父母教養(yǎng)方式與流動(dòng)兒童自我控制的關(guān)系：家庭功能與自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔?*

郭志英

(天津市教育科學(xué)研究院德育與教育心理研究所，天津 300191)

1 引言

自我控制是指?jìng)€(gè)體為了符合社會(huì)規(guī)范和實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)，抑制和調(diào)節(jié)自身沖動(dòng)的能力(Meldrum et al., 2016)，是人類(lèi)特有的心理特征之一。自我控制資源理論認(rèn)為，個(gè)體的自我控制能力是有限的，自我控制活動(dòng)需要個(gè)體消耗其自身的自我控制資源(Baumeister et al., 2007)。當(dāng)個(gè)體有目的地完成一系列自我控制行為后，由于發(fā)生自我衰竭，接下來(lái)的自我控制行為質(zhì)量就會(huì)下降(Muraven &Baumeister, 2000)，如青少年自我控制失敗導(dǎo)致學(xué)業(yè)拖延(鄭陽(yáng)蕾, 胥遙山, 2022)。自我控制可以有效預(yù)測(cè)兒童的多方面發(fā)展(Moffitt et al., 2011)，尤其影響流動(dòng)兒童的身心健康(王景芝 等, 2019)。

父母教養(yǎng)方式是指父母在養(yǎng)育子女過(guò)程中通過(guò)言語(yǔ)表達(dá)和非言語(yǔ)表達(dá)傳遞給子女的觀念、態(tài)度、情感、行為傾向等集合體(Darling & Steinberg,1993)。研究發(fā)現(xiàn)，相比于母親，父親這一角色對(duì)于兒童的自我控制系統(tǒng)發(fā)展具有更重要的影響作用(王利剛 等, 2016)，流動(dòng)兒童父母較多的消極教養(yǎng)方式可能導(dǎo)致其子女自我控制能力不能得到良好的發(fā)展。因此，積極教養(yǎng)對(duì)于流動(dòng)兒童尤為重要。社會(huì)化進(jìn)化理論認(rèn)為，個(gè)體通過(guò)對(duì)所習(xí)得的不同行為模式進(jìn)行自我調(diào)節(jié)適應(yīng)社會(huì)環(huán)境，這些行為模式可以通過(guò)父母教養(yǎng)方式引導(dǎo)得到(Belsky et al., 1991)，而自我調(diào)節(jié)的實(shí)現(xiàn)需要以自我控制為基礎(chǔ)。父母教養(yǎng)方式通過(guò)影響個(gè)體外部規(guī)則的內(nèi)化等，從而引導(dǎo)青少年自我控制的形成(Li et al.,2019)。

家庭功能與兒童的自我控制能力發(fā)展密切相關(guān)(李曉玫 等, 2022)。家庭功能是指家庭系統(tǒng)內(nèi)成員間的情感聯(lián)系及解決問(wèn)題能力的綜合變量(Sell et al., 2021)。良好的家庭凝聚力和靈活性有助于提升兒童的自我控制能力(Gome & Gouveia-Pereira,2020)。與普通家庭相比，流動(dòng)兒童的家庭功能失調(diào)的風(fēng)險(xiǎn)更高(Olson, 2000)，流動(dòng)兒童的家庭功能與其問(wèn)題行為之間存在負(fù)相關(guān)(馮淑丹, 2012)。兒童的發(fā)展是在個(gè)體與環(huán)境的相互作用中得以實(shí)現(xiàn)。家庭生態(tài)系統(tǒng)理論強(qiáng)調(diào)父母子系統(tǒng)、家庭環(huán)境子系統(tǒng)和兒童子系統(tǒng)均影響兒童心理發(fā)展(桑標(biāo),席居哲, 2005)。因此，除了父母教養(yǎng)方式和自尊，流動(dòng)兒童自我控制發(fā)展的影響因素還應(yīng)考慮環(huán)境因素。作為衡量家庭整體運(yùn)行狀況的重要指標(biāo)，家庭功能被認(rèn)為是影響青少年心理健康(自我控制)的遠(yuǎn)端環(huán)境因素(鄧林園 等, 2013)，而父母教養(yǎng)方式作為近端因素，二者呈顯著正相關(guān)(孫遜,許婷婷, 2019)。研究顯示，父母作為家庭系統(tǒng)中的重要因素，其教養(yǎng)方式直接決定青少年優(yōu)先感知家庭情景和家庭氛圍(黃世伍 等, 2021)，且對(duì)家庭功能產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響(張茜洋 等, 2017)，而積極的父母教養(yǎng)方式通過(guò)整合家庭功能作用促進(jìn)個(gè)體積極發(fā)展(Matejevic et al., 2014)。同時(shí)，已有相關(guān)實(shí)證研究在生態(tài)系統(tǒng)理論框架下構(gòu)建了遠(yuǎn)端因素(家庭功能)在近端因素(親子依戀、教養(yǎng)方式)與兒童青少年心理認(rèn)知與行為(社會(huì)適應(yīng)、生活滿意度、學(xué)業(yè)投入)之間的中介模型(侯艷飛 等, 2018; 黃世伍等, 2021; 曾天德 等, 2020)。本研究提出假設(shè)1：家庭功能對(duì)于流動(dòng)兒童父母教養(yǎng)方式和自我控制的關(guān)系具有中介作用。

