家庭環境紛雜度、父母教養方式與兒童問題行為之間的關系

肖禾，何光英

（1.山東師范大學 山東濟南 250013；2.四川警察學院 四川瀘州 646000）

一、問題提出

（一）家庭環境紛雜度的概念

家庭環境紛雜度是家庭環境的一個重要方面，目前研究中提及的家庭環境紛雜度大多是指物理性環境紛雜度。家庭環境紛雜度描述的是居家環境擁擠、家庭活動空間狹小、噪音大以及缺少時間和家庭結構的組織性等物理性環境紛雜度方面。在本研究中，家庭環境紛雜度（Home Chaos）主要是指物理性環境紛雜度。

（二）父母教養方式的概念

父母教養方式（Parenting Style）是指父母對子女的教養觀念、行為和情感表達的組合，具有跨情境的穩定性，能夠反映親子互動的現實（Nancy Darling，Steinberg，1993；張文新，1999）［1］。Frances（2003）將父母教養方式看成是一種穩定的態度和信念。通過大量的臨床實踐，越來越多的研究者認為父母教養方式不僅與心理異常高度相關，而且對正常健康人格的形成和良好社會適應能力的形成也有重要影響（劉根義，2000）［2］6。

（三）兒童問題行為的概念

兒童的問題行為是兒童發展過程中的一種常見現象，主要表現為攻擊與抵抗、違紀、焦慮與抑郁、退縮和各種身體不適等方面。兒童期的某些問題行為，特別是典型的顯性和隱性問題行為，在很大程度上可以預測青少年和成年期的各種問題。

本研究擬考察以下問題：1.父母教養方式和兒童問題行為是否在性別、年級、戶籍、獨生與否和父母文化程度上存在差異？家庭環境紛雜度是否在父母文化程度上存在差異？2.家庭環境紛雜度是否和父母教養方式的質量相關？3.父母教養方式如何預測兒童問題行為？4.家庭環境紛雜度是否和兒童問題行為正相關？5.父母教養方式在家庭環境紛雜度和兒童問題行為之間是否起中介作用？

二、家庭環境紛雜度、父母教養方式與兒童問題行為之間的關系具體調查實施

本研究采用整群隨機抽樣法，選取四川省瀘州市某小學二、四、六年級學生共300名作為被試。二、四、六年級學生各100人。

（一）父母教養方式問卷制定與測量

采用Arrindell，Sanaviob，Aguilar（1999）等人編制，蔣獎等（2010）修訂的簡式父母教養方式問卷中文版S-EMBU-C。該量表父母版本的三個維度的α 系數在0.74～0.84 之間，其內部一致性較好，10 周后的重測信度在0.70～0.81 之間，表明量表有一定的跨時間穩定性［2］18-19。相關分析指出，S-EMBU-C 與岳冬梅等人修訂的115 道題EMBU 中文版相應維度的相關在0.82～0.93 之間，說明效標關聯效度良好［3］94-99。該問卷為自陳式問卷，父親版和母親版問卷各由21 個題目組成且內容相同，包括三個維度：拒絕、情感溫暖和過度保護，其中拒絕維度包含6 個題目［4］3-4，情感溫暖維度包含7個題目，過度保護維度包含8個題目。

在本研究中采用S-EMBU-C 問卷，通過讓被試回憶父母在自己成長過程中是如何對待自己的來調查父母親的教養方式［3］94-99。問卷采用里克特4 級評分，用數字1、2、3、4 分別代表“從不”“偶爾”“經常”和“總是”，其中第15 題，反向計分。

主要方法：以班級為單位施測，測試時間為30 分鐘。正式施測之前，主試向被試宣讀指導語和作答要求，并在被試填寫完畢后當場收回。其中考慮到二年級小學生的接受情況，因此對二年級的小學生采用主試逐一讀題的方式進行施測，且針對個別題目進行現場解釋，所以二年級的施測時間大約45分鐘。剩余年級均采用班級為單位同學自答的方式完成，用時大約30 分鐘。

