父母教養方式對幼兒情緒能力的影響：來自中國樣本的元分析證據

馬岳毅 但 菲 李文輝

（沈陽師范大學學前與初等教育學院，沈陽 110034）

1 問題提出

情緒能力是幼兒進行情緒交流和維持積極同伴交往的核心，具有建立、維持、轉變個體內部與外部關系的功能（姚端維等,2004）。學前教育階段是幼兒情緒能力發展的關鍵時期，幼兒的情緒理解、情緒表達、情緒調節正在向系統的深度認知過渡。近年來，人們對幼兒情緒能力的關注逐漸增多，已有研究表明幼兒階段情緒能力的發展能直接影響其今后的認知與社會性發展質量（田瑞向,2016;章寶丹等,2017）。父母教養方式是幼兒情緒能力發展的重要影響因素（張春曉等,2015），父母的教養態度與教養行為對幼兒情緒能力的發展起著潛移默化的指導作用。國外一項研究對以情緒為中心的父母教養實踐與3～5歲幼兒情緒能力的關系進行了元分析，結果發現父母教養實踐與幼兒的情緒能力存在一定程度的相關（0.05≤r≤0.19）（Zinsser et al.,2021），但該項元分析只考察了父母的情緒表達、反應與指導對幼兒情緒能力發展的影響，并沒有探討父母的具體教養方式。截至目前國內還沒有研究對父母教養方式與幼兒情緒能力之間的關系進行元分析，并且在已有研究中父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度關系的效應量存在大、小不同程度的差異（熊蓮君,2017;張祖娟,2020）。受嚴慈相濟、寬而有度的家庭教育傳統影響，中國父母教養方式與幼兒情緒能力的相關程度以及影響因素亟待進一步研究。因此，研究運用元分析方法，對父母教養方式與幼兒情緒能力之間的關系進行定量整合，探討中國父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度之間的關系以及可能對這些關系產生影響的調節變量。

1.1 幼兒情緒能力的概念與測量

情緒能力最早由Saarni（1999）提出，他認為情緒能力即個體理解與表達情緒以及對情緒的管理能力。Kotsou等（2011）認為情緒智力也可以統稱為情緒能力，包括情緒覺察、理解、表達和調節四個方面。我國學者姚端維等（2004）認為情緒能力是個體建立、維持、轉變與外界關系的能力，包括情緒理解與情緒調節兩個方面。郭真禮（2019）借鑒了姚端維等對情緒能力的定義，并在情緒理解與情緒調節的基礎上增加了情緒表達維度。從以上界定可以看出幼兒情緒能力是幼兒覺察、理解自己和他人的情緒，適當表達情緒，并對自己內在情緒體驗與外在情緒行為進行管理的能力。本研究認同郭真禮對情緒能力的劃分，認為幼兒情緒能力具體包括情緒理解能力、情緒表達能力、情緒調節能力三個方面。情緒理解能力指幼兒識別面部表情，解釋自己與他人情緒產生原因的能力。情緒表達能力指幼兒通過肢體動作、面部表情、語言等可見的方式向外表達內在情緒感受的能力。情緒調節能力指幼兒通過情緒調節策略監控和評估情緒的內在過程和外在行為并改變自己情緒反應的能力。目前，幼兒情緒能力的測量沒有統一的方法，不同的學者根據研究需要會選擇不同的測量方法，常用的包括情境測驗法、觀察法和問卷法等。情境測驗法通過幼兒對情境故事中人物的情緒理解和問題回答評估其發展水平（蘭秀君,2014;熊蓮君,2017）。觀察法通過參與或非參與的觀察方式，從幼兒情緒表達的內容、策略及方式評估其發展水平。問卷法通過自我或他人評估的方式測量幼兒情緒能力（姜蕾,2019;李曉巍等,2017），由于幼兒年齡較小，認知發展水平有限，對幼兒情緒能力的測量主要采用他人評估的方式，由父母或老師進行測量。