自尊是自我的重要成分之一，主要指人們對(duì)自我能力和自我價(jià)值的態(tài)度和評(píng)價(jià)(Rosenberg,1965)。自尊的社會(huì)計(jì)量器理論(sociometer theory)認(rèn)為，自尊在人際關(guān)系與個(gè)體社會(huì)行為間具有中介作用，對(duì)青少年的情感、社會(huì)適應(yīng)、認(rèn)知等多方面的發(fā)展具有重要影響。與城市兒童相比，流動(dòng)兒童的自尊水平低且不穩(wěn)定(宋曉燕, 2012; 張春妹 等, 2019)。家庭成員親密關(guān)系越好，越能促進(jìn)個(gè)體的自尊水平，從而降低心理問(wèn)題發(fā)生率。研究表明，良好的自尊有利于提高自我控制能力，自尊和自我控制存在顯著相關(guān)(李相南 等, 2017)。此外，父母教養(yǎng)方式是自尊的重要影響因素(Yao et al., 2014)。積極的教養(yǎng)方式為個(gè)體提供了正向的支持，促使其形成高自尊水平，進(jìn)而提升自我控制能力。綜上，本研究提出假設(shè)2：自尊對(duì)于流動(dòng)兒童父母教養(yǎng)方式和自我控制的關(guān)系具有中介作用。

流動(dòng)兒童進(jìn)入城市后要面臨復(fù)雜的社會(huì)心理適應(yīng)過(guò)程，而家庭可以起到緩沖的作用(張春妹,朱文聞, 2017)。家庭功能過(guò)程模型(process model of family functioning)描述了家庭完成重要任務(wù)以滿足其成員需求的方式。家庭功能包括人際交往、情感表達(dá)、角色表現(xiàn)等各個(gè)方面(Sell et al., 2021)。流動(dòng)兒童的父母往往為子女提供相對(duì)較多的物質(zhì)支持與較少的情感交流，而家庭成員的情感互動(dòng)對(duì)流動(dòng)兒童具有重要的積極作用。此外，家庭功能越好，越有利于個(gè)體形成積極的自我概念，即自尊水平越高(Orth, 2018)。自尊的結(jié)果模型認(rèn)為，積極正向的社會(huì)支持可以提升個(gè)體的自尊水平(Marshall et al., 2014)。作為個(gè)體社會(huì)支持的重要來(lái)源，積極的父母教養(yǎng)方式和良好的家庭功能共同作用于流動(dòng)兒童的自尊，而父母教養(yǎng)方式是家庭功能和青少年心理健康的主要影響因素(McFarlane et al., 1995)。因此，家庭功能可以通過(guò)提升兒童的自尊水平進(jìn)而促進(jìn)流動(dòng)兒童的自我控制發(fā)展?；诖?，本研究提出假設(shè)3：家庭功能和自尊在父母教養(yǎng)方式和流動(dòng)兒童自我控制的關(guān)系中具有鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣原則，選取天津市三所學(xué)校初中三個(gè)年級(jí)流動(dòng)兒童共904 人進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，最終獲得有效問(wèn)卷873 份。其中男生464 人(53.15%)，女生409 人(46.85%)，七年級(jí)369 人(42.27%)，八年級(jí)319 人(36.54%)，九年級(jí)185 人(21.19%)。樣本中父親、母親受教育程度在“小學(xué)及以下”分別占13.17% 和18.10%，“初中”分別占60.94%和54.07%，“高中或中專(zhuān)”分別占13.63% 和13.75%，“大學(xué)”分別占1.03% 和2.63%，“研究生”分別占0.34%和0.57%，“不清楚”分別占9.85%和9.62%(缺失值比例分別為1.04%和1.26%)。

