和更深入的路徑分析來解答。

5 小結

家庭系統環境刺激與ODD兒童/ODD傾向兒童的情緒、行為相關，且可以對其進行有限的預測和解釋。另外，除家庭系統環境刺激外，ODD/ODD傾向的發生、發展還存在其他重要的潛在影響因素需要進一步的探究與論證。