家庭氛圍、子女生活滿意度與心理健康代際傳遞的關系：親子性別和子女年齡的差異 *

李啟明 王紀婷

(西南交通大學心理研究與咨詢中心，西南交通大學應用心理學研究院，成都 611756)

1 引言

心理健康一直備受社會關注，而青少年群體心理健康問題更是關注的重點。家庭是子女身心發展的重要場所，也是子女心理健康發展的起點和基石，父母在其中扮演了重要角色（邊玉芳 等,2016）。因此，本研究以代際傳遞為研究視角，綜合考察家庭環境（家庭氛圍）、認知過程（生活滿意度）和親子個人因素（親子性別和子女年齡）對心理健康代際傳遞的影響，這對于社會營造良好的家庭教育環境，促進青少年身心健康發展和人格健全具有重要意義。

已有研究發現，心理健康存在代際傳遞效應（Chang & Fu, 2020），但較少有研究考察其內在作用心理機制。家庭氛圍是指家庭成員在家庭中的人際互動模式，主要包括親子關系、夫妻關系和家庭關系等（Molloy & Pallant, 2002）。Cummings等人（2008）的研究發現，父母抑郁能預測子女感知到的家庭氛圍，家庭沖突環境會進一步影響子女的消極情緒體驗和心理健康。相關研究還發現，在教養子女過程中，焦慮水平高的父母更多地引發焦慮的養育行為，以及負向親子關系問題（M?ller et al., 2015）。此外，若父母間存在破壞性沖突，其子女也會產生更多的抑郁傾向（肖雪等, 2017），而和睦的家庭氛圍有利于子女心理健康水平的提升（楊鋮, 劉建平, 2017）。因此，家庭氛圍可能在父母心理健康與子女心理健康之間起重要中介作用。

親子性別對心理健康代際傳遞也可能會產生影響，但還存在較大爭議性。從社會性別角度來看，相較于男性，女性更易形成消極的認知模式，其抑郁癥患病率是男性的兩倍（Bromet et al.,2011）。同時，在多數家庭里，母親比父親更多地參與家庭教養，花更多時間與子女互動，被視為家庭“守門人”或“管理員”，對子女影響也更明顯（鄒盛奇 等, 2019）。因此，多數研究關注母親心理健康問題與子女心理健康的關系（Gon?alves et al., 2016），而忽略了父親在其中的作用。但隨著社會變遷，父親越來越多地參與到親子互動過程中（Jones & Mosher, 2013），在子女社會化過程中也扮演著愈發重要的角色（Daniel et al., 2016），因此有必要探討父親在代際傳遞效應中的作用。此外，子女性別也可能影響心理健康代際傳遞。例如，有研究發現，母親的抑郁僅能預測女兒的心理健康（Mason et al., 2017），另有研究卻發現，母親的抑郁可以預測兒子和女兒的心理健康（Andreas et al., 2018）。鑒于缺乏對父親心理健康的關注，以及親子性別的影響效應的爭議性，故有必要探討親子性別在心理健康代際傳遞中的差異。

此外，根據家庭生命階段發展論，從青少年期到成年期，子女經歷個體化發展、生命階段及角色變遷，親子互動形式會隨子女年齡增長而呈現連續性與變化性（周玉慧, 2015），因此親子心理健康代際傳遞效應也可能因子女年齡而具有差異性。實證研究發現，家庭環境因素包括親子間互動關系的變化會影響青少年至成年初期的心理健康狀況（周玉慧, 2015）。但較少有研究同時比較父母和家庭環境因素在青少年子女和成年子女心理健康中的差異性。因此，同時考察青少年子女和成年子女，有助于進一步厘清親子心理健康代際傳遞效應。

綜上，本研究以家庭親子為被試，考察家庭氛圍、子女生活滿意度、親子性別和子女年齡與心理健康代際傳遞的關系，并提出假設：父母心理健康都正向預測子女心理健康，家庭氛圍和子女生活滿意度在心理健康代際傳遞之間起中介作用；且親子性別、子女年齡在心理健康代際傳遞過程中具有差異性。

2 研究方法

2.1 被試

采取方便抽樣方式，入戶調查湖北省和四川省兩地的379 戶家庭的親子被試，另有212 名心理學和教育學的本科生及其父母參與調查，親子調查問卷裝入一個檔案袋中，暑假帶回家填寫，開學時交回，最終獲得591 個家庭有效樣本。子女被試為591 名，244 名男性子女，347 名女性子女，年齡范圍 14～35 歲（平均年齡 20.05±5.49 歲），其中215 名為青少年子女（年齡范圍15～18 歲），占36.38%，以及376 名為成年子女（年齡范圍19～35 歲），占63.62%；初中及以下、高中（包括中專）和本科（包括大專）及以上分布情況依次為：23.86%、32.66%、43.49%。在有效家庭樣本中，父親被試為556 名（35 名父親缺失），樣本有效率為：94.08%，父親年齡范圍36～68 歲（平均年齡45.55±6.29 歲）。在有效家庭樣本中，母親被試為536 名（55 名母親缺失），有效樣本為90.69%，母親年齡范圍35～64 歲（平均年齡43.87±6.16 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 心理健康量表

