父親抑郁對幼兒問題行為的影響：教養效能感和教養方式的中介作用 *

李甜甜 顧吉有 徐鶴文

(山東師范大學教育學部，濟南 250014)

1 引言

幼兒期（3～7 歲）是個體身心發展非常迅速的時期，該時期的幼兒開始由家庭進入學校，身心的急劇變化及外在環境的日益復雜易使幼兒出現問題行為（彭春燕, 儲長山, 劉成先, 郭磊,2018），如學習問題、品行問題及焦慮、攻擊等內外化問題（丁樹琴, 2012）。問題行為通常會對個體的發展產生不利影響（董會芹, 2017），如社會適應能力較差（Burt, Obradovi?, Long, & Masten,2008），青春期甚至成年期物質濫用等不良行為的發生幾率增加（Timmermans, van Lier, & Koot, 2008）。

在幼兒問題行為的產生發展過程中，來自父母的相關因素具有關鍵而持久的影響（徐慧, 張建新, 張梅玲, 2008）。其中，父親的情緒狀態（如抑郁）對幼兒問題行為的影響近年來受到研究者的密切關注。一方面，抑郁是幼兒父親常見的情緒問題之一，發病率介于3%～12%，高于普通男性（Blazer, Kessler, McGonagle, & Swartz, 1994； Davé,Sherr, Senior, & Nazareth, 2008； Sherr, Davé, Lucas,Senior, & Nazareth, 2006）；另一方面，隨著時代的發展，父親的責任逐漸從養家糊口向聯合養育轉變（Almeida, Wethington, & McDonald, 2001）。與母親對兒童的日常照料不同，父親多借助“打鬧游戲”（rough and tumble play）對兒童進行獨特教養（John, Halliburton, & Humphrey, 2013）。得益于與父親的游戲互動（Davé et al., 2008），幼兒能夠學會管理和調節憤怒等消極情緒，降低問題行為出現的可能（Hong & Han, 2020； Paquette, Carbonneau,Dubeau, Bigras, & Tremblay, 2003）。但抑郁的父親不僅很少與幼兒互動，也難以在互動過程中為幼兒提供積極支持和有效指導（Cummings, George,Koss, & Davies, 2013； Sethna, Murray, Edmondson, Iles, &Ramchandani, 2018），由此引發幼兒問題行為。Cheung 和Theule（2019a）對373 項實證研究的元分析表明，父親抑郁與兒童外化問題顯著相關。控制了母親抑郁的影響后，父親抑郁仍能顯著正向預測幼兒問題行為的發生發展（Kane & Garber,2009）。根據抑郁傳遞的整合模型（Goodman &Gotlib, 1999），父親抑郁可能會通過其消極認知、情感、行為以及給幼兒營造的壓力性生活環境等家庭途徑導致幼兒消極的適應結果。本研究擬從家庭環境層面探討父親抑郁對幼兒問題行為的作用機制。

回顧以往研究，教養方式可能在父親抑郁與幼兒問題行為的關系中發揮重要中介作用。教養方式是指父母在撫養子女的日常活動中所表現出來的一種對待孩子的固定的行為模式和行為傾向（陳陳, 2002）。父親的積極教養方式（如支持和情感溫暖）能夠預測幼兒今后積極的發展結果（Herbert,Harvey, Lugo-Candelas, & Breaux, 2013）；而父親的厭惡、專制等消極教養會引發幼兒更多的外化問題（Chen, Wu, Chen, Wang, & Cen, 2001； Ren & Zhang,2018）。此外，根據父母教養過程模型（Belsky,1984），父親心理健康是其教養行為的直接影響因素。探討父親抑郁與自身教養行為關系的元分析也表明，抑郁的父親更偏向于消極教養而非積極教養（Cheung & Theule, 2019b； Wilson & Durbin, 2010）。綜上，本研究推測抑郁會導致父親積極教養的減少和消極教養的增加，進而引發幼兒問題行為。

