父母教養方式與流動兒童自我控制的關系：家庭功能與自尊的鏈式中介作用 *

郭志英

(天津市教育科學研究院德育與教育心理研究所，天津 300191)

1 引言

自我控制是指個體為了符合社會規范和實現長遠目標，抑制和調節自身沖動的能力(Meldrum et al., 2016)，是人類特有的心理特征之一。自我控制資源理論認為，個體的自我控制能力是有限的，自我控制活動需要個體消耗其自身的自我控制資源(Baumeister et al., 2007)。當個體有目的地完成一系列自我控制行為后，由于發生自我衰竭，接下來的自我控制行為質量就會下降(Muraven &Baumeister, 2000)，如青少年自我控制失敗導致學業拖延(鄭陽蕾, 胥遙山, 2022)。自我控制可以有效預測兒童的多方面發展(Moffitt et al., 2011)，尤其影響流動兒童的身心健康(王景芝 等, 2019)。

父母教養方式是指父母在養育子女過程中通過言語表達和非言語表達傳遞給子女的觀念、態度、情感、行為傾向等集合體(Darling & Steinberg,1993)。研究發現，相比于母親，父親這一角色對于兒童的自我控制系統發展具有更重要的影響作用(王利剛 等, 2016)，流動兒童父母較多的消極教養方式可能導致其子女自我控制能力不能得到良好的發展。因此，積極教養對于流動兒童尤為重要。社會化進化理論認為，個體通過對所習得的不同行為模式進行自我調節適應社會環境，這些行為模式可以通過父母教養方式引導得到(Belsky et al., 1991)，而自我調節的實現需要以自我控制為基礎。父母教養方式通過影響個體外部規則的內化等，從而引導青少年自我控制的形成(Li et al.,2019)。

家庭功能與兒童的自我控制能力發展密切相關(李曉玫 等, 2022)。家庭功能是指家庭系統內成員間的情感聯系及解決問題能力的綜合變量(Sell et al., 2021)。良好的家庭凝聚力和靈活性有助于提升兒童的自我控制能力(Gome & Gouveia-Pereira,2020)。與普通家庭相比，流動兒童的家庭功能失調的風險更高(Olson, 2000)，流動兒童的家庭功能與其問題行為之間存在負相關(馮淑丹, 2012)。兒童的發展是在個體與環境的相互作用中得以實現。家庭生態系統理論強調父母子系統、家庭環境子系統和兒童子系統均影響兒童心理發展(桑標,席居哲, 2005)。因此，除了父母教養方式和自尊，流動兒童自我控制發展的影響因素還應考慮環境因素。作為衡量家庭整體運行狀況的重要指標，家庭功能被認為是影響青少年心理健康(自我控制)的遠端環境因素(鄧林園 等, 2013)，而父母教養方式作為近端因素，二者呈顯著正相關(孫遜,許婷婷, 2019)。研究顯示，父母作為家庭系統中的重要因素，其教養方式直接決定青少年優先感知家庭情景和家庭氛圍(黃世伍 等, 2021)，且對家庭功能產生深遠影響(張茜洋 等, 2017)，而積極的父母教養方式通過整合家庭功能作用促進個體積極發展(Matejevic et al., 2014)。同時，已有相關實證研究在生態系統理論框架下構建了遠端因素(家庭功能)在近端因素(親子依戀、教養方式)與兒童青少年心理認知與行為(社會適應、生活滿意度、學業投入)之間的中介模型(侯艷飛 等, 2018; 黃世伍等, 2021; 曾天德 等, 2020)。本研究提出假設1：家庭功能對于流動兒童父母教養方式和自我控制的關系具有中介作用。

自尊是自我的重要成分之一，主要指人們對自我能力和自我價值的態度和評價(Rosenberg,1965)。自尊的社會計量器理論(sociometer theory)認為，自尊在人際關系與個體社會行為間具有中介作用，對青少年的情感、社會適應、認知等多方面的發展具有重要影響。與城市兒童相比，流動兒童的自尊水平低且不穩定(宋曉燕, 2012; 張春妹 等, 2019)。家庭成員親密關系越好，越能促進個體的自尊水平，從而降低心理問題發生率。研究表明，良好的自尊有利于提高自我控制能力，自尊和自我控制存在顯著相關(李相南 等, 2017)。此外，父母教養方式是自尊的重要影響因素(Yao et al., 2014)。積極的教養方式為個體提供了正向的支持，促使其形成高自尊水平，進而提升自我控制能力。綜上，本研究提出假設2：自尊對于流動兒童父母教養方式和自我控制的關系具有中介作用。

