家庭教養方式與中國青少年積極發展的關系：系列元分析

摘 "要 "以往元分析研究多考察家庭教養方式對青少年積極發展結構中單一變量的影響， 未見有研究探討家庭教養方式對青少年積極發展整體性構念的影響。本研究基于積極青少年發展觀視角， 以中國青少年為樣本， 納入學業成就、自尊、復原力三個變量進行系列元分析（206篇文獻、1822個獨立效果量、被試總量達到109968）。結果顯示：不同類型的家庭教養方式與青少年積極發展3個核心構念總體均呈顯著相關， 積極家庭教養方式與青少年積極發展總體呈中等正相關， 消極家庭教養方式與青少年積極發展總體呈較低負相關， 且女性比、受教育階段的調節效應顯著。上述結果對全面、深刻認識中國文化背景下家庭教養方式的發展資源價值， 進而促進青少年積極發展具有重要的借鑒意義。

關鍵詞 "家庭教養方式， 學業成就， 自尊， 復原力， 元分析

分類號 "B844

積極青少年發展觀（Positive Youth Development， PYD）是青少年發展研究中最具影響力的理念之一， 其聚焦青少年發展的潛在優勢和發展軌跡可塑性， 強調個體與環境的互動對青少年發展的重要作用（Lerner et al.， 2015）。系統梳理已有文獻發現， 在我國高度強調家庭觀念的傳統文化背景下， 家庭教養方式作為極重要的環境變量， 對青少年的學業發展、心理健康、自尊人格等均存在顯著影響（蔡雪斌 等， 2022; 朱美靜， 劉精明， 2019）。這方面雖已積累大量實證研究文獻， 但研究間尚存在不一致的結果， 如已有研究發現積極家庭教養方式能促進青少年更高水平的學習投入（劉思含 等， 2023）， 但溫暖型養育也可能對青少年學業成就帶來負向影響（Cruz et al.， 2020）， 亦有研究發

現， 專制教養對于青少年心理復原力具有促進作

用（劉丹霓， 李董平， 2017）。因此， 有必要通過元分析對已有文獻進行統合整理， 得出相對準確的基本結論。

以往元分析研究更多考察了家庭教養方式與青少年積極發展結構中單一變量的關系， 如謝云天等人（2022）對我國家庭教養方式與兒童學業成績的關系進行了元分析， 王芬芬等人（2018）對家庭教養方式與青少年心理健康關系進行了元分析， 但未見有研究探討家庭教養方式對青少年積極發展整體性構念的影響。實際上， 積極青少年發展觀更加強調青少年心理發展的整體積極性， 認為積極發展資源對青少年的積極發展具有累積效應（肖嘉林 等， 2024）， 而單一特征變量并不能較好反映青少年發展的積極狀態（Lerner et al.， 2015）。本研究在積極青少年發展觀指導下， 擬對家庭教養方式與青少年積極發展的整體性構念之間的關系進行系列元分析（約翰·哈蒂， 2015）， 以揭示兩者之間的具體相關程度與方向。

1 "理論基礎與變量選擇

1.1 "家庭教養方式對積極青少年發展的影響

隨著積極心理學范式的革命， 研究者開始認識到， 心理健康不僅表現為沒有心理疾病， 更表現為一種積極向上的心理狀態（Seligman amp; Csikszentmihalyi， 2000）， 并進一步提出了“積極青少年發展觀” （Lerner et al.， 2015）。它從潛能與優勢的視角來看待青少年的心理發展， 強調“優勢取向” （strengths-oriented）， 認為所有青少年都具備積極發展潛能， 而非“潛在”缺陷; 通過“個體←→情境”的積極互動， 青少年的潛在優勢可得以激發， 并促成積極發展。