1.2 父母教養方式的概念與測量

20世紀60年代，Baumrind（1967）首次提出父母教養方式的概念，他認為父母教養方式即父母對兒童行為的要求和控制。然而關于父母教養方式的概念界定一直有不同的取向。行為取向認為父母教養方式是父母在教養孩子過程中表現出的相對穩定的行為模式（張文新,2010;Masud et al.,2019）。綜合取向認為父母教養方式不僅包括父母穩定的教養行為，還包括父母與子女的情緒表達與情感傳遞（張效,肖少北,2023;Sahithya et al.,2019）。研究認為父母教養方式是一種相對綜合性的概括，能夠普遍體現父母對幼兒的教養態度和行為，其實質是親子關系的反映。父母教養方式有不同的劃分類型，Baumrind提出一種較為經典且普遍采納的劃分方式：權威性、專制型、放縱型。后來有學者在此基礎上補充了忽視型教養方式，進一步豐富了該理論（Snow et al.,1983）。父母教養方式也可以根據情感與行為方向劃分為積極教養和消極教養（高峰等,2023;吳鵬等,2016;謝云天,2022）。積極教養方式在情感方向上表現為父母與幼兒之間建立一種溫暖的情感關系，在行為方向上表現為父母對幼兒經常采取積極的支持行為。消極教養方式在情感方向上表現為父母與幼兒之間形成冷漠的情感關系，在行為方向上表現為父母對幼兒經常采取消極的敵對行為。隨著人們對父母教養方式的關注，越來越多的測量工具也得到開發和應用。父母教養方式評價量表（EMBU）（Perris et al.,1980）開發較早并應用較多，具體包括父親教養方式的六個維度與母親教養方式的五個維度，其中情感溫暖和理解屬于積極教養方式，懲罰和嚴厲、過分干涉、過度保護、偏愛被試以及拒絕和否認屬于消極教養方式（謝云天,2022）。我國學者楊麗珠、楊春卿（1998）在借鑒EMBU量表的基礎上編制了父母教養方式自評問卷，并將父母教養方式進一步細化為民主性、溺愛性、放任性、專制性和不一致性五個維度，目前在國內相關研究中也被廣泛應用，其中民主性屬于積極教養方式，溺愛性、放任性、專制性和不一致性屬于消極教養方式。

1.3 父母教養方式與幼兒情緒能力的關系及影響因素

幼兒情緒能力發展的影響因素涉及幼兒自身、家庭、幼兒園以及社會環境各個方面，其中家庭因素的父母教養方式對幼兒情緒能力的影響受到很多關注。國外的最近研究發現，父母積極教養方式與消極教養方式對幼兒情緒能力的發展影響存在顯著差異，父母溫暖和理解的教養方式對幼兒情緒能力的發展有促進作用，而父母拒絕和忽視的教養方式對幼兒情緒能力的發展有阻礙作用（Bhide et al.,2019;Denham et al.,2015;Haslam et al.,2020）。在以中國樣本為對象的調查研究中，研究者也發現不同教養方式下幼兒情緒能力的發展存在顯著差異，其中民主、權威、情感溫暖等積極教養方式下幼兒情緒能力的發展顯著高于消極教養方式下的幼兒（夏云川,2018;楊方嬌,2018;張祖娟,2020）。由此可見，父母教養方式和幼兒情緒能力存在密切聯系。然而，父母教養方式與幼兒情緒能力關系很有可能受到調節變量的影響。首先，不同教養主體在教養方式與幼兒情緒能力的關系之間可能存在調節作用。父親和母親作為不同的教養主體通常有各自獨特的教養方式，會以不同的方式影響幼兒。正如有學者研究發現，3～6歲幼兒的情緒理解能力與父親的消極教養方式呈顯著負相關，但與母親的消極教養方式沒有顯著的相關關系（熊蓮君,2017）。其次，幼兒情緒能力的不同測量方法可能調節父母教養方式與幼兒情緒能力的關系。不同的測量方法形式存在差異，對主試和被試要求不同，具體測量工具的信效度和適用群體也不相同，這可能會調節兩者之間的關系。最后，幼兒性別可能調節父母教養方式與幼兒情緒能力發展的關系。從性別角色社會化角度來看，社會對兩性的期待有所不同（高峰等,2023），父母在教養孩子的過程中對不同性別幼兒的關注可能存在差異，進而影響幼兒情緒能力的發展。因此研究提出以下假設：（1）父母積極教養方式與3～6歲幼兒情緒能力存在正相關，父母消極教養方式與幼兒情緒能力存在負相關。（2）父母教養方式的不同主體、幼兒情緒能力的不同測量方法以及幼兒性別將調節父母教養方式與3～6歲幼兒情緒能力的關系。

綜上所述，研究將父母教養方式劃分為積極教養方式與消極教養方式，運用元分析方法系統考察中國父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度之間的關系，并探究不同教養主體、測量方法以及幼兒性別對父母教養方式與幼兒情緒能力關系的影響，以求得到更普遍、更準確的結論。