2.2 研究工具

2.2.1 父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷

采用蔣獎(jiǎng)等人(2010)修訂的簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷(S-EMBU)。問(wèn)卷共21 個(gè)題目，例如“我覺(jué)得父/母親盡量使我的青少年時(shí)期的生活更有意義和豐富多彩”，采用“從不”到“總是”4 級(jí)評(píng)分，分為3 個(gè)維度：情感溫暖、拒絕和過(guò)度保護(hù)。本研究意在考察父母作為家庭的整體教養(yǎng)方式對(duì)自我控制的預(yù)測(cè)作用，故參照以往研究(劉國(guó)慶等, 2020)，將父親與母親維度合為父母維度。根據(jù)李永占(2018)的研究將父母的積極教養(yǎng)方式用情感溫暖來(lái)表示，父母消極教養(yǎng)方式采用拒絕和過(guò)度保護(hù)2 個(gè)維度。維度總分越高表示程度越強(qiáng)。本研究中積極教養(yǎng)和消極教養(yǎng)的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.81 和0.79；對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合可接受：χ2/df=3.78，GFI=0.92，CFI=0.87，TLI=0.86，RMSEA=0.06，SRMR=0.07。

2.2.2 家庭親密度與適應(yīng)性量表

采用家庭親密度與適應(yīng)性量表測(cè)量家庭功能，該量表的中文版由費(fèi)立鵬等人(1991) 修訂，共30 個(gè)題目，分為2 個(gè)維度：家庭親密度(16 個(gè)題目)和適應(yīng)性(14 個(gè)題目)。采用“不是”到“總是”5 級(jí)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高表示家庭功能越好。本研究中該量表親密度和適應(yīng)度的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.83 和0.85，總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91；對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合可接受：χ2/df=5.38，GFI=0.82，CFI=0.84，TLI=0.83，RMSEA=0.07，SRMR=0.07。

2.2.3 自尊量表

采用汪向東等人(1999)修訂的自尊量表測(cè)量流動(dòng)兒童的自尊水平。該量表共10 個(gè)題目，例如“我能像大多數(shù)人一樣把事情做好”，參照有關(guān)研究者的建議(田錄梅, 2006)，將第8 題刪除，量表采用“非常不符合”到“非常符合”4 級(jí)評(píng)分，其中反向計(jì)分題目得分進(jìn)行轉(zhuǎn)換后，總分越高表明流動(dòng)兒童的自尊水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.78；對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合可接受：χ2/df=5.34，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。