根據積極青少年發展觀， 青少年可以從積極的環境中獲得“滋養”， 家庭等微觀環境是促進青少年積極發展可行且關鍵的系統（Lerner et al.， 2009）， 而家庭系統與青少年之間的雙向聯結互動及其互動質量往往需要通過不同的家庭教養方式加以表征與外顯（Mackova et al.， 2019）。家庭教養方式是指父母在撫養和教育孩子的過程中秉持的教養觀念、教養態度， 以及在此過程中的行為舉止和情感表達的相對穩定模式， 反映著父母與孩子之間的聯結方式與質量（Darling amp; Steinberg， 1993）， 包含情感溫暖、拒絕否認、懲罰嚴厲、過度保護等6種亞型， 但在總體上可將其劃分為積極教養方式（情感溫暖和理解）與消極教養方式（過分干涉、過度保護、拒絕和否認、懲罰和嚴厲、偏愛）兩種類型（蔣獎 等， 2010; 謝云天 等， 2022）。

根據發展資源理論、發展情境理論及關系發展系統理論， 積極的家庭聯結是青少年積極發展的重要外在環境資源與基本單位， 青少年可通過與家庭環境的積極互動獲得積極發展， 促進其潛在優勢的有效發揮（Lerner et al.， 2015）。已有研究發現， 作為積極教養方式在青少年發展方面的積極后效， 其對青少年的行為、情感、社會和工具能力（Garcia et al.， 2020; Gralewski amp; Jankowska， 2020; Tu et al.， 2021）等系列積極心理與社會品質具有顯著的促進與提升作用， 對青少年的抑郁（Ebrahimi et al.， 2017）、問題行為（Lorence et al.， 2019）等消極心理與行為具有化解、防范作用， 且這種積極的效應可在代際之間進行傳遞（Doepke amp; Zilibotti， 2017）; 而消極教養方式則預測了青少年更多的焦慮、抑郁等消極心理狀態（張建人 等， 2019）。可以說， 積極教養方式是青少年積極發展的重要通路與保護因子， 而消極教養方式則是青少年積極發展的高危因子（邊玉芳 等， 2016）。因此， 在對青少年積極發展的探討中， 家庭教養方式是必須要考慮的因素之一。

1.2 "家庭教養方式與青少年積極發展具體指標的關系

積極青少年發展觀強調青少年心理發展的整體積極性， 而對于這一“整體”發展的具體心理結構， 國內外學者多有探討。首先， 從理論視角來看， Lerner等人（2005， 2015）在美國最具影響力的青少年積極發展促進項目4-H研究中， 提出了青少年積極發展的5Cs模型， 認為其具體心理結構包括能力（competence）、品格（character）、自信（confidence）、聯結（connection）和關愛（caring）五種核心特征; 林丹華等人（2017）基于中國文化背景， 提出我國青少年積極發展的核心結構包括能力、自我價值（self-worth）、品格等相互聯系的元素。其次， 從青少年發展的具體領域來看， 上述的能力、自我價值、品格涵蓋了青少年發展的能力效能、身份認同與心理品質三大重要領域， 與埃里克森人格發展八階段理論描述的青少年期發展目標存在較好的契合性與對應性， 如童年晚期的發展目標為體驗“能力”的實現， 青春期發展目標為實現“自我身份的同一”， 成年早期發展目標為形成“愛與關心”等積極心理品質（Erikson， 1959）。最后， 已有實證研究表明， 社會情緒能力正向預測青少年生活滿意度（黃澤文 等， 2020）， 高自我價值感可緩沖由應激引發的消極發展狀態（李世峰 等， 2020）， 執著、愛、友善、真誠等積極心理品質與主觀幸福感密切相關（甘秀英 等， 2018）。綜上所述， 能力、自我價值、品格在青少年發展中具有廣泛代表性與結構權重， 本文即以這三個變量作為青少年積極發展的核心表征性指標， 分別探究其與家庭教養方式之間的關系， 并將三個獨立變量的元分析結果聚合為青少年積極發展這一整體性構念。

