民族地區青少年的父親養育方式研究

臧運洪,楊 靜

(1.興義民族師范學院，貴州 興義 562400；2.吉林大學 哲學社會學院，吉林 長春 130012)

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民族地區青少年的父親養育方式研究

臧運洪1,2,楊 靜1,2

(1.興義民族師范學院，貴州 興義 562400；2.吉林大學 哲學社會學院，吉林 長春 130012)

為檢驗民族地區青少年的父親養育方式的結構及發展特點，采用整群抽樣方法在中小學抽取2375名中小學生，進行問卷測試。發現四個因子：情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認、理解。問卷的內部一致性系數為0.737，四個因子累積方差貢獻率為46.437%。父親較多采用理解的養育方式，同時積極和消極養育方式并存。青少年的父親養育方式部分因子在年級、性別和家庭所在地方面差異均具有顯著性。青少年的父親養育方式在人口學變量方面有不同特點。

青少年；父親養育方式；結構特點

父親養育方式是指父親對子女進行撫養過程中穩定的認識、情感態度和行為方式。父親的養育方式影響青少年的認知發展、自我意識的形成和行為的社會化[1]。積極的父親養育方式會促進青少年采用積極的應對方式[2]，形成良好的同伴依戀，促進其社會性的發展[3]及心理健康[4]。不良的養育方式會引起青少年抑郁障礙[5]和沖動行為[6]，是導致青少年暴力行為[7]、反社會人格傾向[8]和犯罪的高危因素[9]。

父親在青少年個體發展過程中扮演了重要角色，擔負著重要的導向作用，是其社會化的第一學習榜樣。本文試圖通過調查研究，為今后培育積極的父親養育方式和親子關系提供一定的方向引導。

一、研究方法

(一)被試

采用整群抽樣的方法在貴州某地區中小學共抽取被試2500人，有效被試2375人。男生1106人，女生1269人。被試年齡在9～22歲之間，平均年齡13.72±2.542歲。

(二)研究工具

采用父親教養方式問卷[10]，問卷四級計分(1-4)。分數越高，表示父親對青少年的影響越廣泛。由于原始問卷各因子項目太多，易引起被試的疲勞感，本文重新進行問卷修訂。簡版問卷共17個項目，簡版問卷Cronbach’s α系數為0.737，四個因子的累積方差貢獻率為46.437%。

(三)數據處理

用SPSS15.0、AMOS 7.0和HUDAP6.0對數據錄入與分析。

二、結果

(一)區分度分析

首先檢驗各個項目在高低組間(總分的前后27%)的差異是否達到顯著(p<0.05)。65個項目(除了項目20)均達到0.05以上的顯著性水平。檢驗65個項目與總分的相關，相關系數范圍為(r=-0.130～0.492)，刪除相關系數小于0.3的項目20個，剩余45個項目(r>0.3)的區分度良好。

(二)因素分析

1.探索性因素分析

探索性因素分析(樣本中奇數序號的數據)中，樣本的KMO=0.921，Bartlett’s球形檢驗χ2值為14278.127，df=990，p=0.000<0.001。采用主成分分析法、極大方差旋轉的方法，根據問卷原始結構限定為六個因子，方差累積貢獻率為41.605%。刪除因素負荷及項目共同度小于0.40的項目，最終剩余36個項目。對剩下的36個項目重新探索，最終剩余17個項目組成四個因子。四個因子的特征值分別為4.442、2.471、1.349和1.026，對應的方差貢獻率分別為22.209%、12.353%、6.745%和5.130%，方差累積貢獻率為46.437%。四個因子分別命名為：情感溫暖，嚴厲干涉懲罰，拒絕否認，理解。