2 方法

2.1 文獻搜索

研究全面檢索了2010年1月到2022年12月期間有關父母教養方式與幼兒情緒能力關系的中文和英文文獻。中文文獻主要來自中國知網期刊全文數據庫、中國優秀碩士學位論文全文數據庫、維普數據庫、萬方數據庫，檢索詞為“父母教養方式”“父親教養方式”“母親教養方式”“父親參與教養”“母親參與教養”“情緒能力”“情緒發展”“情緒特征”等。英文文獻檢索數據庫包括Web of Science、IEEE、Wiley、Science Direct、EBSCO、Springer Link。檢索詞為“parenting”“parenting style”“rearing style”“emotion ability”“emotion skill”。同 時，為盡可能全面地檢索與研究主題相關的文獻，研究還對已納入的文獻進行了引文檢索。

2.2 文獻納入標準

在綜合考慮已有研究和研究主題需要的基礎上，制定了以下文獻選取標準。（1）研究類型必須是關于父母教養方式與3～6歲幼兒情緒能力的實證研究，數據完整，樣本量大小明確。（2）被試必須為中國樣本。（3）研究內容必須包含父母教養方式與幼兒情緒能力中至少一個維度的相關系數或其他可以轉換為相關系數的統計值。（4）父母教養方式可以按照操作性定義劃分為積極與消極兩個維度。（5）研究之間樣本獨立，若有兩篇文獻采用相同樣本和測量內容，則只納入其中一篇。文獻具體篩選流程見圖1。元分析最終納入的文獻有22篇，其中中文文獻19篇，英文文獻3篇，共獲得獨立效應量90個，樣本總量達到7884。

圖1 文獻搜索、篩選和納入過程

2.3 文獻編碼

對最終納入元分析的文獻進行編碼，包括作者信息、發表時間、樣本量、性別比例、教養主體、預測變量、結果變量、測量方法（表1）。文獻效應量的編碼以獨立樣本為單位，父母教養方式與幼兒情緒能力的每一個關系維度編碼一個效應量，如果一篇文獻同時報告了多種維度，則分開編碼形成多個效應量。本研究中父母教養方式的測量大多使用EMBU量表，或單獨使用量表中的父親子量表或母親子量表，也有一些參考EMBU量表進行改編形成新的測量量表，如楊麗珠等編制的自評量表，但都可以按照操作性定義劃分為積極與消極兩種教養方式。為保證編碼的準確性和可靠性，同一名編碼者在兩個時間段（間隔一個月）對所有的數據進行重復編碼（何相材等,2019），兩次編碼結果的一致性為95.6%。不一致的編碼經過檢查后也最終取得一致。

表1 納入元分析的文獻基本信息

2.4 數據處理

選擇CMA3.0軟件進行元分析，以相關系數r作為效應量，如果文獻中沒有報告r值，但報告了F值、t值等，運用相應公式轉換為r值（顏志強等,2022）。CMA軟件的優勢在于只需要按照要求完整、準確地錄入原始編碼數據，軟件可以自動導出相關的標準誤、Fisher's Z分數及置信水平，避免了繁重復雜的手算過程。當前元分析主要有隨機效應和固定效應兩個模型，隨機效應模型認為每個研究的效應量差異是由真效應量的不同和抽樣誤差引起的，固定效應模型認為所有研究只有一個真效應量，效應量的差異僅由抽樣誤差導致。鑒于研究納入元分析的文獻在被試群體、測量工具等存在的差異可能會對整體效應產生影響，因此研究選擇隨機效應模型進行評價（王思琴,姜永杰,2021）。為進一步探索文獻之間是否存在真效應量的差異，驗證選擇隨機效應模型的合理性，研究運用森林圖、Q檢驗、I2檢驗進行異質性檢驗。同時元分析的結果可能會因為選擇文獻的偏差對真實效應值產生影響，因此研究采用漏斗圖、Egger's檢驗、Fail-Safe N等方法進行出版偏倚檢驗。最后通過次群組分析和元回歸分析檢驗調節變量對于父母教養方式與幼兒情緒能力關系的作用。