具體而言， 在表征“能力”的具體變量中， 學業成就是青少年發展階段的重要任務， 與青少年積極發展水平呈顯著正相關（葉枝 等， 2017; Kozina et al.， 2019）， 學業成就的實現使青少年體驗到能力的實現（Erikson， 1959）。家庭系統理論（Family System Theory）、成就目標理論（Achievement Goal Theory）等均認為家庭教養方式會顯著影響青少年的學業表現（Masud et al.， 2015）， 但相關研究結論并不一致：部分研究發現積極家庭教養方式對青少年的學業具有促進作用（劉思含 等， 2023; 謝云天 等， 2022）， 但也有研究發現， 在影響青少年學業成就的個體因素與社會環境因素中， 家庭教養方式與學業成就的相關程度最低（易芳 等， 2017）。鑒于我國背景下青少年學業成就實現的重要性， 以及家庭教育方式對青少年的緊密影響， 有必要將“學業成就”作為青少年能力發展的代表變量， 探究家庭教養方式對青少年學業成就的影響， 以得出統一結論、給予正確的家庭教育指導。

在表征“自我價值”的具體變量中， 自尊是指個體對于自我價值的總體性評價， 反映對自我的認可、接納和重視的程度（Rosenberg， 2015）。本研究將自尊作為青少年對自我價值評定的有效指標。社會計量器理論（Sociometer Theory）認為， 自尊反映著個體與其重要他人之間的關系（Leary amp; Downs， 1995）。由此推測， 既然家庭教養方式塑造著父母與孩子之間的親子關系（陳穎嬌 等， 2019）， 那么其對以人際關系為指標的青少年自尊也可能存在顯著影響。相關研究證實， 家庭教養方式對青少年自尊發展具有獨特貢獻（賈高鼎 等， 2016）， 靈活的家庭教養方式與青少年自尊之間存在正相關（Aremu et al.， 2019）， 而懲罰與嚴厲、過分干涉、拒絕與否認、過度保護等消極教養方式， 則會不同程度地阻礙青少年自尊的發展（魏運華， 1999）; 放縱（溫暖而沒有嚴厲性）的家庭教養方式與所有標準下青少年的最佳發展都有關系 （Perez- Gramaje et al.， 2019）。徐寒冬和尹麗娟（2019）的元分析研究發現， 父母情感溫暖與大學生自尊存在較高相關， 但其所分析對象是大學生， 僅納入了17篇文獻， 在調節變量中只選擇了發表類型。因此， 有必要擴大研究范圍、納入更多文獻與調節變量， 以進一步加強家庭教養方式與青少年自尊關系元分析結果的穩定性與可信度。

在代表“品格”的具體變量中， 復原力被視為個體在面對逆境或其他重大壓力時所表現出的積極適應與心理恢復能力， 屬個體應對壓力的積極品格（Lerner et al.， 2013; Luthar et al.， 2000）， 與林丹華等人（2017）在品格中提出的“毅” （面對逆境和苦難時所需的良好品格）具有內涵上的一致性。復原系統模型與復原力挑戰模型是揭示青少年復原力生成與發展的主要模型， 但其理論觀點并不完全一致。根據復原系統模型， 復原力發展受到教養方式等表征家庭關系的外部因素影響（Mandleco amp; Peery， 2000）， 積極教養方式預測了青少年更高的復原力， 消極教養方式預測了更低的復原力（蔡雪斌 等， 2022; Ding et al.， 2023）。但復原力挑戰模型提出， 消極事件暴露也可能會以“接種”的形式提高青少年的復原力（Zimmerman， 2013）， 如劉丹霓和李董平（2017）的研究發現， 專制教養對于青少年復原力也具有促進作用。鑒此， 針對上述兩個模型觀點間的差異， 本研究將“復原力”作為青少年積極品格發展的代表變量， 以澄清家庭教養方式對青少年復原力的影響。