2.2.4 自我控制量表

采用譚樹(shù)華和郭永玉(2008)修訂的自我控制量表測(cè)量流動(dòng)兒童的自我控制水平。該量表共19 個(gè)題目，分為5 個(gè)維度：沖動(dòng)控制(6 個(gè)題目)、健康習(xí)慣(3 個(gè)題目)、抵制誘惑(4 個(gè)題目)、專(zhuān)注工作(3 個(gè)題目)和節(jié)制娛樂(lè)(3 個(gè)題目)，采用“完全不符合”到“非常符合”5 級(jí)評(píng)分?？偡衷礁弑硎咀晕铱刂颇芰υ綇?qiáng)。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.85；對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合可接受：χ2/df=4.20，GFI=0.93，CFI=0.89，TLI=0.87，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)所涉及測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，根據(jù)未旋轉(zhuǎn)的因子分析，共提取出17 個(gè)特征根大于1 的因子，得到的第一個(gè)因子解釋的變異量19.98%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)如表1 所示。從表中可以看出，積極教養(yǎng)與家庭功能、自尊、自我控制之間存在顯著正相關(guān)；消極教養(yǎng)與家庭功能、自尊、自我控制之間存在顯著負(fù)相關(guān)。家庭功能、自尊、自我控制兩兩之間存在顯著正相關(guān)。性別與消極教養(yǎng)存在顯著的相關(guān)；年齡與積極教養(yǎng)、家庭功能、自尊、自我控制存在顯著的相關(guān)。因此，在之后的分析中對(duì)性別和年齡加以控制。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap 方法重復(fù)抽樣5000 對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，將所有分析變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，采用PROCESS 3.5 插件中的模型6，將控制變量性別和年齡以協(xié)變量納入回歸方程，分別考察：(1)家庭功能和自尊在積極教養(yǎng)和流動(dòng)兒童自我控制之間的中介作用；(2)家庭功能和自尊在消極教養(yǎng)和流動(dòng)兒童自我控制之間的中介作用?；貧w分析的結(jié)果如表2 和表3 所示：(1) 積極教養(yǎng)顯著正向預(yù)測(cè)家庭功能(β=0.70,t=28.61,p＜0.001)，顯著正向預(yù)測(cè)自尊(β=0.15,t=3.61,p＜0.001)。家庭功能顯著正向預(yù)測(cè)自我控制(β=0.24,t=5.73,p＜0.001)，顯著正向預(yù)測(cè)自尊(β=0.32,t=7.60,p＜0.001)。自尊顯著正向預(yù)測(cè)自我控制(β=0.33,t=10.19,p＜0.001)。當(dāng)積極教養(yǎng)、家庭功能和自尊同時(shí)進(jìn)入回歸方程時(shí)，積極教養(yǎng)對(duì)自我控制的直接預(yù)測(cè)作用不顯著(β=-0.01,t=-0.16,p＞0.05)。(2) 消極教養(yǎng)均顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我控制(β=-0.21,t=-6.77,p＜0.001)、家庭功能(β=-0.34,t=-10.53,p＜0.001) 和自尊(β=-0.19,t=-5.83,p＜0.001)。家庭功能顯著正向預(yù)測(cè)自我控制(β=0.19,t=5.69,p＜0.001)，顯著正向預(yù)測(cè)自尊(β=0.37,t=11.47,p＜0.001)。自尊顯著正向預(yù)測(cè)自我控制(β=0.29,t=9.00,p＜0.001)。

表2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ椭凶兞筷P(guān)系的回歸分析(積極教養(yǎng)方式)

表3 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ椭凶兞筷P(guān)系的回歸分析(消極教養(yǎng)方式)

進(jìn)一步對(duì)中介路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4 所示。家庭功能和自尊在教養(yǎng)方式(積極教養(yǎng)和消極教養(yǎng))與自我控制之間的總中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間不含0 值，即總中介效應(yīng)顯著。積極教養(yǎng)主要通過(guò)3 條中介路徑來(lái)影響流動(dòng)兒童的自我控制：(1)積極教養(yǎng)→家庭功能→自我控制，中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0 值，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值為0.17，占總效應(yīng)的58.57%)；(2)積極教養(yǎng)→自尊→自我控制，中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0 值，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值為0.05，占總效應(yīng)的17.76%)；(3)積極教養(yǎng)→家庭功能→自尊→自我控制，中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0 值，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值為0.08，占總效應(yīng)的26.02%)。同時(shí)，消極教養(yǎng)主要通過(guò)3 條中介路徑來(lái)影響流動(dòng)兒童的自我控制：(1)消極教養(yǎng)→家庭功能→自我控制，中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0 值，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值為-0.06，占總效應(yīng)的17.24%)；(2)消極教養(yǎng)→自尊→自我控制，中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0 值，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值為-0.05，占總效應(yīng)的14.95%)；(3)消極教養(yǎng)→家庭功能→自尊→自我控制，中介效應(yīng)的置信區(qū)間不含0 值，表明該路徑中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值為-0.04，占總效應(yīng)的9.89%)。結(jié)果說(shuō)明家庭功能和自尊的中介效應(yīng)顯著，家庭功能和自尊的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。