為什么抑郁的父親更傾向于使用消極教養而非積極教養呢？換言之，父親抑郁如何影響自身教養方式呢？近年來，教養效能感作為父母教養能力的核心認知成分受到研究者廣泛關注。教養效能感（parental self-efficacy）是指父母對自身養育角色勝任能力的自我感知以及對自己積極影響子女行為和發展能力的信念（Teti & Gelfand, 1991）。根據社會認知理論（Bandura, 1989），高水平的教養效能感意味著父親相信自己有能力與兒童溝通互動、表達情感支持以及明確限制兒童行為（Kim &Shin, 2013； Vance & Brandon, 2017），而抑郁的父親通常伴隨較低水平的教養效能感（Heerman, Taylor,Wallston, & Barkin, 2017），在處理幼兒問題時傾向于采用逃避、粗暴專制等消極教養方式，較少采用溫暖接納等積極教養方式，最終造成兒童適應問題（Rominov, Giallo, & Whelan, 2016； Shim & Lim,2019）。據此，本研究推測教養效能感是影響父親教養方式的重要認知變量，抑郁的父親所伴隨的低教養效能感導致其加強消極教養方式和減少積極教養方式，進而增加幼兒問題行為。不僅如此，父親教養效能感與其“設限”（setting up the limitations）能力密切相關，低水平的教養效能感會削弱這種能力（Kim & Shin, 2013），導致幼兒問題行為持續甚至加劇。因此，父親抑郁可能還會通過降低自身的教養效能感增加幼兒問題行為。

綜上所述，本研究擬選取并考察父親教養效能感這一認知因素和父親教養方式這一行為因素在父親抑郁與幼兒問題行為間的作用，假設父親教養效能感和教養方式不僅分別在父親抑郁與幼兒問題行為間起中介作用，且能夠在父親抑郁與幼兒問題行為間起鏈式中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

選取濟南市5 所市區幼兒園332 名3～7 歲幼兒的父親，剔除部分缺失、填寫不全等無效問卷后，共回收310 份有效問卷，有效率為93.37%。其中獨生幼兒172 名，非獨生幼兒138 名；男孩154 名，女孩156 名；幼兒平均年齡為5.02±0.93 歲，父親平均年齡為36.11±4.91 歲。

2.2 研究工具

2.2.1 流行病調查中心抑郁量表

采用流行病調查中心抑郁量表（Center for Epidemiological Studies-Depression Scale, CES-D）（Radloff, 1977）測查父親抑郁癥狀的頻繁程度。量表共20 個項目，分為軀體癥狀與活動遲滯、抑郁情緒、積極情緒和人際4 個維度，4 級計分，從0 表示“從不或幾乎不”到3 表示“總是”。得分越高，表明父親的抑郁水平越高。該量表適用于中國人群（章婕等, 2010）。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數為0.81。

2.2.2 父母教養效能感量表

采用Ngai，Chan 和Holroyd（2007）修訂的父母教養能力感量表（Parenting Sense of Competence Scale, PSOC）中的父母教養效能感分量表測查父親對自身養育角色勝任能力的自我感知情況。該分量表共8 個項目，6 級計分，從1 表示“非常不同意”到6 表示“非常同意”，得分越高，表明父親教養效能感越高。相關研究表明，該量表在中國被試群體中信效度較好（張曉, 李龍鳳, 白柳, 陳英和, 2017）。本研究中，該分量表的Cronbach’s α 系數為0.65。

2.2.3 父母教養方式評價量表

采用父母教養方式評價量表（父母版）（劉培培, 2014）測查父親教養方式。原始量表共52 個項目，含民主關懷、專制粗暴、寬容理解、情感聯系和管教引導5 個維度，5 級計分，從1 表示“完全不符合”到5 表示“完全符合”，以各維度及總問卷的條目總分來代表相應的教養方式水平。本研究中，民主關懷、專制粗暴、寬容理解、情感聯系、管教引導維度的Cronbach’s α 系數分別為0.87、0.80、0.73、0.70、0.37。考慮到管教引導維度的信度過低，本研究使用民主關懷、專制粗暴、寬容理解和情感聯系四個維度，總問卷的Cronbach’s α 系數為0.91。

2.2.4 兒童問題行為問卷

采用Conners 兒童行為問卷（Parent Symptom Questionnaire, PSQ）（Goyette, Conners, & Ulrich,1978）評定幼兒情緒和問題行為出現的頻率。該問卷包括品行問題、學習問題、心身障礙、沖動-多動、焦慮和多動指數六個維度，共48 個題目，由父親根據孩子最近半年的情況進行評定，4 級計分，從0 表示“完全不”到3 表示“總是”，各維度的平均分為對應兒童問題行為的得分。總分越高，表明兒童問題行為越嚴重。相關研究表明，該量表在中國兒童群體中信效度較好（唐慧琴, 忻仁娥, 徐韜園, 1993）。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數為0.89。