1.3 "家庭教養方式與青少年發展變量關系的調節變量

系統梳理發現， 家庭教養方式與青少年發展關系的研究結果不盡相同， 提示可能受到不同調節變量的影響。其中， 性別與受教育階段（年齡階段）可能是關鍵的調節因素。例如4-H項目研究表明， 青少年積極發展水平存在顯著的性別差異（Phelps et al.， 2007）， 男孩與女孩在發展速度和結果上的表現截然不同（Weinberger amp; Stein， 2008）。家庭教養方式也存在明顯的性別差異， 相較于女生， 男生更傾向于被采用忽視型教養方式（黃超， 2018）。年齡方面， 有研究發現， 教養方式對兒童學業能力的影響效應存在顯著的年齡階段差異：權威型教養方式對童年中期（6～9歲）的學業能力有更為顯著的正向效應， 進入青少年早期（10～15歲）后， 寬容型教養方式則顯示了更為積極的作用（朱美靜， 劉精明， 2019）; 元分析也顯示年齡階段調節了青少年家庭教養方式與自殺意念的關系（高峰 等， 2023）。因此， 本研究也將著重關注青少年性別、受教育階段（年齡階段）在家庭教養方式與青少年積極發展關系間的調節作用。

1.4 "變量測量

1.4.1 "家庭教養方式的測量工具

Perris等人（1980）編制的家庭教養方式評價量表（EMBU）是最早的測量工具（雷麗麗 等， 2020）， 岳冬梅（1993）將該量表修訂為中文版， 題項略微篩減， 修訂后的EMBU量表具備較高信效度， 分為父親、母親兩個版本， 父親版包括情感溫暖與理解、過分干涉、過度保護、拒絕和否認、懲罰和嚴厲、偏愛6個維度， 母親版包括5個維度（將父親版的過分干涉與過度保護合并為一個維度）。從情感角度而言， 父親與母親的情感溫暖與理解被認為是“積極教養方式”， 其他維度則被劃分為“消極教養方式” （謝云天 等， 2022）。而后， Arrindell等人（1999）相繼從原版量表中抽出定量題目改編成簡版家庭教養方式問卷（S-EMBU）， 由拒絕、情感溫暖和過度保護三維度構成， 蔣獎等人（2010）對其進行了中文版修訂。

1.4.2 "青少年發展變量的測量工具

（1）關于學業成就的測量。以往多數文獻是從學習成績方面定義的， 譬如國內學校普遍采取的百分制考核、家庭作業評分等等。此外， 王雁飛等人（2011）將員工績效量表改編為學業成就量表， 此量表由10個條目組成， 信效度良好。（2）自尊的測量工具應用最廣泛的是Rosenberg （2015）編制的SES量表和Coopersmith編制的SEI量表， 二者信效度水平較高。（3）復原力的測量工具中， 于肖楠和張建新（2007）修訂的中國版心理韌性量表（CD-RISC）、胡月琴和甘怡群（2008）編制的青少年心理彈性量表（RSCA）極具代表性， 其他如大學生復原力量表（陽毅， 2005）、自我韌性量表（李永鑫 等， 2008）等也被研究者采用過。

2 "研究方法

2.1 "文獻檢索及納入標準

中文選取中國知網、萬方、維普三個數據庫，

外文選取Web of Science核心集、Wiley、Proquest、EBSCO、Elsevier數據庫， 檢索以中國青少年為被試群體的相關研究。（1）關鍵詞檢索：在進行檢索時需同時包含關鍵詞“家庭教養方式/教養方式/養育方式”和“學業成就/學習成績”或“自尊”或“復原力/心理彈性/心理韌性/耐挫力”， 外文關鍵詞為“parenting/rearing styles”和“academiac achievemant/ success/performance”或“self-esteem”或“resilience”。（2）主題檢索：與上述聯合檢索的詞語相同。（3）全文檢索：在中文文獻檢索過程中通過參考文獻進行文獻回溯。檢索日期至2022年12月22日。

按照以下標準來篩選相關研究是否納入元分析（如圖1）：（1）必須報告數字結果的實證研究， 綜述類等質性研究被排除; （2）文獻中必須報告家庭教養方式與學業成就、自尊、復原力等必要變量的相關數據， 以便計算平均效果量; （3）若同一份數據以不同形式發表多篇論文， 只納入一篇數據; （4）樣本量明確; （5）家庭教養方式測量工具為EMBU量表或簡版EMBU量表; （6）測量對象為青少年群體， 不包括智力低下等特殊兒童。按照PRIMA STATEMENT的標準， 研究文獻參照和獲取經過四個步驟， 即文獻檢索、文獻篩選、資格審查和研究納入（Moher et al.， 2015）。文獻篩選由一名具有元分析經驗的心理學研究生進行， 隨后另外兩名心理學研究生對納入和剔除的文獻進行20%的抽檢， 存疑文獻匯總至一名心理學教授進