3 研究結果

3.1 發表偏倚檢驗

首先通過漏斗圖初步檢查納入文獻的發表偏倚（圖2、圖3、圖4、圖5)。從漏斗圖來看，父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度關系的研究文獻基本分布于總體平均效應量兩側，表示父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度的關系研究不存在嚴重的發表偏倚。其次對納入文獻進行Fail-Safe N檢驗（表2），結果表明父母教養方式與幼兒情緒能力、情緒調節、情緒理解及情緒表達的失安全系數分別為2569、361、296、114，對應的失安全系數比率均遠大于1，這說明已有樣本具有代表性，不存在發表偏差。最后對納入文獻進行Egger's檢驗（表2），四個結果變量在Egger's Intercept上的p值均大于0.05，與零假設均不顯著，再次證明父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度均不存在發表偏差。

表2 出版偏倚檢驗結果

圖2 父母教養方式與幼兒情緒能力的關系漏斗圖

圖3 父母教養方式與幼兒情緒調節的關系漏斗圖

圖4 父母教養方式與幼兒情緒理解的關系漏斗圖

圖5 父母教養方式與幼兒情緒表達的關系漏斗圖

3.2 異質性檢驗

當前研究對父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度關系進行異質性檢驗，結果見表3。研究結果顯示，父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度之間效應值的Q檢驗均顯著（p＜0.001），表明元分析中各效應值存在異質性。而單一的Q檢驗不能完全保證結果的準確性，需要結合I2等其他統計量共同檢驗異質性（張文蘭,胡姣,2019）。檢驗結果顯示I2值均大于75%，效應量的真實變異在總變異中所占的比例較大，因此研究應該選用隨機效應模型。

表3 異質性檢驗結果

3.3 敏感性分析

敏感性分析可以通過逐步排除每項研究檢測個別文獻的極端值對元分析結果造成的干擾。檢測結果顯示父母積極教養方式與幼兒情緒能力效應量的波動范圍在0.31～0.38之間，與總效應量0.34比較接近；父母消極教養方式與幼兒情緒能力效應量的波動范圍在-0.30～-0.23之間，與總效應量-0.26比較接近，表明元分析納入的文獻不存在極端值的影響，結果穩定性較好。

3.4 主效應檢驗

父母教養方式與幼兒情緒能力及其各維度的主效應檢驗結果均顯著（p＜0.001），如表4所示。根據Lipsey和Wilson的統計理論，當相關系數r≤0.1時為低相關，0.1＜r＜0.4時為中等相關，r≥0.4時為高相關。父母積極教養方式對幼兒情緒能力的總效應達到0.34，與其各維度的相關系數在0.25～0.39之間，其中與幼兒情緒理解的相關系數達到0.39，說明父母積極教養方式對幼兒情緒能力具有中等程度正向的影響效果，并且對幼兒情緒理解能力產生的影響最大。父母消極教養方式對幼兒情緒能力的總效應達到-0.26，與其各維度的相關系數在-0.31～-0.19之間，其中與幼兒情緒理解的相關系數達到-0.31，說明父母消極教養方式對幼兒情緒能力具有中等程度負向的影響效果，并與父母積極教養方式一致，也對幼兒情緒理解能力產生的影響最大。

表4 主效應檢驗結果

3.5 調節效應檢驗

當前元分析分別探究了父母教養方式的不同主體、幼兒情緒能力的不同測量方法以及幼兒性別對父母教養方式與幼兒情緒能力關系的調節作用，其中教養主體、測量方法進行次群組分析。幼兒性別借鑒了高峰、白學軍等（2023）的方法，采用男性幼兒比例作為統計指標，進行元回歸分析。

3.5.1 教養主體的調節

教養主體的調節效應檢驗結果如表5所示。在父母積極教養方式與幼兒情緒能力的關系中，不同教養主體的調節效應并不顯著（Q=3.27，df=2，p＞0.05）。然而不同教養主體對父母消極教養方式與幼兒情緒能力的關系存在顯著調節作用（Q=11.04，df=2，p＜0.05），父親的效應量顯著高于母親。具體而言，父親的消極教養方式對幼兒情緒能力發展的負面影響更大。

表5 教養主體的調節作用

3.5.2 測量方法的調節

測量方法的調節效應檢驗結果如表6所示。不同測量方法的調節效應也體現在父母消極教養方式與幼兒情緒能力的關系上（Q=8.98，df=1，p＜0.05）。具體而言，與采用問卷的測量方法相比，通過情境測驗得到的幼兒情緒能力與父母消極教養方式的相關更強，并且可以檢測到更大的置信區間，置信水平增加。然而在父母積極教養方式與幼兒情緒能力的關系中，不同測量方法的調節效應并不顯著（Q=0.16，df=1，p＞0.05）。