2.3 研究程序

本研究施測前已征得被試本人同意，以幼兒班級為單位對幼兒父親進行集體施測，施測結束后當場回收問卷。采用SPSS20.0 和Amos22.0 進行統計分析。

2.4 共同方法偏差控制與檢驗

采用“不可測量潛在方法因子檢驗”對數據共同方法偏差進行檢驗，結果如表1所示。模型擬合沒有發生顯著改變（Δχ2/Δdf=0.91,p＞0.05；ΔRMSEA=0, ΔGFI=0, ΔCFI=0.01, ΔSRMR=0.01），說明加入共同方法偏潛變量的模型擬合程度與原模型沒有顯著差異（Cheung & Rensvold, 2002），因此本研究的共同方法偏差不明顯。

表 1 驗證性因素分析擬合指標

3 結果

3.1 各變量的描述統計和相關分析

如表2所示，父親抑郁、幼兒問題行為、父親專制粗暴和情感聯系兩兩之間顯著正相關，父親教養效能感、父親民主關懷和寬容理解兩兩之間顯著正相關，父親抑郁、幼兒問題行為、父親專制粗暴和情感聯系分別與父親教養效能感、父親民主關懷和寬容理解顯著負相關，0.24＜|r|s＜0.80，ps＜0.01。

表 2 各變量的描述統計和相關分析

3.2 教養效能感和教養方式在父親抑郁與幼兒問題行為間的中介作用

構建以父親抑郁為自變量，幼兒問題行為為因變量，父親教養效能感和教養方式各維度為中介變量的鏈式中介模型，以考察父親教養效能感和教養方式的具體維度在父親抑郁與幼兒問題行為間的中介作用。為排除幼兒性別和是否獨生可能帶來的影響，將二者作為控制變量納入模型進行分析。結果顯示，幼兒性別和是否獨生的效應在所有模型中均不顯著（ps＞0.05）。各模型的標準化路徑系數如圖1所示。父親抑郁顯著正向預測幼兒問題行為和自身的專制粗暴、情感聯系，顯著負向預測自身的民主關懷、寬容理解和教養效能感，父親教養效能感顯著正向預測自身的民主關懷和寬容理解，顯著負向預測自身的專制粗暴、情感聯系和幼兒問題行為，父親民主關懷顯著負向預測幼兒問題行為，父親專制粗暴、情感聯系顯著正向預測幼兒問題行為。

圖 1 父親教養效能感和教養方式在父親抑郁與幼兒問題行為間中介作用模型

采用Hayes（2013）的SPSS-PROCESS 程序進行中介效應檢驗，95%置信區間采用偏差校正非參數百分位Bootstrap 方法得到，Bootstrap 抽樣次數為5000 次。如果中介作用的置信區間不包含0，即表明中介作用顯著。從表3可以看出，在父親抑郁與幼兒問題行為的關系中，父親抑郁對幼兒問題行為的直接效應顯著，父親教養效能感的單獨中介效應顯著，父親民主關懷、專制粗暴和情感聯系的單獨中介效應顯著，父親教養效能感與上述三個維度的父親教養方式的鏈式中介效應也顯著；父親寬容理解的單獨中介效應不顯著，其與父親教養效能感的鏈式中介效應也不顯著。為了更加準確地反映中介效應的大小，依據溫忠麟等人（2016）的建議，表3中也呈現了中介效應相應的效應量。

4 討論

首先，本研究發現父親抑郁能夠直接正向預測幼兒問題行為，這與以往研究結果一致（Davé et al., 2008）。一方面，抑郁的父親可能會將某些易感基因和特定神經生理結構等中間表型傳遞給幼兒（曹衍淼, 王美萍, 曹叢, 陳光輝, 張文新, 2013），增加幼兒問題行為的幾率；另一方面，根據認知負荷理論（戴琴, 馮正直, 2008），抑郁的父親更易注意到幼兒發展過程中的問題行為表現，不僅會感知到幼兒更多的問題行為（Johnston & Mash, 1989），且這種過分關注可能會強化幼兒問題行為（李飛,2018）。這提示研究者，父親的消極情緒狀態對幼兒問題行為的影響可能是最直接也是最顯著的。因此，本研究建議父親時刻關注并及時調整自身的情緒狀態，這對于減少幼兒問題行為的發生具有重要意義。