行決策。最終， 符合上述標準的文獻共206篇， 其中學業成就57篇， 自尊97篇（其中英文文獻3篇）， 復原力52篇（其中英文文獻1篇）。

2.2 "文獻質量評估與編碼

依據張亞利等人（2019）編制的相關類元分析文獻質量評價量表， 對206篇原始文獻按照賦分規則計算總分， 分數介于0～10之間， 得分越高表明文獻質量越好。該評估過程由兩位評分者獨立完成， 若出現不一致， 經探討和查看原文獻以統一結果。結果發現， 青少年積極發展三大變量的文獻質量均分分別為8.0、7.4、7.1分， 這表明文獻質量相對較高。

對納入元分析的文獻特征進行如下編碼：文獻信息（第一作者名+出版年份）、樣本量、出版年份、女性比、文獻類型、受教育階段、家庭教養方式測量工具、發展變量測量工具。具體而言， 文獻類型分為碩博士論文和期刊論文， 受教育階段劃分為小學、初中、高中、大學生等， 具體編碼信息見附錄。每個獨立樣本編碼一個效果量， 如果一篇文獻中存在多個獨立樣本， 則分別進行編碼。為保證準確性， 本研究采取前后編碼效驗的方法， 在首次編碼后兩周隨機抽取20%的數據進行獨立重復編碼（劉文 等， 2018）， 最后通過前后比對發現， 編碼不存在差異， 說明本次編碼是準確有效的。所有補充信息和材料可通過OSF鏈接（https：//osf.io/dfjs2）獲得。

2.3 "數據處理

2.3.1 "模型選擇與異質性檢驗

采用零階相關系數r作為效果量的指標。使用軟件Comprehensive Meta-Analysis （CMA 2.0）進行系列元分析的主效應檢驗和調節效應檢驗， 具體方法為：先將相關系數轉化為Fisher Z， 使用Z值進行后續計算， 求其均分， 再轉為相關系數錄入。采用元回歸分析對女性比、出版年份等進行調節效應分析， 采用亞組分析對受教育階段、發表類型、測量工具等進行調節效應分析。根據以往研究做法， 每個水平下的效果量個數應不少于3個（Song et al.， 2014）。主效應檢驗結果的標準參照Lipsey和Wilson （2001）的研究， 相關系數的效果量小于或等于0.1為小效應， 0.1～0.4范圍內被認為是中等效應， 大于或等于0.4被認為是大效應。

真值、隨機誤差與系統誤差通常是構成隨機效應模型研究結果的組成部分。研究結果的構成成分也是區分固定效應和隨機效應模型的依據（Schmidt et al.， 2009）。經文獻梳理， 本研究認為受教育階段、女性比等因素可能影響家庭教養方式與青少年發展變量的關系， 因此采用隨機效應模型進行綜合效應的估計。其次， 采用異質性檢驗（Heterogeneity test）來驗證隨機效應模型選擇的適切性， 常常通過Q檢驗和I2檢驗來解釋元分析的異質性， 如果前者p lt; 0.05， 則說明研究間是異質的（丁鳳琴， 趙虎英， 2018）。后者代表異質性比， 作為衡量異質性程度（Card， 2015）， 以分界點25%、50%、75%劃分無、低、中、高異質性程度（Higgins et al.， 2003）。

2.3.2 "發表偏差控制與檢驗

采用漏斗圖（Funnel Plot）、失安全篇數（Fail- safe Number）、Egger' s回歸法和Begg' s檢驗等方法檢驗是否存在發表偏差。更具體來說， 若漏斗圖呈現對稱的倒漏斗形狀、失安全篇數大于5k + 10 （k為研究樣本數）、Egger線性回歸結果不顯著時， 說明發表偏差的可能性較小（Egger et al.， 1997; Light amp; Pillemer， 1984; Rosenthal， 1991）。發表偏差檢驗顯示， 當納入的研究量足夠大時， 發現漏斗圖精度高， 集中分布在中央頂部。以父親情感溫暖理解維度為例， 采用Rosenthal方法計算失安全系數的結果也顯示， Nfs = 10404 gt; 5k +10， Egger線性回歸結果顯示p值均大于0。因此可知本研究不存在發表偏差風險。