表6 測量方法的調節作用

3.5.3 幼兒性別的調節

幼兒性別的調節效應檢驗結果如表7所示。在父母積極教養方式與幼兒情緒能力的關系中幼兒性別具有顯著的調節作用，可以得到回歸方程Y=3.20X-1.30。具體而言，隨著男性幼兒比例的升高，父母積極教養方式與幼兒情緒能力關系越來越強，這說明男性幼兒的情緒能力可能更容易受到父母積極教養方式的影響。然而父母消極教養方式與幼兒情緒能力的關系并沒有受到幼兒性別的調節。

表7 幼兒性別的調節作用

4 討論

4.1 父母教養方式對幼兒情緒能力影響的總效應

元分析結果顯示，父母積極教養方式與幼兒情緒能力呈顯著正相關，消極教養方式與幼兒情緒能力呈顯著負相關，并且父母積極教養方式與幼兒情緒能力之間的相關程度大于消極教養方式與幼兒情緒能力之間的相關程度。這一研究結果進一步證明了父母教養方式對幼兒情緒能力發展的顯著影響。情緒生成理論認為情緒是個體與環境相互作用的結果，個體可以通過對環境中刺激事件的反應與調節獲得豐富的情緒體驗（葉浩生等,2021）。父母積極的教養方式能夠為幼兒提供良好的情緒環境，營造積極的情緒活動鏈，幼兒在與父母平等的交流互動中能夠獲得大量的情緒體驗，更好地覺察、理解自己和他人的情緒，適當地表達情緒，并對自己內在情緒體驗與外在情緒行為進行管理，進而實現情緒能力的發展與提升。而個體的情緒體驗與需求的滿足相聯系，幼兒具有安全、關愛、尊重和自我實現等多種心理需求，只有當這些需求得到滿足時幼兒才會獲得積極的情緒體驗。消極教養的父母通過否定和壓抑幼兒的心理需求來實現對幼兒的掌控，幼兒在父母消極的教養方式下承受著較大的壓力，很少有表達需求的機會，因此內心會產生大量負性情緒。這些負性情緒往往會放大和歪曲幼兒對情緒的理解、表達和調節，并且無法消解，只能轉化為幼兒潛藏的情緒活動，在將來以更加負面和出其不意的方式出現。

同時，元分析結果發現父母教養方式對幼兒情緒能力的影響依次為情緒理解、情緒調節和情緒表達，其中對幼兒情緒理解的影響最大。而國外的一項元分析發現父母教養實踐對幼兒情緒能力的影響是從情緒表達開始的（Eaton,2018），與本文的研究結果存在差異，我們分析這與中國父母教養方式的特點有關。父母教養方式不僅包括相對穩定的教養行為，還包括父母與幼兒的情緒交流，父母的積極和消極教養方式都會通過情緒表現出來，并通過情緒互動的方式作用于幼兒。然而受傳統文化的影響，中國父母傾向于理性適度地表達自己的情緒，講求不偏不倚，符合節度。具體到每一種教養方式，積極教養的父母能夠有效察覺、辨別并接納自己與幼兒的情緒反應，主動與幼兒討論情緒的來龍去脈，引導幼兒從更加積極的角度思考自己的情緒體驗，形成正確的情緒理解。而消極教養的父母不能理性地控制和表達自己的情緒，對幼兒的情緒反應也總是持忽視、拒絕、壓制和挑剔態度，使幼兒無法正確識別和歸因自己的情緒，從而逐漸導致情緒認知偏差，給幼兒的情緒理解造成了消極影響。

4.2 父母教養方式與幼兒情緒能力關系的調節效應

4.2.1 教養主體對父母教養方式與幼兒情緒能力關系的調節

當前元分析結果發現不同教養主體能夠顯著調節父母消極教養方式與幼兒情緒能力的關系，父親的消極教養方式對幼兒情緒能力的負面影響更大。受長期以來“男主外，女主內”的家庭勞動分工傳統以及女性生育角色的影響，父親在養育子女過程中更多處于教養配角的地位，與幼兒的交流互動遠遠低于母親。一項針對中國父親教養投入特點的研究發現父親與子女的互動維度得分最低，而在父子互動的子維度中規則教導得分最高（伍新春等,2014）。這不僅表明父親教養的缺失，也反映出中國式父親威嚴的角色特征。然而父親同時具有剛毅果斷、強健有力、不拘小節和理性睿智的性別特質，對幼兒社會性認知、情感和行為的發展有不可忽視的作用（鄭堯,2020）。如果父親錯誤地將果斷變為專制，有力轉向懲罰，灑脫化作忽視，睿智成為冷漠，并長期將此作為與幼兒情緒互動的方式，以期實現對幼兒的掌控，會導致幼兒暴躁、抑郁和焦慮等情緒行為問題（鄧珂文等,2016;李穎等,2016），進而影響幼兒情緒能力的發展。