表4 中介效應(yīng)值和效果量

4 討論

4.1 父母教養(yǎng)方式對(duì)流動(dòng)兒童自我控制的預(yù)測(cè)作用

本研究構(gòu)建家庭功能和自尊在父母教養(yǎng)方式對(duì)自我控制之間的多重鏈?zhǔn)侥Ｐ汀Ｑ芯堪l(fā)現(xiàn)，積極教養(yǎng)方式和消極教養(yǎng)方式對(duì)自我控制的影響不同，這與以往研究結(jié)果相似(蔡雪斌 等, 2022)。不同之處在于：消極教養(yǎng)方式負(fù)向預(yù)測(cè)自我控制；而積極教養(yǎng)與自我控制的直接效應(yīng)不顯著，僅有家庭功能和自尊的中介作用。由于面臨經(jīng)濟(jì)、適應(yīng)等壓力，流動(dòng)兒童父母更可能采用低情感溫暖與理解、多嚴(yán)厲懲罰等教養(yǎng)方式(莫文靜 等, 2018)，使得流動(dòng)兒童行為模式出現(xiàn)障礙、形成自我失調(diào)，更傾向于采用低自我控制資源損耗應(yīng)對(duì)當(dāng)下面臨的壓力，導(dǎo)致其建立較弱的自我控制。對(duì)于大多數(shù)個(gè)體來(lái)說(shuō)，積極的父母教養(yǎng)方式促進(jìn)個(gè)體在自我認(rèn)知過(guò)程中的外部規(guī)則的內(nèi)化程度，幫助子女建立較強(qiáng)的自我控制(Li et al., 2019)。而本研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于流動(dòng)兒童而言，僅通過(guò)積極教養(yǎng)這種有限資源不足以引導(dǎo)個(gè)體行為模式產(chǎn)生有效的自我調(diào)節(jié)，無(wú)法增強(qiáng)其自我控制(Olson & DeFrain, 2000)。

4.2 家庭功能的中介作用

本研究結(jié)果表明，家庭功能在父母教養(yǎng)方式和自我控制之間具有中介作用，支持了家庭生態(tài)系統(tǒng)理論。父母教養(yǎng)方式影響家庭功能，家庭功能綜合水平越高，父母越傾向于采取更為積極的教養(yǎng)方式(Olson & DeFrain, 2000)。此外，與已有研究(侯艷飛 等, 2018)一致，在積極教養(yǎng)方式對(duì)自我控制的影響中，家庭功能的中介效應(yīng)占比最大(58.57%)；在消極教養(yǎng)方式對(duì)自我控制的影響中家庭功能的中介效果量也為最大(17.24%)，說(shuō)明家庭功能發(fā)揮了重要的中介作用。究其原因，家庭功能作為整個(gè)家庭生態(tài)系統(tǒng)的運(yùn)行質(zhì)量的衡量標(biāo)準(zhǔn)，既是家庭生態(tài)系統(tǒng)中的功能變量，又是重要的中介變量(張春妹, 朱文聞, 2017)。因此，良好的家庭功能是提升自我控制的主要影響因素之一，改善流動(dòng)兒童的家庭功能是助力流動(dòng)兒童積極發(fā)展的關(guān)鍵著力點(diǎn)。