2.正式問卷的結構驗證

(1)結構方程模型驗證

對模型進行驗證性因素分析(用偶數序號的數據)(圖1)，各擬合指標較好，基本符合統計要求[11]，表明模型對數據有較好的擬合性和穩健性。

圖1 青少年父親養育方式四個因子模型

圖2 A層面結構圖

(2)最小空間法驗證

根據層面理論將青少年父親養育方式分為兩個層面。A層面包括四個元素：情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解。B層面包括兩個元素：積極養育和消極養育。運用最小空間分析法分析青少年父親養育方式結構的維度。青少年父親養育方式的層面結構圖呈二維性。A和B層面的異化系數和區域指數均為0.183和1.000，上述擬合指標都達到了統計標準[12]。

圖2中四個因子之間是順序關系，表明這四個因子具有不同的地位。位于結構圖中心的理解因子在青少年父親養育方式中居于主要位置，說明父親對子女較多采用理解方式；四個因子按重要性排序為：理解>情感溫暖>拒絕否認>嚴厲干涉懲罰。圖3中兩個因子呈極化結構分布，兩個因子之間是平行關系，它們具有相同的地位。圖4表明青少年父親養育方式的因子結構從兩個層面進行區分均能成立，且和諧地共處于同一種心理特質中。

3.青少年父親養育方式問卷的信度和效度分析

問卷內部一致性系數為0.737。青少年父親養育方式四個因子結構較清晰，各項目的因子負荷均大于0.40，四個因子總方差解釋率為46.437%。四個因子結構方程模型和最小空間模型擬合指標均良好，各因子間的皮爾遜相關系數范圍為r=0.137～0.418(ps<0.01)，表明問卷的結構效度較好。

4.青少年父親養育方式現狀特征

主要從年級、性別和家庭所在地三個方面，對青少年的父親養育方式現狀特征進行了分析。經獨立樣本t檢驗、單因素方差分析和事后檢驗，發現初高中(初二和高二除外)學生感受到了更多的父親情感溫暖關心愛護；初一學生感受到了更多的父親嚴厲干涉懲罰；四年級學生體驗到了更多來自于父親的拒絕否認與理解。和女生相比，男生感受到了更多來自于父親的嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解。和來自于城鎮的學生相比，來自于農村的學生體驗到更少的父親情感溫暖、拒絕否認和理解。

圖3 B層面結構圖

圖4 AB層面的合成結構圖

三、討論

(一)青少年父親養育方式因子結構及層面圖解釋

本文運用結構方程模型驗證了青少年父親養育方式包括四個因子。同時采用層面理論及最小空間法，驗證了問卷的雙層面結構：在A層面中，四個因子(情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解)呈模塊化結構分布，位于結構圖中心的理解因子在青少年父親養育方式中居于中心位置，說明父親較多采用理解的養育方式，和青少年間有良好的互動；在B層面中，兩個因子(積極養育、消極養育)呈極化結構分布，說明父親在和青少年互動的過程中，既采用積極的也采用消極的互動方式。

(二)青少年父親養育方式的現狀特征討論

與小學階段的學生相比，初中和高中階段(初二和高二除外)學生年齡的增長使他們更加懂事[3]，認知能力更為成熟和完善，能更客觀和理性地評價與父親之間的相處，體驗到來自于父親的關心和呵護。而初一學生有可能認知能力發展不完善，不能站在父親的角度思考問題，在和父親相處過程中更多感受到父親的嚴厲和批評。四年級學生由于年齡小，大多受到父親更多的關愛和呵護，對其一些偏差行為，父親也進行嚴厲的批評和懲罰。

由于性別角色差異[13]，男生和父親有更多相同的話題和興趣交流，對與父親間的微小沖突不敏感，所以父子間有更多的理解。同時男生由于性格原因，一些行為會突破常規，容易引起父親的嚴厲干涉懲罰和語言或心理上的拒絕。而相對來說，女生思維比較細膩和敏感，比較乖巧，易于更多體驗到和父親間的正性情感。周梅和孫圣濤[3，14]也認為父親對男生采用更多消極的教養方式，對女生采用更多積極的教養方式。