采用張楊等人（2008）修訂的一般健康量表（GHQ-12），該量表在18～95 歲的不同年齡群體被試中具有良好信效度。該量表包括12 個項目，積極項目和消極項目（反向計分）各半，采用4 點計分方式，從1（“從不”）到4（“經?！保?，反向計分題目進行了轉換，得分越高，表示被試的心理健康水平越高。在父親、母親、子女的測試中，該量表的 Cronbach’s α 系數分別為 0.75、0.76、0.79。

2.2.2 家庭氛圍量表

2.1臨床療效 研究組治療總有效率為96.88%,較對照組75.00%明顯更高,差異具有統計學意義(P<0.05)。見表1。

采用Molloy 和Pallant（2002）編制的家庭氛圍量表，該量表主要考察家庭成員之間的關系狀況，如“我的家里總是充滿緊張和爭論”。量表包括10 個項目，采取5 點計分方式，從1（“完全不同意”）到5（“完全同意”），量表中的反向計分題目進行了轉換，得分越高，表示被試所在家庭的氛圍越和諧。子女被試完成該量表，該量表的 Cronbach’s α 系數為 0.63。

2.2.3 生活滿意度量表

采用Diener 等人（2013）編制的生活滿意度量表。該量表包括5 個項目，采用7 點計分方式，從1（“強烈反對”）到7（“極力贊成”），得分越高，表示被試生活滿意度越高。子女被試完成該量表，該量表的 Cronbach’s α 系數為 0.86。

2.3 數據處理

采用SPSS19.0 和Amos17.0 統計軟件完成相關數據分析處理。

3 結果

3.1 各變量的描述統計和相關分析

獨立樣本t 檢驗發現，青少年子女的生活滿意度顯著高于成年子女（t=3.31, p＜0.01, d=0.99），而其它研究變量的性別和年齡段差異不顯著（ps＞0.05）。各變量進行了描述統計和相關分析，見表1。結果顯示，各個研究變量之間呈現顯著正相關（ps＜0.01）。

表 1 各研究變量的描述統計和相關分析

3.2 親子心理健康代際傳遞：家庭氛圍和子女生活滿意度的中介效應檢驗

采取結構方程模型，將父母心理健康作為自變量，子女心理健康作為因變量，家庭氛圍和子女生活滿意度作為中介變量，建構親子心理健康代際傳遞模型。在模型中，父親樣本量為556，母親樣本量為536，子女樣本量為591，父母的缺失值采取均值替換的方法處理。在建模過程中，逐步刪除了母親心理健康→子女生命滿意度的不顯著路徑之后運行模型，并再次刪除父親心理健康→家庭氛圍的不顯著路徑之后運行模型，獲得最優模型，見圖1。該模型各項擬合指數為：χ2/df=2.11，GFI=0.99，AGFI=0.98，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.04。

圖 1 親子心理健康代際傳遞模型

Bootstrap（N=2000）檢驗發現，該模型所有路徑的估計值區間不包括0，結果見表2。父母心理健康都能正向預測子女心理健康，母親心理健康能夠通過家庭氛圍和子女生活滿意度為中介變量正向預測子女心理健康，而父親心理健康僅能通過子女生活滿意度為中介變量正向預測子女心理健康。該模型總效應值為0.45，母親心理健康對子女心理健康的總效應值為0.19，占總效應值的41.83%，父親心理健康對子女心理健康的總效應值為0.26，占總效應值的58.17%。

表 2 路徑效應顯著性檢驗的 Bootstrap 分析

3.3 兒子和女兒的親子心理健康代際傳遞模型

在進行多組模型比較時，絕大多數研究都是采取模型路徑等同性進行比較（武淑琴, 張巖波,2011），因此本研究也采取該方法進行分析。分別建構父母與兒子的心理健康代際傳遞模型，見圖2，以及父母與女兒的心理健康代際傳遞模型，見圖3。在這個過程中，分別檢驗不同路徑在兒子和女兒模型中的顯著性，若某條路徑在在兒子和女兒模型中都不顯著，將不保留該路徑，但某條路徑僅在兒子或女兒模型中顯著，將保留該路徑。兒子模型各項擬合指數為：χ2/df=0.36，GFI=0.99，AGFI=0.99，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.00。女兒模型各項擬合指數為：χ2/df=0.01，GFI=0.99，AGFI=0.99，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.00。同時，Bootstrap（N=2000）檢驗發現，除母親心理健康對兒子心理健康和兒子生活滿意度的預測路徑不顯著，其他所有路徑都顯著。