（二）家庭環境紛雜度問卷制定與測量

Matheny（1995）編制了CHAOS（Confusion Hubbub and Order Scale）量表，這個量表被用來測定家庭環境紛雜度。該量表共有15 個問題，由父母填寫完成問卷［5］50-57，其中有7道題反向計分，分別是1、2、4、7、12、14 和15 小題，15 道題得分之和即為環境紛雜度水平。以往研究表明，該量表內部一致性系數為0.79，重測系數為0.74。另外，家庭環境紛雜度量表得分與直接觀察家庭混亂程度和父母行為所作出的評價得分具有顯著的相關。Deater-Deckard（2009）認為該量表對家庭環境紛雜度水平的測量簡單可靠，研究效率較高，適合對大樣本人群進行研究。Syeda（2011）將該量表翻譯為當地語言進行了跨文化研究，證明了其跨文化的適用性［8］50-57。綜合上述，本研究選擇采用馬瑟尼等人編制的家庭環境紛雜度量表，在此基礎上將家庭環境紛雜度問卷采用里克特5 級評分，用數字1、2、3、4、5 分別代表“完全不符合”“有些不符合”“不確定”“有些符合”和“完全符合”，符合答題習慣，總分值越高代表家庭越混亂，家庭環境紛雜程度越高。

主要方法：以班級為單位，將家庭環境紛雜度問卷發到每位同學手中，并要求現場在問卷上指定的位置寫上姓名和年級，然后主試向全班學生宣讀指導語和作答要求，并強調該問卷必須由學生的父親或是母親親自完成，并于次日由學生將問卷帶回學校統一上交班主任。針對個別未帶回的家庭環境紛雜度問卷，采取自愿原則，建議第二日帶回上交班主任。

（三）兒童問題行為問卷制定與測量

本文采用徐稻田修訂的CBCL 家長版的行為問題部分，此部分包括113 條，適用于4—16 歲的兒童，要求家長根據其子女最近半年內的心理和行為問題，對孩子進行等級評分：“2”表示“明顯有”或“經常有”此表現；“0”表示“無”此項；“1”表示“介于這二者之間”（汪向東等，1999）。得分越高，孩子問題越嚴重。

主要方法：以班級為單位，將兒童問題行為問卷發到每位同學手中，并要求現場在問卷上指定的位置寫上姓名和年級，然后主試向全班學生宣讀指導語和作答要求，并強調該問卷必須由學生的父親或是母親完成，并于次日由學生將問卷帶回學校統一上交班主任。針對個別未帶回的兒童問題行為問卷，采取學生自愿的原則，建議第二日帶回上交班主任。

（四）數據處理與分析

本研究采用Microsoft Excel 進行數據錄入，采用SPSS21.0 軟件對數據進行獨立樣本t 檢驗、方差分析、相關分析和回歸分析等統計分析［6］。

三、家庭環境紛雜度、父母教養方式和兒童問題行為的基本特點

（一）家庭環境紛雜度的特點

為了探究不同父母文化程度的家庭環境紛雜度差異，對數據進行了方差分析。結果如下表1所示：不同父母文化程度的家庭其環境紛雜度存在顯著差異。父母文化程度高的家庭，其家庭環境紛雜度相對較小。

表1 不同父母文化程度的家庭環境紛雜度差異

（二）父母教養方式的特點

為了探究父母教養方式的特征，對數據在性別、年級、戶口所在地、獨生與否和父母文化程度等維度進行了處理，詳細平均數和標準差見表2、表3、表4、表5、表6。

第一步，對父母教養方式在兒童性別維度進行了獨立樣本t檢驗。父親拒絕（t=0.456，p<0.05）和母親拒絕（t=0.630，p<0.05）均存在顯著的性別差異。其余各項包含父母的情感溫暖和過度保護均不存在顯著差異。結果如表2 所示：

