家庭累積風(fēng)險與流動學(xué)前兒童的問題行為：一個有調(diào)節(jié)的中介模型*

黃 鶴 王小英 呂 博

(東北師范大學(xué)教育學(xué)部，長春 130024)

1 引言

2015 年全國1%的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國流動兒童規(guī)模已達(dá)3426 萬，0～5 周歲流動學(xué)前兒童數(shù)量為1053 萬，數(shù)量居各年齡段首位（韓嘉玲,2020）。在現(xiàn)實情境中，因城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制的存在，流動人口在城市中的社會保障相對滯后，流動兒童發(fā)展面臨諸多風(fēng)險因素，尤其是在其家庭系統(tǒng)中。

生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，家庭環(huán)境是個體早期重要的成長環(huán)境（Rosa & Tudge,2013）。Piquero 等（2012）對個體童年期發(fā)展風(fēng)險因素與成人后問題行為的關(guān)系進(jìn)行元分析時發(fā)現(xiàn)，影響個體發(fā)展的風(fēng)險因素幾乎全部來源于童年期的家庭風(fēng)險。相關(guān)研究表明，母親文化水平對流動學(xué)前兒童社會性發(fā)展具有一定影響（張蒞穎,孫敬,2012）；母子關(guān)系的沖突性正向預(yù)測流動學(xué)前兒童問題行為（李燕芳,劉麗君,呂瑩,駱方,王耘,2015）。由此可見，家庭風(fēng)險因素是影響流動學(xué)前兒童行為發(fā)展重要的變量之一。但眾多研究表明，家庭各風(fēng)險因素并非彼此獨立，若存在一種風(fēng)險，則可能同時存在其他風(fēng)險（Giovanelli,Mondi,Reynolds,& Ou,2020）。與單一風(fēng)險的嚴(yán)重性相比，暴露于多種危險因素的兒童更易產(chǎn)生心理危機(jī)，并會對其發(fā)展造成嚴(yán)重的不良影響（Evans,Li,& Whipple,2013）。

當(dāng)前研究主要集中在單一家庭風(fēng)險對流動學(xué)前兒童問題行為的影響，尚未有研究探究家庭累積風(fēng)險與流動學(xué)前兒童問題行為的關(guān)系。以家庭累積風(fēng)險來代表流動學(xué)前兒童發(fā)展中的多重家庭風(fēng)險更符合現(xiàn)實生活中的復(fù)雜關(guān)系。因此，有必要考察家庭累積風(fēng)險對流動學(xué)前兒童發(fā)展的影響。本研究基于家庭系統(tǒng)理論、累積風(fēng)險模型和已有研究（熊俊梅,海曼,黃飛,辛亮,徐穎,2020;Mason et al.,2019），總結(jié)家庭風(fēng)險因素包括家庭結(jié)構(gòu)風(fēng)險、家庭資源風(fēng)險和家庭關(guān)系風(fēng)險三類，對其進(jìn)行累積計算并形成家庭累積風(fēng)險變量，考察家庭累積風(fēng)險與流動學(xué)前兒童問題行為的關(guān)系。

正念教養(yǎng)是指教養(yǎng)者在此時此刻的情境中，對自己和子女的內(nèi)在狀態(tài)及教養(yǎng)互動過程有意識的、不帶評判的注意和覺知（Duncan,Coatsworth,& Greenberg,2009）。家庭壓力模型認(rèn)為，家庭經(jīng)濟(jì)壓力會通過家庭內(nèi)部因素間接影響兒童發(fā)展（Gard,McLoyd,Mitchell,& Hyde,2020）。研究發(fā)現(xiàn)，低社會經(jīng)濟(jì)地位的父母，其正念教養(yǎng)水平顯著低于高社會經(jīng)濟(jì)地位的父母（Medeiros,Gouveia,Canavarro,& Moreira,2016）。同時，家庭反復(fù)性沖突與父母正念教養(yǎng)水平呈顯著負(fù)相關(guān)（Yule,Murphy,& Grych,2020）。可見，家庭結(jié)構(gòu)、家庭資源及家庭關(guān)系等多方面風(fēng)險因素均會對父母正念教養(yǎng)產(chǎn)生影響。已有研究僅探討了家庭單一風(fēng)險與正念教養(yǎng)的關(guān)系，但家庭系統(tǒng)理論表明，家庭是一個動態(tài)的整體系統(tǒng)，家庭某一特征會影響整個家庭系統(tǒng)（Weeland,Helmerhorst,& Lucassen,2021）。因此，家庭單一風(fēng)險并非獨立作用于正念教養(yǎng)，而是以家庭累積風(fēng)險的形式共同對正念教養(yǎng)產(chǎn)生影響。