圖 2 父母與兒子的心理健康代際傳遞模型

圖 3 父母與女兒的心理健康代際傳遞模型

采取結構方程模型多組模型比較分析兩個模型的恒等性，結果顯示，兩個模型皆具有恒定性（Δχ2=10.56, Δdf=7, p＞0.05）。然而，該指數僅檢驗了兩個模型整體性的χ2差異性，但還需要比較模型之間路徑系數的差異性（榮泰生, 2009）。進一步比較發現，母親心理健康對兒子心理健康的路徑系數不顯著（p＞0.05），母親心理健康正向預測女兒心理健康，其路徑系數為（β=0.18, p＜0.01）；以及母親心理健康對兒子生活滿意度的路徑系數不顯著（p＞0.05），母親心理健康正向預測女兒生活滿意度，其路徑系數為（β=0.14, p＜0.01）。

此外，進一步比較模型效應值發現，兒子模型中的總效應值為0.34，母親心理健康對兒子心理健康的總效應值為0.10，占總效應的29.85%，而父親心理健康對兒子心理健康的總效應值為0.25，占總效應的70.15%。女兒模型中的總效應值為0.50，母親心理健康對女兒心理健康的總效應值為0.26，占總效應的52.51%，而父親心理健康對女兒心理健康的總效應值為0.24，占總效應的47.49%。

3.4 青少年子女和成年子女的親子心理健康代際傳遞模型

采取與兒子和女兒模型類似的建構方式，建構了父母與青少年子女的心理健康代際傳遞模型，見圖4，以及父母與成年子女的心理健康代際傳遞模型，見圖5。青少年子女模型各項擬合指數為：χ2/df=0.19，GFI=0.99，AGFI=0.99，NFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.00。成年子女模型各項擬合指數為：χ2/df=4.78，GFI=0.99，AGFI=0.93，NFI=0.97，CFI=0.97，RMSEA=0.08。同時，分別采用偏差校正的非參數百分位Bootstrap 法重復抽樣2000 次（95% 置信水平）檢驗其路徑的顯著性。除母親心理健康對青少年子女的心理健康和生活滿意度的預測路徑不顯著，其他所有路徑都顯著。

圖 4 父母與青少年子女的心理健康代際傳遞模型

圖 5 父母與成年子女心理健康代際傳遞模型

采取結構方程模型多組模型比較，考察父母與青少年子女和成年子女模型的恒等性，結果顯示，兩個模型皆具有恒定性（Δχ2=9.03, Δdf=5,p＞0.05）。母親心理健康對青少年子女生活滿意度的路徑系數不顯著（p＞0.05），但對成年子女生活滿意度預測路徑系數顯著，其路徑系數為β=0.17，p＜0.01，以及母親心理健康對青少年年子女心理健康的直接路徑系數不顯著（p＞0.05），但對成年子女心理健康預測路徑系數顯著，其路徑系數為β=0.38， p＜0.01。

進一步比較模型效應值發現，青少年子女模型中的總效應值為0.41，母親心理健康對青少年子女心理健康的總效應值為0.06，占總效應的14.78%，而父親心理健康對青少年子女心理健康的總效應值為0.35，占總效應的85.22%。成年子女模型中的總效應值為0.67，母親心理健康對成年子女心理健康的總效應值為0.49，占總效應的72.28%，而父親心理健康對成年子女心理健康的總效應值為0.19，占總效應的27.72%。

4 討論

本研究發現，父母心理健康均正向預測子女心理健康。以往研究也發現，為人父母期間，父母所經歷的精神癥狀對子女成長過程中的心理健康會造成負面影響（Landstedt & Almquist, 2019）。根據社會學習理論，子女可通過觀察和模仿父母應對環境的緊張、焦慮、抑郁等不良情緒反應，進而表現出相似的行為和經歷相似的心理狀態（Kendler & Gardner, 2017），反之，如果父母具有良好心理健康，子女也可習得父母積極情緒管理，保障和提升心理健康。因此，父母心理健康能夠正向預測子女心理健康。

本研究發現，家庭氛圍和子女生活滿意度在親子心理健康代際傳遞中起了重要中介作用。以往研究也發現，父母心理健康會影響親子之間的親密關系和沖突頻率（M?ller et al., 2015），而親子關系是家庭氛圍的重要組成部分。父母心理健康問題還會導致子女較低的生活滿意度水平，而較低水平的生活滿意度又是引發青少年早期的焦慮、抑郁等內化問題，以及酒精依賴等外化行為的重要因素（Fergusson et al., 2015）。從家庭系統理論的溢出假說（邊玉芳 等, 2016）角度來看，有心理健康問題的父母（個人）可能會對配偶（父母子系統）和子女（親子子系統）都產生消極的影響，父母心理健康通過直接和間接路徑進一步影響子女的心理健康。因此，家庭氛圍和子女生活滿意度在心理健康代際傳遞中起重要中介作用。