4.2.2 測量方法對父母教養方式與幼兒情緒能力關系的調節

當前元分析結果發現不同測量方法能夠顯著調節父母消極教養方式與幼兒情緒能力的關系，通過情境測驗測得的幼兒情緒能力與父母消極教養方式的相關性更強。相比問卷測量，情境測驗方法可以更加深入地了解幼兒情緒能力的發展水平，并且其研究對象可以直接指向幼兒，與幼兒進行交流互動。但由于幼兒年齡較小，認知發展水平有限，對幼兒情緒能力的問卷測量只能采用父母或老師測量評估的方式，結果的真實性難以保障。因此情境測驗憑借其情境性、針對性、主體性、互動性和深入性等顯著優勢，得到的幼兒情緒能力發展水平可能更加真實有效。

4.2.3 幼兒性別對父母教養方式與幼兒情緒能力關系的調節

除此之外，元分析選擇男性幼兒比例作為統計指標檢測幼兒性別的調節效應。結果顯示父母積極教養方式與幼兒情緒能力的關系受到男性幼兒性別比例的顯著調節，隨著男性幼兒比例上升，父母積極教養方式與幼兒情緒能力的相關性越來越強，這說明男性幼兒的情緒能力可能更容易受到父母積極教養方式的影響。性別角色的分化在幼兒階段已經出現，父母教養方式會因子女的性別而存在差異（王肖肖,楊夢萍,2020），具體體現在父母的性別角色教養行為與態度兩個方面，父母鼓勵兒子表現出更多的堅強、主動等男性特質，而希望女兒具有整潔、秩序、情感化的女性特質，因此父母在教養子女的過程中會根據子女的性別采取不同的教養行為。同時，幼兒的情緒能力發展具有顯著的性別差異，已有研究發現在遇到相同的消極情境時，男性幼兒比女性幼兒更多采用消極的情緒策略，如情緒發泄、自我安慰、攻擊行為等（田瑞向,2016）。而親子間的情緒互動具有雙向性，父母消極無效的教養方式與兒童不當行為之間往往是相互強化、不斷升級的（劉洋,郭明春,2020），因此在教養過程中，溫暖、理解、民主、支持等積極教養方式更容易對男幼兒的情緒和行為產生影響。

4.3 反思與展望

當前元分析厘清了中國父母教養方式與幼兒情緒能力的密切關系，并且探討了不同教養主體、測量方法和幼兒性別的調節作用。這對于改善父母教養方式，促進幼兒情緒能力發展具有重要的啟示作用。然而當前元分析仍然存在以下不足：（1）已納入的元分析文獻中存在一個研究報告多個效應量的情況，而同一研究的效應量比不同研究的效應量可能更有相關性，進而導致元分析結果存在偏差。（2）父母教養方式中積極教養和消極教養的維度劃分雖然明確了具體的操作定義，但仍缺少科學的檢驗與實踐的驗證，可能影響元分析結果。（3）父母教養方式與幼兒情緒能力關系的調節變量只考慮了不同教養主體、測量方法和幼兒性別，可能仍然存在其他調節變量如地區差異和家庭背景等。未來研究可以針對原始文獻中的多個效應量采用多水平元分析方法，對父母教養方式的維度劃分進行實證檢驗，考慮納入更多的調節變量，力求全面系統地檢驗父母教養方式與幼兒情緒能力關系的影響因素，建立元分析結構方程模型。

5 結論

（1）父母積極教養方式與幼兒情緒能力呈顯著正相關，父母消極教養方式與幼兒情緒能力呈顯著負相關。

（2）父母教養方式對幼兒情緒能力的影響依次為情緒理解、情緒調節和情緒表達，其中對幼兒情緒理解的影響最大。

（3）父母積極教養方式與幼兒情緒能力的關系受到幼兒性別的調節；消極教養方式與幼兒情緒能力的關系受到教養主體與測量方法的調節。