個體與其所在的環(huán)境系統(tǒng)相互作用，父母教養(yǎng)方式與其子女發(fā)展密切相關(guān)（Baumrind,1971）。研究表明，父親積極鼓勵能夠促進(jìn)學(xué)前兒童積極的社會行為發(fā)展（Torres,Verissimo,Monteiro,Ribeiro,& Santos,2014），父母消極養(yǎng)育行為與學(xué)前兒童問題行為呈正相關(guān)（Maljaars,Boonen,Lambrechts,Van Leeuwen,& Noens,2014）。而正念教養(yǎng)與積極養(yǎng)育方式呈正相關(guān)（Parent et al.,2016），正念教養(yǎng)水平高的父母，在與兒童互動中能夠敏銳地感知子女的內(nèi)在需求及心理感受（Medeiros et al.,2016），對兒童外化行為展現(xiàn)出溫暖的包容與接納，可以有效降低由父母自動化反應(yīng)帶來的不當(dāng)教養(yǎng)行為給兒童造成的負(fù)面影響（Miller et al.,2020）。

心理彈性強(qiáng)調(diào)個體在處境不利時內(nèi)部積極的力量與品質(zhì)，是個體應(yīng)對社會壓力的基本心理素質(zhì)，也是衡量其心理健康水平的關(guān)鍵指標(biāo)（Masten,2011）。心理彈性理論及風(fēng)險緩沖模型認(rèn)為，心理彈性作為個體內(nèi)在保護(hù)性因素，能夠在風(fēng)險因素與其負(fù)向發(fā)展結(jié)果間發(fā)揮緩沖作用，降低風(fēng)險因素對個體發(fā)展的消極影響，對個體發(fā)展具有保護(hù)及支撐功能（Fergus & Zimmerman,2005;Hollister-Wagner,Foshee,& Jackson,2001）。

資源保存理論與個體-環(huán)境交互作用模型認(rèn)為，個體發(fā)展是個人特質(zhì)與其所在環(huán)境相互作用的結(jié)果（Lerner,2004），個體與情境特征會影響個人資源產(chǎn)生與保存（Hobfoll,2011）。正念教養(yǎng)與心理彈性作為個體及環(huán)境保護(hù)因素，共同作用于流動學(xué)前兒童發(fā)展。同時，根據(jù)保護(hù)因子-保護(hù)因子模型，不同保護(hù)性因素可能存在交互作用，兩種保護(hù)性因素可能存在相互增強(qiáng)或削弱的作用模型（鮑振宙,張衛(wèi),李董平,李丹黎,王艷輝,2013）。目前尚未有研究關(guān)注心理彈性在家庭累積風(fēng)險與問題行為、正念教養(yǎng)與問題行為間的作用，本研究旨在對流動學(xué)前兒童心理彈性的調(diào)節(jié)作用機(jī)制進(jìn)行探索。

本研究以流動學(xué)前兒童為研究對象，基于資源保存理論、家庭壓力模型及個體-環(huán)境交互作用模型，構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介模型（圖1），并提出以下假設(shè)：正念教養(yǎng)在家庭累積風(fēng)險與問題行為間起中介作用；心理彈性在家庭累積風(fēng)險對問題行為的直接作用以及家庭累積風(fēng)險通過正念教養(yǎng)影響問題行為的中介模型后半段起調(diào)節(jié)作用。

圖1 研究假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，選取了吉林、河南、湖南、貴州、江蘇及廣東省共23 所幼兒園的510 名流動學(xué)前兒童及其家長作為研究對象。在刪除含有缺失值、一致反應(yīng)的問卷后，獲得有效問卷共460 份，有效率為90.20%。其中，163 份由父親報告，297 份由母親報告。流動學(xué)前兒童平均年齡為4.78±0.75 歲，男生232 名，女生228 名。父親平均年齡為33.06±4.82 歲，受教育水平為高中及以下占23.3%，大專占39.1%，本科占27.9%，研究生占9.7%；母親平均年齡為31.47±3.18 歲，受教育水平為高中及以下占19.6%，大專占40.2%，本科占28.1%，研究生占12.1%。

