教養方式、自尊對問題青少年應對方式的影響

朱亞琪

（淮北師范大學教育學院 安徽 淮北 235000）

王燦等人將應對方式定義為當人們在日常生活、學習、工作中遇到困難時所采用的認知和行為方式，即個體應對突發狀況及應激狀態時使用的一種內源性的資源。[1]Folkman等人將其分為積極應對方式及消極應對方式。積極應對方式是指通過自身的努力或者獲取外部力量支持，直接地面對問題和困擾，并主動積極地處理困難和挫折，是內控者常用的應對方式[2]；消極應對方式對應的是通過逃避、放棄等一系列的消極手段，暫時地消減挫折及困難帶來的不良影響，是外控者經常使用的應對方式。長時間地使用消極應對方式，會使個體產生習得性無助，累加困難所帶來的心理壓力。甚至達到一個閾值時，會使個體心理崩潰或者做出一系列不為社會所接受的問題行為。[3]因此，積極應對方式是人們應具有的一種健康的應對方式，消極應對方式則應盡力避免。

家庭、學校、社會都是影響青少年應對方式的關鍵因素。目前，已有研究證明家庭中的父母教養方式會對青少年的應對方式產生影響。[4]目前，關于教養方式對應對方式的影響研究多集中于普通人群，對問題青少年的研究并無先例。問題青少年是指不能遵守家庭、學校及其他社會組織的內部規定，并在心理或生理上產生一系列困擾的人群。[5]這里將問題青少年定義為經常性逃學、輟學、偷竊，以及打架斗毆等一系列擾亂社會公共秩序，但不構成重大違法犯罪的青少年人群。相對于父親，子女與母親之間的關系更為密切[6]，母親的教養方式與青少年自尊程度的高低也是息息相關的[7]。自尊的形成可追溯到幼年時期，影響自尊一個重要的因素是他人對自己的評價和反饋。父母是孩子幼年期接觸最多的人，因此，他們對子女的態度是影響子女自尊水平的關鍵因素。以問題青少年為被試，探究自尊是否在“母親教養方式對問題青少年應對方式的影響”中起中介作用，確定母親教養方式對問題青少年的應對方式的具體影響及作用機制，以期引導問題青少年面對困難和挫折時所采用的應對方式，減少其問題行為。

一、對象與方法

（一）對象

采用隨機發放問卷的方式，在山東某地區網吧、商業街、臺球廳、城鄉接合部等人流密集地區共發放問卷2800份，并給予一定經濟補助，被試年齡在14到25歲。共收回問卷2522份，回收率為90.07%。根據人口學變量中有問題行為的選項的答題情況，篩選其中存在問題行為問卷共有841份，剔除無效問卷后，剩余問卷693份，有效率為82.40%，平均年齡為19.23歲，其中男性452人，女性241人。

（二）研究工具

1.母親教養方式量表（PBI）

該量表由Parker于1979年根據依戀理論編制，后經楊紅軍等人修訂[8]，共23個條目，采用四級評分法，即“非常不符合”計0分，“不太符合”計1分，“比較符合”計2分，“完全符合”計3分。該量表的Cronbach’s α=0.79，表明該量表具有可接受的信度。

2.自尊量表（SES）

該量表由Rosenberg編制[9]，共10個條目，采用四級評分，即“不采用”計0分，“偶爾采用”計1分，“有時采用”計2分，“經常采用”計3分。由參與者根據自己情況選擇一種作答，該量表包含積極應對和消極應對兩個維度，該量表的Cronbach’s α=0.81，表明該量表具有可接受的信度。

3.簡易應對方式量表（SCSQ）

該量表由Folkman和Lararus編制，包括20個條目。采用四級評分法，即“不采取”計0分，“偶爾采取”計1分，“有時采取”計2分，“經常采取”計3分。該量表由積極應對和消極應對兩個分量表組成，經檢驗，該量表總分的Cronbach’s α=0.85、積極應對方式子維度的Cronbach’s α=0.82、消極應對方式子維度的Cronbach‘s α=0.80，表明該量表具有可接受的信度。

（三）統計分析

除非另有說明，研究全部調查數據均采用SPSS 21.0進行分析，統計方法包括描述性統計，Pearson相關分析及中介模型的檢驗。其中，中介模型的檢驗采用SPSS 21.0中的宏插件Process V 3.3進行。

二、結果與分析

（一）母親教養方式、自尊和應對方式的關系

表1 母親教養方式、自尊和應對方式的相關分析

由表 1可知，母親教養方式與自尊、青少年的積極應對方式均顯著正相關（r1=0.174，r2=0.115，均 P＜0.01）；母親教養方式與消極應對方式呈顯著負相關（r=0.086，P＜0.05）；自尊與積極應對方式呈顯著正相關（r=0.408，P＜ 0.001），與消極應對方式呈顯著負相關（r=0.280，P＜0.01）。