流動兒童進入城市后要面臨復雜的社會心理適應過程，而家庭可以起到緩沖的作用(張春妹,朱文聞, 2017)。家庭功能過程模型(process model of family functioning)描述了家庭完成重要任務以滿足其成員需求的方式。家庭功能包括人際交往、情感表達、角色表現等各個方面(Sell et al., 2021)。流動兒童的父母往往為子女提供相對較多的物質支持與較少的情感交流，而家庭成員的情感互動對流動兒童具有重要的積極作用。此外，家庭功能越好，越有利于個體形成積極的自我概念，即自尊水平越高(Orth, 2018)。自尊的結果模型認為，積極正向的社會支持可以提升個體的自尊水平(Marshall et al., 2014)。作為個體社會支持的重要來源，積極的父母教養方式和良好的家庭功能共同作用于流動兒童的自尊，而父母教養方式是家庭功能和青少年心理健康的主要影響因素(McFarlane et al., 1995)。因此，家庭功能可以通過提升兒童的自尊水平進而促進流動兒童的自我控制發展。基于此，本研究提出假設3：家庭功能和自尊在父母教養方式和流動兒童自我控制的關系中具有鏈式中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣原則，選取天津市三所學校初中三個年級流動兒童共904 人進行問卷調查，最終獲得有效問卷873 份。其中男生464 人(53.15%)，女生409 人(46.85%)，七年級369 人(42.27%)，八年級319 人(36.54%)，九年級185 人(21.19%)。樣本中父親、母親受教育程度在“小學及以下”分別占13.17% 和18.10%，“初中”分別占60.94%和54.07%，“高中或中專”分別占13.63% 和13.75%，“大學”分別占1.03% 和2.63%，“研究生”分別占0.34%和0.57%，“不清楚”分別占9.85%和9.62%(缺失值比例分別為1.04%和1.26%)。

2.2 研究工具

2.2.1 父母教養方式問卷

采用蔣獎等人(2010)修訂的簡式父母教養方式問卷(S-EMBU)。問卷共21 個題目，例如“我覺得父/母親盡量使我的青少年時期的生活更有意義和豐富多彩”，采用“從不”到“總是”4 級評分，分為3 個維度：情感溫暖、拒絕和過度保護。本研究意在考察父母作為家庭的整體教養方式對自我控制的預測作用，故參照以往研究(劉國慶等, 2020)，將父親與母親維度合為父母維度。根據李永占(2018)的研究將父母的積極教養方式用情感溫暖來表示，父母消極教養方式采用拒絕和過度保護2 個維度。維度總分越高表示程度越強。本研究中積極教養和消極教養的Cronbach’s α 系數分別為0.81 和0.79；對問卷進行驗證性因素分析，結果表明模型各項指標擬合可接受：χ2/df=3.78，GFI=0.92，CFI=0.87，TLI=0.86，RMSEA=0.06，SRMR=0.07。

2.2.2 家庭親密度與適應性量表

采用家庭親密度與適應性量表測量家庭功能，該量表的中文版由費立鵬等人(1991) 修訂，共30 個題目，分為2 個維度：家庭親密度(16 個題目)和適應性(14 個題目)。采用“不是”到“總是”5 級評分，分數越高表示家庭功能越好。本研究中該量表親密度和適應度的Cronbach’s α 系數分別為0.83 和0.85，總量表的Cronbach’s α 系數為0.91；對問卷進行驗證性因素分析，結果表明模型各項指標擬合可接受：χ2/df=5.38，GFI=0.82，CFI=0.84，TLI=0.83，RMSEA=0.07，SRMR=0.07。

2.2.3 自尊量表

采用汪向東等人(1999)修訂的自尊量表測量流動兒童的自尊水平。該量表共10 個題目，例如“我能像大多數人一樣把事情做好”，參照有關研究者的建議(田錄梅, 2006)，將第8 題刪除，量表采用“非常不符合”到“非常符合”4 級評分，其中反向計分題目得分進行轉換后，總分越高表明流動兒童的自尊水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數為0.78；對問卷進行驗證性因素分析，結果表明模型各項指標擬合可接受：χ2/df=5.34，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。

2.2.4 自我控制量表

采用譚樹華和郭永玉(2008)修訂的自我控制量表測量流動兒童的自我控制水平。該量表共19 個題目，分為5 個維度：沖動控制(6 個題目)、健康習慣(3 個題目)、抵制誘惑(4 個題目)、專注工作(3 個題目)和節制娛樂(3 個題目)，采用“完全不符合”到“非常符合”5 級評分。總分越高表示自我控制能力越強。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數為0.85；對問卷進行驗證性因素分析，結果表明模型各項指標擬合可接受：χ2/df=4.20，GFI=0.93，CFI=0.89，TLI=0.87，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素檢驗法對所涉及測量項目進行共同方法偏差檢驗。結果顯示，根據未旋轉的因子分析，共提取出17 個特征根大于1 的因子，得到的第一個因子解釋的變異量19.98%，遠小于40%的臨界值。因此，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 描述性統計及相關分析