2.2 研究工具

2.2.1 家庭累積風(fēng)險問卷

家庭累積風(fēng)險因素分為家庭結(jié)構(gòu)風(fēng)險（單親、離異及重組家庭）、家庭資源風(fēng)險（父母受教育水平低、父母無工作、家庭經(jīng)濟(jì)困難）和家庭關(guān)系風(fēng)險（家庭彈性低、親子親密性低）。

（1）家庭類型。參考董奇和林崇德（2011）的研究，使用一道題目“現(xiàn)在與您的孩子生活在一起的家人有哪些”，測量流動學(xué)前兒童家庭類型。未同時選擇“親生父親”與“親生母親”編碼為1，其余編碼為0。

（2）父母受教育程度。使用兩道題目分別報告父母受教育程度。父母受教育程度均低于高中編碼為1，其余編碼為0。

（3）父母職業(yè)。使用兩道題目分別報告父母的職業(yè)情況。父母均無工作編碼為1，其余編碼為0。

（4）家庭經(jīng)濟(jì)情況。使用一道題目測量家庭年收入。得分低于或等于第25 百分位數(shù)編碼為1，其余編碼為0。

（5）家庭彈性。采用由Li，Zhao，Zhang，Lou和Cao（2016）修訂的家庭彈性評定量表中文簡版測量流動學(xué)前兒童家庭彈性水平。采用Likert 4 級評分，分值越高代表家庭彈性水平越高。得分低于或等于第25 百分位數(shù)編碼為1，其余編碼為0。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.83。

（6）親子關(guān)系。采用張曉、陳會昌、張桂芳、周博芳和吳巍（2008）修訂的親子關(guān)系量表中的親密性維度評定流動學(xué)前兒童親子關(guān)系。采用Likert 5 級評分，分?jǐn)?shù)越高表明親子關(guān)系親密性越高。得分低于或等于第25 百分位數(shù)編碼為1，其余編碼為0。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.86。

參考熊俊梅等（2020）的研究，將上述各家庭風(fēng)險因子相加（0 為無風(fēng)險，1 為有風(fēng)險），得分即為流動學(xué)前兒童的家庭累積風(fēng)險。

2.2.2 Devereux 幼兒心理彈性評估量表

采用LeBuffe 和Naglieri（2013）編制，季雨竹、牛玉柏、唐志東和楊惠琴（2015）修訂的Devereux 幼兒心理彈性評估量表第二版評定流動學(xué)前兒童心理彈性。量表包含自我調(diào)節(jié)、主動性以及依戀/關(guān)系維度。采用Likert 5 級評分，分?jǐn)?shù)越高說明心理彈性水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.87。

2.2.3 正念教養(yǎng)問卷

采用由Duncan（2007）編制，陳穎嬌、彭先桃、周曉蕓和付雅琦（2019）修訂的正念教養(yǎng)問卷測量家長正念教養(yǎng)。問卷包含以此刻為中心的意識和關(guān)注、非判斷性接受以及非反應(yīng)性維度。采用Likert 5 級評分，分?jǐn)?shù)越高表明正念教養(yǎng)水平越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.74。

2.2.4 長處和困難問卷

采用由Goodman（1997）編制，杜亞松、寇建華、王秀玲、夏黎明和鄒如皓（2006）修訂的長處和困難問卷評定流動學(xué)前兒童問題行為。問題行為分為內(nèi)化及外化問題行為。采用Likert 3 級評分，分?jǐn)?shù)越高表明問題行為水平越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.67。

2.3 研究程序

在流動學(xué)前兒童所在園所教師的協(xié)助下，遵循自愿填寫、資料保密等原則，向參與研究的流動學(xué)前兒童家長發(fā)放知情同意書、調(diào)查說明及家長問卷，并在一周內(nèi)對所發(fā)放的問卷進(jìn)行統(tǒng)一收集并逐一核查。隨后，采用SPSS24.0 以及Mplus7.4對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計處理。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗法對可能存在的共同方法偏差進(jìn)行檢驗（周浩,龍立榮,2004）。結(jié)果表明，特征根大于1 的因子共22 個，其中第一個因子所解釋的變異量為25.79%，小于40%。因此，本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