表2 不同性別的兒童其父母教養方式的差異

然后，對父母教養方式在兒童年級的維度上進行方差分析。父親和母親教養方式的各個維度均在年級上存在顯著差異。多重比較發現，在父母過度保護維度上，四年級兒童的過度保護在三個年級中是最低的；在父母拒絕維度上，六年級兒童得到了父母最多的拒絕，其次是四年級兒童，二年級兒童得到的父母拒絕在三個年級中是最少的；在父母情感溫暖維度上，六年級兒童得到了最多的情感溫暖，其次是四年級兒童，而二年級兒童得到了最少的情感溫暖。結果如表3 所示：

表3 不同年級的兒童父母教養方式的差異

接著，在不同戶口所在地維度上對父母教養方式進行了獨立樣本t檢驗，結果顯示不同戶口所在地的父親和母親在過度保護維度上存在顯著差異（t=1.184，p<0.05；t=0.846，p<0.01），城市父母更少過度保護他們的兒女；不同戶口所在地的母親在拒絕維度上也有顯著差異（t=-1.651，p<0.05），城市母親對自己的孩子表現出更多的拒絕。整體結果如表4 所示：

表4 不同戶口所在地父母教養方式的差異

二胎政策實施以來，許多家庭都迎來了第二個孩子，我們在孩子獨生與否這個維度上對父母教養方式進行了獨立樣本t檢驗，結果發現對獨生和非獨生孩子，其父親和母親的教養方式并未有明顯差異。結果如表5所示：

表5 父母教養方式在孩子獨生與否上的差異

最后，在不同父母文化程度維度上對父母教養方式進行方差分析。結果顯示，在過度保護方面，不同文化程度的父親和母親教養方式差異均不顯著（F=0.259，P＞0.05；F=0.866，P＞0.05）；在情感溫暖方面，不同文化程度的父親和母親教養方式差異均顯著（F=6.766，P＜0.001；F=4.533，P＜0.01）；在父母拒絕方面，不同文化程度的父親差異不明顯（F=2.061，P＞0.05），不同文化程度的母親差異顯著（F=2.678，P＜0.05）。結果如表6 所示：

表6 父母教養方式在父母文化程度上的差異

（三）兒童問題行為的特點

為了探究兒童問題行為的特征，對數據在性別、年級、戶口所在地、獨生與否和父母文化程度等維度進行了處理。

首先，對不同性別、戶口所在地、獨生與否的兒童問題行為分別進行進t 檢驗。結果顯示，男女兒童問題行為差異顯著，男孩問題行為明顯多于女孩（t=1.322，p<0.001）；不同戶口所在地對兒童問題行為影響不顯著（t=1.23，p＞0.05）；但在獨生與否上，兒童問題行為差異顯著，獨生孩子比非獨生孩子表現出更多問題行為（t=1.19，p<0.05）。如下表7所示。

表7 兒童問題行為在不同因素上的差異

其次，對不同年級、父母文化程度的兒童問題行為分別進行了方差分析。結果顯示，兒童問題行為在年級維度上有顯著差異（F=2.82，P＜0.05），二年級兒童問題行為最多，其次是四年級兒童，六年級兒童問題行為在這三個年級中最少；不同父母文化程度的兒童問題行為有顯著差異（F=1.55，P＜0.01；F=1.673，P＜0.01），父親文化程度為小學的兒童問題行為明顯多于其他兒童，母親文化程度為大專/本科及以上的兒童問題行為明顯少于其他兒童，母親文化程度為小學的兒童問題行為明顯多于其他兒童。