其次，本研究發現父親的專制粗暴、情感聯系（否定、拒絕等）、民主關懷在父親抑郁與幼兒問題行為間起部分中介作用。抑郁的父親對兒童的敏感度和反應能力較低，傾向于采用拒絕、否認、專制、懲罰等消極教養方式（Kim & Shin,2013），較少對幼兒表達支持和關心（Shim & Lim,2019）。根據社會學習理論（Bandura, 1977），幼兒通過觀察和模仿習得父親的行為方式。如果父親長期使用專制粗暴、否定拒絕等方式，忽視對幼兒的關心和支持，不僅無法對孩子的問題行為進行監督和矯正，反而會使幼兒內化該消極行為模式（楊陽, 陳天嬌, 宋潔云, 季成葉, 2017），增加兒童發生問題行為的幾率。這也進一步提示研究者，在幼兒問題行為的矯正方面，父親教養方式是重要的切入點（Solantaus-Simula, Punam?ki, &Beardslee, 2002）。

此外，本研究發現，父親的教養效能感能夠在其抑郁與教養方式間起部分中介作用，即父親抑郁會通過降低自身教養效能感來減少父親民主關懷、增加父親專制粗暴和否定、拒絕等消極教養方式，最終影響幼兒問題行為。教養效能感是教養行為發起和維持的動力，并決定父親面對教養困境時能否堅持采取適當教養行為（Hastings &Brown, 2002）。然而抑郁的父親更容易對自身教養能力存在負面認知，即傾向于產生較低水平的教養效能感（Heerman et al., 2017），降低對幼兒教養活動的積極投入（李甜甜, 王娟娟, 顧吉有, 徐鶴文, 2019），表現出不關心理解幼兒、不與幼兒進行情感交流、不對幼兒的問題行為進行恰當的管教等消極教養行為（Kim & Shin, 2013），在面對較大的教養困境時甚至采取打罵、言語威脅等方式來處理幼兒的問題行為（Callender, Olson, Choe, &Sameroff, 2012），由此導致幼兒問題行為的消極發展。不僅如此，本研究還發現，父親的教養效能感能夠在父親抑郁與幼兒問題行為間起部分中介作用。根據心理控制源理論（鐘慧, 李鳴, 2004），抑郁的父親更傾向于外控型，即認為幼兒的成長是由超出父親自身能力的外部因素控制的，自己無力應對兒童的問題行為，進而也在一定程度上“縱容”了幼兒問題行為的滋生和發展（Tone,Goodfellow, & Nowicki, 2012）。

表 3 中介效應檢驗結果

值得注意的是，本研究發現，父親教養效能感和教養方式各維度的鏈式中介效應量顯著小于它們各自單獨中介的效應量。也就是說，父親抑郁對其自身教養方式的效應無法完全由父親教養效能感得到解釋；這可能是由于婚姻沖突、社會支持等其他因素也會在其中發揮一定的影響（Kim &Kim, 2011； Taraban et al., 2019）。當然，這并不意味著父親教養效能感和教養方式的鏈式中介作用就不重要。正如前文所述，教養效能感是父親實施積極教養的動力來源，如果父親能提升自身的教養效能感，也會促進其教養方式，進而能夠降低幼兒發生問題行為的風險，呵護幼兒健康成長。

綜上所述，父親抑郁是幼兒問題行為發展的風險因素，會對父親的教養效能感和教養方式產生不良影響，進而對幼兒問題行為產生消極作用；但是從另一個層面來說，高水平的教養效能感以及積極的教養方式是幼兒問題行為發展的保護因素，可以在一定程度上降低父親抑郁對幼兒問題行為的消極影響。因此，一方面建議父親警惕自身抑郁的心理狀態對教養效能感尤其是教養行為的消極影響，及時排解；另一方面，在教養幼兒的過程中，父親要主動提升對自身教養能力的自信，積極應對教養過程中遇到的困難，在教養幼兒的過程中采用關懷、民主、陪伴等支持性的養育方式或行為，盡量避免粗暴專制、否定拒絕的教養方式，以減少幼兒問題行為的發生。

5 結論

（1）父親抑郁、專制粗暴、情感聯系和幼兒問題行為兩兩之間均顯著正相關，父親教養效能感、民主關懷、寬容理解兩兩之間均顯著正相關，父親教養效能感、民主關懷、寬容理解分別與專制粗暴、情感聯系和幼兒問題行為兩兩之間顯著負相關；（2）父親抑郁對幼兒問題行為起直接預測作用；（3）父親的教養效能感和自身的民主關懷、專制粗暴、情感聯系不僅可以分別在父親抑郁與幼兒問題行為之間起部分中介作用，而且可以在父親抑郁與幼兒問題行為之間起鏈式中介作用。