如表1 所示，家庭累積風(fēng)險與正念教養(yǎng)、心理彈性兩兩間呈顯著負(fù)相關(guān)，與問題行為呈顯著正相關(guān)。鑒于前人研究指出，性別、年齡與心理彈性、問題行為等呈顯著相關(guān)（李燕芳等,2015;王秋英,黃巧敏,劉曉鳳,遲新麗,2020），且相關(guān)分析結(jié)果表明性別、年齡與本研究主要變量顯著相關(guān)，故在后續(xù)分析中將其作為控制變量納入。

表1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

3.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

參照溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗方法，檢驗正念教養(yǎng)在家庭累積風(fēng)險與問題行為間的中介作用以及心理彈性對該中介過程的調(diào)節(jié)作用。同時，采用Bias-Corrected Bootstrap 法，區(qū)間內(nèi)不含0 則表明統(tǒng)計具有顯著性（Erceg-Hurn & Mirosevich,2008）。結(jié)果表明，χ2/df=2.56，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.06，模型擬合良好（溫忠麟,侯杰泰,馬什赫伯特,2004）。在控制了性別、年齡后，家庭累積風(fēng)險顯著負(fù)向預(yù)測正念教養(yǎng)（β=-0.11,p＜0.01），正念教養(yǎng)顯著負(fù)向預(yù)測問題行為（β=-0.27,p＜0.001）；Bootstrap 95%置信區(qū)間分別為[-0.21,-0.02]、[-0.37,-0.17]，均不包含0，表明正念教養(yǎng)在家庭累積風(fēng)險與問題行為間起中介作用，中介效應(yīng)值為0.03。其次，家庭累積風(fēng)險與心理彈性、正念教養(yǎng)與心理彈性交互項均顯著預(yù)測問題行為（β=0.13,p＜0.01;β=-0.11,p＜0.01）；Bootstrap 95%置信區(qū)間分別為[0.03,0.23]、[-0.19,-0.03]，均不包含0，表明心理彈性在家庭累積風(fēng)險對問題行為的直接作用中，以及家庭累積風(fēng)險通過正念教養(yǎng)影響問題行為的中介模型后半段起調(diào)節(jié)作用。見圖2。

圖2 有調(diào)節(jié)的中介模型

簡單斜率檢驗表明，如圖3 所示，在低心理彈性組（如Z=-1），家庭累積風(fēng)險對問題行為不存在顯著預(yù)測作用（β=-0.02,p＞0.05），其Bootstrap 95% 置信區(qū)間為[-0.11,0.12]；在高心理彈性組（如Z=1），家庭累積風(fēng)險顯著正向預(yù)測問題行為（β=0.24,p＜0.001），其Bootstrap 95%置信區(qū)間為[0.13,0.44]。隨著家庭累積風(fēng)險提高，心理彈性的保護(hù)性作用減弱，心理彈性在低家庭累積風(fēng)險時對問題行為的保護(hù)作用更強(qiáng)。如圖4 所示，在低心理彈性組（如Z=-1），正念教養(yǎng)顯著負(fù)向預(yù)測問題行為（β=-0.16,p＜0.05），其Bootstrap 95%置信區(qū)間為[-0.24,-0.02]，即正念教養(yǎng)增加1 個標(biāo)準(zhǔn)差，問題行為下降0.16 個標(biāo)準(zhǔn)差；在高心理彈性組（如Z=1），正念教養(yǎng)仍顯著負(fù)向預(yù)測問題行為（β=-0.38,p＜0.001），其Bootstrap 95%置信區(qū)間為[-0.41,-0.21]。隨著正念教養(yǎng)提高，心理彈性的保護(hù)性作用增強(qiáng)，心理彈性在高正念教養(yǎng)時對問題行為的保護(hù)作用更強(qiáng)。

圖3 心理彈性對家庭累積風(fēng)險與問題行為關(guān)系的調(diào)節(jié)

圖4 心理彈性對正念教養(yǎng)與問題行為關(guān)系的調(diào)節(jié)

4 討論

4.1 家庭累積風(fēng)險對流動學(xué)前兒童問題行為的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭累積風(fēng)險顯著正向預(yù)測流動學(xué)前兒童的問題行為，與前人研究結(jié)果一致（Evans et al.,2013;Mason et al.,2019）。同時，該結(jié)果支持了家庭系統(tǒng)理論，即家庭內(nèi)部各成分間相互作用，家庭某一特征會對整個家庭系統(tǒng)或子系統(tǒng)產(chǎn)生影響（Rothbaum,Rosen,Ujiie,& Uchida,2002）。家庭成員沖突強(qiáng)度大、關(guān)系不和會導(dǎo)致流動學(xué)前兒童行為問題的發(fā)生率較高（劉麗莎,李燕芳,呂瑩,李艷瑋,2013）。本研究結(jié)果還驗證了家庭投資理論的觀點，即社會經(jīng)濟(jì)地位低的家庭僅能為流動學(xué)前兒童提供有限的發(fā)展資源，阻礙了個體發(fā)展（張云運,駱方,陶沙,羅良,董奇,2015;Liu & Ngai,2020）。