和城鎮學生的父親相比，農村學生的父親多數學歷較低，不能理性地和子女進行互動，自身理解等認知能力較弱[15]，和子女在情感溝通方面存在一定的阻礙；同時忙于生計，無暇顧及和子女的情感交流，忽視了對子女行為的關注和監督。張曉潔等[16]也認為農村學生感受到了更多父親的溫暖和關愛。

四、結論

青少年的父親養育方式問卷具有較高的信度和效度，問卷包括四個因子：情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解。青少年和父親關系良好，父親對青少年較多采用理解的養育方式。在養育過程中，父親除了采用情感溫暖理解積極的養育方式外，有時也采用嚴厲干涉懲罰和拒絕否認等消極的養育方式。高中及初中、女生和城鎮的青少年感受到了更多的父親積極養育態度，初二和高二的青少年和父親的關系較為緊張，體驗到更多的父親消極養育方式，這些需進一步探究和思索。

[1]Hechtman L.Families of Children with Attention Deficit Hyperactivity Disorder：A Review[J].Can J Psychiatry，1996，41(6)：350-360.

[2]徐新旗.青少年應付方式和父母養育方式的相關性研究[J].西安文理學院學報:社會科學版，2008，11(1)：117-120.

[3]周梅.青少年父母養育方式與同伴依戀的相關研究[J].中國健康心理學雜志，2012，20(11)：1712-1714.

[4]胡軍生，膳蘭芳，王登峰.父母養育方式和社會支持對青少年心理健康的影響[J].中國心理衛生雜志，2007，21(9)：650-653.

[5]王高華，唐記華，王曉萍，等.抑郁障礙青少年父母養育方式、應對方式歸因風格及其相關性研究[J].中國行為醫學科學，2006，15(2)：123-124.

[6]高雪屏，于素維，蘇林雁.兒童青少年多動沖動行為與父母養育方式的關系[J].中國臨床心理學雜志，2003，11(1)：36-38.

[7]張維蔚，林麗云，熊莉華，等.青少年暴力行為與父母養育方式關系[J].中國學校衛生，2014，35(2)：261-263.

[8]李慧民.犯罪青少年父母養育方式及與自身文化程度的關系[J].健康心理學雜志，2003，11(1)：20-22.

[9]孔維蕾.男性青少年犯罪者父母養育方式、社會支持特點初探[D].新疆醫科大學，2011.

[10]汪向東，王希林，馬弘.心理衛生評定量表手冊[M].增訂版.北京：中國心理衛生雜志社，1999：161-167.

[11]侯杰泰，溫忠麟，成子娟.結構方程模型及其應用[M].北京：教育科學出版社，2004：166-173.

[12]趙守盈，楊建原，臧運洪.基于多層面模型的教學效能感量表[J].心理科學，2012，35(6)：1484-1490.

[13]李丹，崔麗瑩，岑國楨.6～8歲兒童同伴互動及與父親教養方式的關系[J].心理科學，2004，27(4)：803-806.

[14]孫圣濤，張薇.中學生父母養育方式與應對方式的關系研究[J].中國健康心理學雜志，2006，14(2)：126-127.

[15]王曉陽.國外關于不同階層家庭教養方式的研究[J].北京師范大學學報：社會科學版，1993，(5)：89-95.

[16]張曉潔，張莉.青少年自我概念與父母養育方式研究[J].中國臨床心理學雜志，2007，15(4)：386-388.

2016-07-10

2014年黔西南州科技局課題“黔西南州中小學學生心理健康動態監測系統建立及心理危機干預的應用研究”(2014-1)。

臧運洪(1977- )，女，興義民族師范學院講師，吉林大學博士研究生，從事心理健康研究；楊靜(1981- )，女，興義民族師范學院講師，吉林大學博士研究生，從事認知與發展心理研究。

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2095-7602(2016)11-0071-04