如下表8所示。

表8 兒童問題行為在不同因素上的差異

注：＊＊＊p＜0.001，＊＊p＜0.01，＊p＜0.05

四、家庭環境紛雜度、父母教養方式與兒童問題行為的相關關系

（一）家庭環境紛雜度和兒童問題行為的關系

對家庭環境紛雜度、父母教養方式和兒童問題行為進行相關分析。結果顯示家庭環境紛雜度和兒童問題行為存在正相關；家庭環境紛雜度和父母教養方式的各維度都存在相關，家庭環境紛雜度和父母教養方式中的父母溫暖存在負相關，和其他維度存在正相關；父母教養方式各維度和兒童問題行為均存在相關，父母教養方式中的父母溫暖和兒童問題行為存在負相關，其余維度和兒童問題行為存在正相關。詳細結果如表9所示：

表9 家庭環境紛雜度、父母教養方式和兒童問題行為的相關分析［10］

（二）父母教養方式在家庭環境紛雜度與兒童問題行為間的中介作用

由表10可知，家庭環境紛雜度對兒童問題行為的直接作用路徑的回歸系數與家庭環境紛雜度對父母教養方式的回歸系數均顯著；加入中介變量父母教養方式后，家庭環境紛雜度對兒童問題行為的回歸系數顯著，但父母教養方式對兒童問題行為的回歸系數不顯著。如下圖1，圖2。

表10 父母教養方式在家庭環境紛雜度與兒童問題行為間的中介效應檢測

注：＊＊＊p＜0.001，＊＊p＜0.01，＊p＜0.05

圖1 父母教養方式對兒童問題行為的回歸系數不顯著

圖2 父母教養方式在家庭環境紛雜度與兒童問題行為間的中介效應模型

中介效應占總效應的比值為=ab/c，詳細結果如表11所示：

表11 父母教養方式的中介效應［11］

按如下圖3所示的中介檢驗，步驟此時檢驗系數a、b中b不顯著，用SPSS插件process對數據進行邊緣檢驗（Sobel 檢驗），若Sobel 檢驗結果顯著，則中介效應顯著，若Sobel 檢驗結果不顯著，則中介效應不顯著。檢驗結果如下表12所示，Sobel 檢驗結果不顯著（p＞0.05），中介效應不顯著。

圖3 中介效應檢驗步驟

表12 Sobel檢驗結果

五、結論

首先，關于家庭環境紛雜度，不同父母文化程度的家庭其環境紛雜度存在顯著差異。父母文化程度高的家庭，其家庭環境紛雜度相對較小。

關于父母教養方式，在父母拒絕上，性別差異顯著；父母教養方式的各維度均存在顯著年級差異；在兒童戶口所在地維度上，父母過度保護差異顯著，母親拒絕差異顯著；父母教養方式的各維度在兒童是否獨生上差異不顯著；在父母情感溫暖和母親拒絕上，父母文化程度差異顯著。

關于兒童問題行為，男女生差異顯著，獨生與否差異顯著，年級差異顯著，父母文化程度差異顯著，兒童戶口所在地差異不顯著。

其次，家庭環境紛雜度正向預測兒童問題行為；家庭環境紛雜度和父母教養方式的各維度都存在相關，其中與父母溫暖存在負相關，與其余維度正相關；父母教養方式各維度和兒童問題行為均存在相關，其中父母溫暖和兒童問題行為存在負相關，其余維度和兒童問題行為存在正相關。

再次，父母教養方式在家庭環境紛雜度對兒童問題行為的影響中的中介作用不顯著。家庭環境紛雜度作為一個較新的概念，還不被大多數家長所了解和重視，但家庭是兒童在成長階段中最早接觸到的環境，對兒童能否健康成長意義重大。

此項研究為家長提供了兩點啟示：1.父母要積極為孩子創造更良好的家庭環境紛雜度，使其更井然有序，安定和諧，安靜無噪音，從而降低家庭環境紛雜度，以改善兒童的問題行為。2.在一定的家庭環境紛雜度下，父母要學會調節自己的情緒和壓力，減輕家庭環境紛雜度對自己的影響，采取更科學的方法教養兒童，更少拒絕、更少過度保護、更多情感溫暖，從而改善孩子問題行為，使其更健康的成長。