各變量的均值、標準差及相關系數如表1 所示。從表中可以看出，積極教養與家庭功能、自尊、自我控制之間存在顯著正相關；消極教養與家庭功能、自尊、自我控制之間存在顯著負相關。家庭功能、自尊、自我控制兩兩之間存在顯著正相關。性別與消極教養存在顯著的相關；年齡與積極教養、家庭功能、自尊、自我控制存在顯著的相關。因此，在之后的分析中對性別和年齡加以控制。

表1 描述性統計及相關分析結果

3.3 中介效應檢驗

采用偏差校正非參數百分位Bootstrap 方法重復抽樣5000 對中介效應進行檢驗，將所有分析變量進行標準化處理，采用PROCESS 3.5 插件中的模型6，將控制變量性別和年齡以協變量納入回歸方程，分別考察：(1)家庭功能和自尊在積極教養和流動兒童自我控制之間的中介作用；(2)家庭功能和自尊在消極教養和流動兒童自我控制之間的中介作用。回歸分析的結果如表2 和表3 所示：(1) 積極教養顯著正向預測家庭功能(β=0.70,t=28.61,p＜0.001)，顯著正向預測自尊(β=0.15,t=3.61,p＜0.001)。家庭功能顯著正向預測自我控制(β=0.24,t=5.73,p＜0.001)，顯著正向預測自尊(β=0.32,t=7.60,p＜0.001)。自尊顯著正向預測自我控制(β=0.33,t=10.19,p＜0.001)。當積極教養、家庭功能和自尊同時進入回歸方程時，積極教養對自我控制的直接預測作用不顯著(β=-0.01,t=-0.16,p＞0.05)。(2) 消極教養均顯著負向預測自我控制(β=-0.21,t=-6.77,p＜0.001)、家庭功能(β=-0.34,t=-10.53,p＜0.001) 和自尊(β=-0.19,t=-5.83,p＜0.001)。家庭功能顯著正向預測自我控制(β=0.19,t=5.69,p＜0.001)，顯著正向預測自尊(β=0.37,t=11.47,p＜0.001)。自尊顯著正向預測自我控制(β=0.29,t=9.00,p＜0.001)。

表2 鏈式中介模型中變量關系的回歸分析(積極教養方式)

表3 鏈式中介模型中變量關系的回歸分析(消極教養方式)

進一步對中介路徑進行檢驗，結果如表4 所示。家庭功能和自尊在教養方式(積極教養和消極教養)與自我控制之間的總中介效應的95%置信區間不含0 值，即總中介效應顯著。積極教養主要通過3 條中介路徑來影響流動兒童的自我控制：(1)積極教養→家庭功能→自我控制，中介效應的置信區間不含0 值，表明該路徑中介效應顯著(中介效應值為0.17，占總效應的58.57%)；(2)積極教養→自尊→自我控制，中介效應的置信區間不含0 值，表明該路徑中介效應顯著(中介效應值為0.05，占總效應的17.76%)；(3)積極教養→家庭功能→自尊→自我控制，中介效應的置信區間不含0 值，表明該路徑中介效應顯著(中介效應值為0.08，占總效應的26.02%)。同時，消極教養主要通過3 條中介路徑來影響流動兒童的自我控制：(1)消極教養→家庭功能→自我控制，中介效應的置信區間不含0 值，表明該路徑中介效應顯著(中介效應值為-0.06，占總效應的17.24%)；(2)消極教養→自尊→自我控制，中介效應的置信區間不含0 值，表明該路徑中介效應顯著(中介效應值為-0.05，占總效應的14.95%)；(3)消極教養→家庭功能→自尊→自我控制，中介效應的置信區間不含0 值，表明該路徑中介效應顯著(中介效應值為-0.04，占總效應的9.89%)。結果說明家庭功能和自尊的中介效應顯著，家庭功能和自尊的鏈式中介效應顯著。

表4 中介效應值和效果量

4 討論

4.1 父母教養方式對流動兒童自我控制的預測作用

本研究構建家庭功能和自尊在父母教養方式對自我控制之間的多重鏈式模型。研究發現，積極教養方式和消極教養方式對自我控制的影響不同，這與以往研究結果相似(蔡雪斌 等, 2022)。不同之處在于：消極教養方式負向預測自我控制；而積極教養與自我控制的直接效應不顯著，僅有家庭功能和自尊的中介作用。由于面臨經濟、適應等壓力，流動兒童父母更可能采用低情感溫暖與理解、多嚴厲懲罰等教養方式(莫文靜 等, 2018)，使得流動兒童行為模式出現障礙、形成自我失調，更傾向于采用低自我控制資源損耗應對當下面臨的壓力，導致其建立較弱的自我控制。對于大多數個體來說，積極的父母教養方式促進個體在自我認知過程中的外部規則的內化程度，幫助子女建立較強的自我控制(Li et al., 2019)。而本研究發現，對于流動兒童而言，僅通過積極教養這種有限資源不足以引導個體行為模式產生有效的自我調節，無法增強其自我控制(Olson & DeFrain, 2000)。