4.2 正念教養(yǎng)的中介作用

本研究結(jié)果表明，正念教養(yǎng)在家庭累積風(fēng)險與流動學(xué)前兒童問題行為間起中介作用。當(dāng)前研究結(jié)果支持了家庭壓力模型，即家庭經(jīng)濟(jì)困難使得流動學(xué)前兒童家長壓力較大，引發(fā)父母一系列負(fù)面情緒，家長易出現(xiàn)由自動化反應(yīng)帶來的消極教養(yǎng)方式（Gard et al.,2020），正念教養(yǎng)水平較低，對子女的問題行為易出現(xiàn)忽視、責(zé)怪等應(yīng)對方式，在一定程度上影響兒童的發(fā)展。高正念教養(yǎng)能夠適當(dāng)?shù)亟档图彝毫Ω改感睦斫】导梆B(yǎng)育方式的消極影響（Martínez,Martínez-Pampliega,& Ramos,2020），引導(dǎo)家長感知子女內(nèi)在情緒與外在行為變化并給予及時、恰當(dāng)?shù)姆答仯∕edeiros et al.,2016），從而抑制流動學(xué)前兒童情緒及社會適應(yīng)等問題行為的出現(xiàn)（Meppelink,De Bruin,Wanders-Mulder,Vennik,& B?gels,2016）。

4.3 心理彈性的調(diào)節(jié)作用

在驗證了正念教養(yǎng)在家庭累積風(fēng)險與流動學(xué)前兒童問題行為關(guān)系間的中介作用后，本研究還探討了心理彈性對這一中介關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究表明，高家庭累積風(fēng)險削弱了心理彈性的保護(hù)作用，心理彈性不足以緩沖高家庭累積風(fēng)險對流動學(xué)前兒童問題行為的影響。本研究推測，在高家庭累積風(fēng)險中，流動學(xué)前兒童問題行為本就處于較高水平，心理彈性的緩沖作用不明顯。同時，在高累積風(fēng)險的家庭中，過多的壓力降低了高心理彈性個體的主動性（Gao et al.,2019），使其自我調(diào)節(jié)機(jī)制“不堪重負(fù)”，導(dǎo)致其不能有效應(yīng)對多重風(fēng)險的累積影響，易出現(xiàn)問題行為（Zhou et al.,2020）。壓力易損性假設(shè)也表明，處于高壓環(huán)境下的個體，其積極特質(zhì)會失去原本的緩沖作用（Vanderbilt-Adriance & Shaw,2008）。

研究發(fā)現(xiàn)，心理彈性調(diào)節(jié)了正念教養(yǎng)與問題行為的關(guān)系，心理彈性的保護(hù)性作用在正念教養(yǎng)水平較高時更為明顯。高心理彈性對正念教養(yǎng)的保護(hù)機(jī)制具有增強(qiáng)作用。正念教養(yǎng)與心理彈性的作用模式驗證了保護(hù)因子-保護(hù)因子模型中的“促進(jìn)假說”（Fergus & Zimmerman,2005）。當(dāng)父母秉持開放且無評判性的正念養(yǎng)育理念并付諸到教養(yǎng)實踐中時，高心理彈性兒童較強(qiáng)的主動性、積極的自我調(diào)節(jié)，及其在安全依戀下建立的“內(nèi)部工作模式”（Bender & Ingram,2018），能夠與父母的正念教養(yǎng)行為更加適配（Yule et al.,2020），有效抑制其問題行為的發(fā)生（Wu et al.,2017）。

5 結(jié)論

（1）正念教養(yǎng)在家庭累積風(fēng)險與流動學(xué)前兒童問題行為間起中介作用；（2）心理彈性在家庭累積風(fēng)險對問題行為的直接作用中，以及家庭累積風(fēng)險通過正念教養(yǎng)影響問題行為的中介模型后半段起調(diào)節(jié)作用，且在低家庭累積風(fēng)險與高正念教養(yǎng)時作用更為明顯。