（二）母親教養方式、自尊對應對方式的線性回歸分析

1.母親教養方式、自尊對積極應對方式的中介作用檢驗

以積極應對方式為因變量Y，母親教養方式為自變量X，自尊為中介變量M，采取逐步回歸的方法回歸分析。根據回歸系數估計的結果，我們通過計算bootstrap 置信區間（5000次抽樣）的方式來估計“母親教養方式通過自尊對問題青少年的積極應對方式產生作用”該中介效應的顯著性。

表2 母親教養方式對自尊和積極應對方式的回歸分析結果

由表2可知，母親教養方式顯著促進了問題青少年的自尊（β=0.17，P＜ 0.001）和積極應對方式（β=0.12，P＜0.05），自尊對積極應對方式的預測作用顯著（β=0.41，P＜0.001）。

研究通過計算5000次bootstrap置信區間來檢驗所提出的中介假設。數據分析結果表明，母親教養方式通過自尊影響積極應對方式的間接效應為0.086，95%的bootstrap 置信區間為[0.05，0.129]，不包含零，中介效應顯著。

2.母親教養方式、自尊對消極應對方式的中介作用檢驗

以消極應對方式為因變量Y，母親教養方式為自變量X，自尊為中介變量M采取逐步回歸的方法回歸分析。根據回歸系數估計的結果，通過計算bootstrap置信區間（5000次抽樣）的方式來估計“母親教養方式通過自尊對問題青少年的消極應對方式產生作用”該中介效應的顯著性。

表3 母親教養方式、自尊對消極應對方式的回歸分析結果

由表3可知，母親教養方式顯著促進了自尊（β=0.17，P＜ 0.001）和消極應對方式（β=0.09，P＜0.05），自尊對消極應對方式的預測作用顯著（β=-0.28，P＜0.001）。

研究通過計算5000次bootstrap置信區間來檢驗所提出的中介假設。數據分析結果表明，母親教養方式通過自尊影響消極應對方式的間接效應為-0.064，95%的bootstrap 置信區間為[-0.101，-0.035]，不包含零，中介效應顯著。

三、討論

相關分析結果表明：自尊、母親教養方式與積極應對方式之間呈現顯著兩兩正相關，這與以往研究一致，根據鮑姆林德對家庭教養方式的觀點，不同的教養方式對青少年自尊的形成及水平高低起著重要的作用，教養方式越好，青少年自尊水平就越高；同時高自尊水平青少年的童年時期所受到的教養方式一般也為良好的教養方式，不會讓其在遇到失敗后產生消極的心態。因此，可以沉著冷靜地采用一系列的積極應對方式去面對挫折及困難。[10]而自尊、母親教養方式則與消極應對方式呈現顯著負相關，這也符合前人的研究。這主要是因為不良的教養方式讓問題青少年的自尊水平相較于受到過良好教養方式的青少年更低，從而使問題青少年在面對挫折及困難時更容易選擇消極應對方式。且長期的消極應對方式致使個體不能體驗成功的喜悅，一次次的失敗讓這些青少年變得習得性無助，最終消極應對方式成為這類青少年面對挫折困難時主要使用的應對方式。

回歸分析結果表明。母親教養方式顯著預測了自尊及應對方式。對于積極應對方式而言，母親教養方式、自尊均正向預測了積極應對方式；對于消極應對方式而言，母親教養方式和自尊則負向預測了消極應對方式，這與前人對普通中學生的研究結果一致。[11]因此，研究證明了問題青少年的自尊在母親教養方式對其所采取的應對方式的影響中所起的部分中介作用。

與符合社會規范的青少年相比，問題青少年的應對方式更應該引起關注；因此，倡導“改善母親的教養方式以提高問題青少年的自尊水平，使其在面對困難時能夠采取積極的應對方式”。

研究從另一個視角說明了母親教養方式對應對方式的重要性，即將眼光從普通青少年群體轉移到問題青少年群體，具有相當大的現實意義。對未來減少問題青少年采取消極應對方式，多采用積極應對方式，使之成為符合社會期待及遵循社會規范的青少年提供了新思路。即應該從家庭入手解決該問題，減少問題青少年數量。目前，研究也存在一些不足：一是采取自尊作為中介變量，未來可采取其他的變量研究母親教養方式與問題青少年的應對方式之間是否存在更為復雜的影響機制；二是從“相對于父親，子女更容易與母親產生依戀”的角度，認為母親教養方式較父親的更為重要，僅檢驗了母親教養方式對自尊及問題青少年應對方式的影響。在未來的研究中，可從父親教養方式的角度出發進行相應的探討，以完善該理論機制。