4.2 家庭功能的中介作用

本研究結果表明，家庭功能在父母教養方式和自我控制之間具有中介作用，支持了家庭生態系統理論。父母教養方式影響家庭功能，家庭功能綜合水平越高，父母越傾向于采取更為積極的教養方式(Olson & DeFrain, 2000)。此外，與已有研究(侯艷飛 等, 2018)一致，在積極教養方式對自我控制的影響中，家庭功能的中介效應占比最大(58.57%)；在消極教養方式對自我控制的影響中家庭功能的中介效果量也為最大(17.24%)，說明家庭功能發揮了重要的中介作用。究其原因，家庭功能作為整個家庭生態系統的運行質量的衡量標準，既是家庭生態系統中的功能變量，又是重要的中介變量(張春妹, 朱文聞, 2017)。因此，良好的家庭功能是提升自我控制的主要影響因素之一，改善流動兒童的家庭功能是助力流動兒童積極發展的關鍵著力點。

4.3 自尊的中介作用

為進一步澄清家庭功能和自我控制的關系，本研究加入了自尊這一變量，并對其關系展開討論。與已有研究一致，流動兒童的家庭功能越好，其自尊水平也越高(張春妹, 朱文聞, 2017)。良好的家庭功能可以促進家庭適應能力的提升，流動兒童整個家庭的各種壓力逐漸得以緩解，從而有利于提高兒童的自尊。本研究發現，父母教養方式會通過自尊對流動兒童的自我控制產生作用。積極的教養方式正向預測自尊；消極的教養方式負向預測自尊。當個體有目的地執行自我控制時，高自尊水平為自我控制提供足夠的資源來維持自我控制行為，這與自我控制的資源模型保持一致。因此，關注個體自尊水平的提升，可以促進流動兒童自我控制的發展。

4.4 家庭功能與自尊的鏈式中介效應

研究發現，教養方式通過家庭功能與自尊間接影響自我控制，結果支持生態系統理論，即個體自尊與家庭環境共同影響自我控制發展。個體的自尊感是一種內在的、主觀的指標或標志，它反映了個體被他人接納或排斥的程度(個人的包容地位)和維持的動機(Leary et al., 1995)。家庭穩定性(Malatras & Israel, 2013)、家庭親密度、家庭支持(Vazsonyi & Belliston, 2007)等環境變量都會影響個體自我控制能力的發展。鏈式中介作用分析表明，父母消極教養方式既可以直接負向預測自我控制，又可以通過家庭功能和自尊的多重中介作用間接影響自我控制，而積極教養僅可以通過家庭功能和自尊的多重中介作用間接影響流動兒童的自我控制。已有研究以積極教養和消極教養為自變量考察其對青少年積極發展(學習投入、心理復原力)的影響(蔡雪斌 等, 2022; 李永占, 2018)，研究者同樣發現不同教養方式對因變量影響的差異。結合本研究結果，可能的原因在于：一方面，由于流動兒童進入陌生的城市后，對自身和外界的關注更多、沖動性更強，使其消耗更多的內部能量，最終導致自我控制的失敗(王景芝 等,2019)。另一方面，父母的關愛理解可以提高子女的自我控制(羅蕾 等, 2018)，而流動兒童缺少家庭的溫暖和家庭情感交流，沒有機會向父母表達自己的感受，也無法得到足夠的情感支持(李曉巍等, 2008)，難以認同父母的規則，因此不利于自我控制發展。本研究結果表明，家庭功能對流動兒童的自尊具有顯著的正向預測作用，能夠緩和消極教養方式對自尊的負面影響，進而增強自我控制。

本研究存在以下不足：第一，本研究僅考察流動兒童，未對同齡城市兒童進行對比；第二，本研究中父母教養方式測量主要采用流動兒童自我報告，缺少父母雙方報告數據；第三，本研究屬于橫斷研究，不能對變量間的因果關系作出判斷。

5 結論

(1) 消極教養方式不僅可以直接預測自我控制，還可以通過家庭功能和自尊的鏈式中介作用間接預測自我控制；(2)積極教養方式僅通過家庭功能和自尊的鏈式中介作用間接預測流動兒童的自我控制。