4.3 自尊的中介作用

為進(jìn)一步澄清家庭功能和自我控制的關(guān)系，本研究加入了自尊這一變量，并對(duì)其關(guān)系展開(kāi)討論。與已有研究一致，流動(dòng)兒童的家庭功能越好，其自尊水平也越高(張春妹, 朱文聞, 2017)。良好的家庭功能可以促進(jìn)家庭適應(yīng)能力的提升，流動(dòng)兒童整個(gè)家庭的各種壓力逐漸得以緩解，從而有利于提高兒童的自尊。本研究發(fā)現(xiàn)，父母教養(yǎng)方式會(huì)通過(guò)自尊對(duì)流動(dòng)兒童的自我控制產(chǎn)生作用。積極的教養(yǎng)方式正向預(yù)測(cè)自尊；消極的教養(yǎng)方式負(fù)向預(yù)測(cè)自尊。當(dāng)個(gè)體有目的地執(zhí)行自我控制時(shí)，高自尊水平為自我控制提供足夠的資源來(lái)維持自我控制行為，這與自我控制的資源模型保持一致。因此，關(guān)注個(gè)體自尊水平的提升，可以促進(jìn)流動(dòng)兒童自我控制的發(fā)展。

4.4 家庭功能與自尊的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

研究發(fā)現(xiàn)，教養(yǎng)方式通過(guò)家庭功能與自尊間接影響自我控制，結(jié)果支持生態(tài)系統(tǒng)理論，即個(gè)體自尊與家庭環(huán)境共同影響自我控制發(fā)展。個(gè)體的自尊感是一種內(nèi)在的、主觀的指標(biāo)或標(biāo)志，它反映了個(gè)體被他人接納或排斥的程度(個(gè)人的包容地位)和維持的動(dòng)機(jī)(Leary et al., 1995)。家庭穩(wěn)定性(Malatras & Israel, 2013)、家庭親密度、家庭支持(Vazsonyi & Belliston, 2007)等環(huán)境變量都會(huì)影響個(gè)體自我控制能力的發(fā)展。鏈?zhǔn)街薪樽饔梅治霰砻?，父母消極教養(yǎng)方式既可以直接負(fù)向預(yù)測(cè)自我控制，又可以通過(guò)家庭功能和自尊的多重中介作用間接影響自我控制，而積極教養(yǎng)僅可以通過(guò)家庭功能和自尊的多重中介作用間接影響流動(dòng)兒童的自我控制。已有研究以積極教養(yǎng)和消極教養(yǎng)為自變量考察其對(duì)青少年積極發(fā)展(學(xué)習(xí)投入、心理復(fù)原力)的影響(蔡雪斌 等, 2022; 李永占, 2018)，研究者同樣發(fā)現(xiàn)不同教養(yǎng)方式對(duì)因變量影響的差異。結(jié)合本研究結(jié)果，可能的原因在于：一方面，由于流動(dòng)兒童進(jìn)入陌生的城市后，對(duì)自身和外界的關(guān)注更多、沖動(dòng)性更強(qiáng)，使其消耗更多的內(nèi)部能量，最終導(dǎo)致自我控制的失敗(王景芝 等,2019)。另一方面，父母的關(guān)愛(ài)理解可以提高子女的自我控制(羅蕾 等, 2018)，而流動(dòng)兒童缺少家庭的溫暖和家庭情感交流，沒(méi)有機(jī)會(huì)向父母表達(dá)自己的感受，也無(wú)法得到足夠的情感支持(李曉巍等, 2008)，難以認(rèn)同父母的規(guī)則，因此不利于自我控制發(fā)展。本研究結(jié)果表明，家庭功能對(duì)流動(dòng)兒童的自尊具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，能夠緩和消極教養(yǎng)方式對(duì)自尊的負(fù)面影響，進(jìn)而增強(qiáng)自我控制。

本研究存在以下不足：第一，本研究?jī)H考察流動(dòng)兒童，未對(duì)同齡城市兒童進(jìn)行對(duì)比；第二，本研究中父母教養(yǎng)方式測(cè)量主要采用流動(dòng)兒童自我報(bào)告，缺少父母雙方報(bào)告數(shù)據(jù)；第三，本研究屬于橫斷研究，不能對(duì)變量間的因果關(guān)系作出判斷。

5 結(jié)論

(1) 消極教養(yǎng)方式不僅可以直接預(yù)測(cè)自我控制，還可以通過(guò)家庭功能和自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接預(yù)測(cè)自我控制；(2)積極教養(yǎng)方式僅通過(guò)家庭功能和自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接預(yù)測(cè)流動(dòng)兒童的自我控制。