進一步比較發現，僅母親心理健康能通過家庭氛圍為中介變量正向預測子女心理健康。這可能由于在家庭互動過程中，家庭內部的個體及各子系統間既相互聯系又相互制約，但母親對整個家庭互動和家庭環境都會產生更大影響（鄒盛奇等, 2019）。同時，高焦慮和抑郁水平的母親會對其子女進行言語及身體攻擊（Turney, 2011），這可能會使得母子女間溝通互動機會減弱，交流次數變少，也可能導致子女心理健康問題。此外，母親還可能會限制父親參與子女教養的內容和范圍，造成父子關系較為一般或父子溝通較少，從而導致父親心理健康通過家庭氛圍對子女心理健康的預測不顯著。特別是受中國傳統性別角色觀念的影響，母親會比父親更多地參與家庭互動和子女教養，通過相互作用、情感聯系以及資源流動來參與家庭氛圍。因此，與父親相比，母親的心理健康更能影響整個家庭氛圍的溫度與和諧程度，并進一步影響子女的心理健康。

跨子女性別組檢驗發現，母親心理健康僅正向預測女兒的生活滿意度和心理健康，父子之間心理健康代際傳遞效應高于父女。根據社會化理論性別角色模型，同性別更利于親子關系親密性，增加同性別親子之間的代際傳遞效應。有研究發現，母親與女兒之間的親密程度更高，女兒對母親抑郁的感知更敏感（Hankin et al., 2007）。Powdthavee 和Vignoles（2008）的研究也發現，母親的心理痛苦僅對女兒的生活滿意度有影響，母親心理健康更容易影響女兒的生活滿意度和心理健康。關于父親的影響，其研究結果各不相同，有研究表明父親抑郁對女兒影響更大（Reeb et al.,2015），或對兒子影響更大（Andreas et al., 2018）。本研究結果支持了后者，父親對兒子生活滿意度預測系數也略高于女兒，但差異性未達到顯著水平。父母對同性別子女的成長承擔著更大責任并會給予更多教養，更利于親子關系親密性，因此促進了同性別親子之間心理健康的代際傳遞效應。

跨子女年齡組檢驗發現，母親對子女心理健康的作用效應隨子女年齡增長而增強，父親的作用效應卻在減弱。有研究發現，母親心理健康對子女成年之后的教育程度、未來家庭收入和犯罪可能性的影響力更大，但父親的影響效應卻相對較?。↗ohnston et al., 2013）。一項關于價值觀代際傳遞的研究發現，從青少年到成年早期，母親對子女影響力隨年齡增長而保持穩定的影響力，但父親對子女的影響卻在逐漸下降（Cemalcilar et al.,2018），這與本研究結論具有一定相似性。這可能由于父親和母親與子女互動模式具有差異性，當父親心理壓力較大時往往會直接表現出消極教養行為（如體罰）和較少的親子情感互動（Wilson &Durbin, 2010）。但隨著成年子女逐漸獨立，越來越少地依賴家庭，父親對成年子女的直接管教也會逐漸下降，因此父親對子女心理健康的影響效應也隨之而下降。而母親心理健康更可能與子女情感依賴有關，母親更有可能將自己的消極情緒體驗與成年子女分享，以及子女也隨著年齡增長而更加理解母親消極情緒，因此母親對子女心理健康的作用效應也可能隨年齡增長而增強。

從理論角度來看，本研究結果充實了心理健康代際傳遞效應的作用機制，為積極家庭氛圍的建立和生活滿意度的提高提供理論基礎和指導。從實踐角度來看，父母心理健康與家庭氛圍密切相關，是影響子女心理健康的重要前因變量，這為心理健康教育提供了參考重要依據。但本研究是橫斷調查研究，其因果推論還需追蹤研究設計，以及親子心理健康之間還可能存在交互影響效應。此外，本研究僅調查了每個家庭中一名子女及其父母，不包含其兄弟姐妹，未來研究還需考察父母對家庭中不同性別和年齡子女的差異性。

5 結論

（1）父母心理健康均正向預測子女心理健康，家庭氛圍和子女生活滿意度在其中起了重要中介作用；（2）較之于父親，母親心理健康對家庭氛圍的預測效應更顯著，母親能以家庭氛圍和生活滿意度為鏈式多重中介預測子女心理健康，父親心理健康僅以生活滿意度為中介預測子女心理健康；（3）母親心理健康僅能直接預測女兒的生活滿意度和心理健康，父子間代際傳遞效應高于父女，以及母親對子女的影響效應隨子女年齡增長而提高，父親的影響效應卻在下降。