2.3.3 "元分析過程

首先通過元分析技術研究不同教養方式類型與相關發展變量的效果量大小， 然后分析受教育階段、女性比等因素在兩者關系之間的調節效應。參考Steenbergen-Hu等人（2016）提出的二階元分析效果量計算方法， 從家庭教養方式與青少年發展相關結果變量每一項一階元分析研究中提取樣本量、效果量等， 結合樣本量加權處理得到每一結果變量的合并效果量。

3 "研究結果

異質性檢驗結果發現， 積極家庭教養方式各維度與青少年發展各變量效果量的Q值均達到顯著水平（p lt; 0.001）， 且教養方式中各個維度的I2值都超過75%的界限， 說明各研究間存在著高異質性， 也說明家庭教養方式與青少年發展關系中的差異是由效果量的真實差異引起的， 即研究間的差異除了受到抽樣誤差的影響， 還受組間誤差的影響（見附錄）。該結果顯示， 接下來的元分析適合選用隨機效應模型進行檢驗; 結果也提示， 不同研究間的效果量差異可能受到其他因素的干擾， 因此， 有必要探討影響調節變量在此關系中發揮的效用。

3.1 "積極家庭教養方式與青少年發展關系的元分析

主效應分析結果顯示：（1）在積極家庭教養方式與青少年學業成就的關系上， 父親情感溫暖和理解達到顯著正相關r = 0.21， 母親情感溫暖維度達到r = 0.22; （2）在積極家庭教養方式與自尊的關系上， 父親情感溫暖和理解維度達到r = 0.31， 母親情感溫暖和理解達到顯著正相關r = 0.31; （3）在積極家庭教養方式與復原力的關系上， 父親情感溫暖和理解達到顯著正相關r = 0.41， 母親情感溫暖和理解達到顯著正相關r = 0.41。從表1可見， 積極教養方式因子的效果量均顯著， 所有變量存在中高效應， 尤其是自尊和復原力變量均存在高度的相關性（Lipsey amp; Wilson， 2001）。

3.2 "消極家庭教養方式與青少年發展關系的元分析

主效應分析結果顯示：（1）在消極教養方式與學業成就關系上， 父親拒絕否認維度呈顯著負相關r = ?0.13， 母親維度達到r = ?0.13; （2）在消極教養方式與自尊關系上， 父親懲罰嚴厲維度不顯著， 父親拒絕否認維度達到顯著負相關r = ?0.19， 母親懲罰嚴厲維度達到顯著負相關r = ?0.20， 母親拒絕否認維度達到顯著負相關r = ?0.22; （3）在消極家庭教養方式與復原力關系上， 父親懲罰嚴厲維度達到顯著的負相關r = ?0.23， 母親相應維度也達到類似的效果r = ?0.23， 父親拒絕否認維度顯著負相關r = ?0.23， 母親相應維度也達到顯著的負相關關系r = ?0.23。從表2中可見， 消極教養方式具備典型的相關性程度（Lipsey amp; Wilson， 2001）， 但與積極教養方式相比， 消極教養方式大部分維度的效果量較小。

3.3 "調節效應分析

亞組分析如下表3結果顯示， 受教育階段在積極教養方式與青少年積極發展各獨立指標的關系中均存在顯著的調節效應（ps lt; 0.001）。具體而言， 在學業成就（rF1 = 0.35， rM1 = 0.35）、自尊（rF1 = 0.32， rM1 = 0.33）中， 本科生效果量最大; 在復原力上， 初中生的效果量最大（rF1 = 0.46， rM1 = 0.45）。

元回歸分析結果顯示， 女性比在積極教養方式與青少年積極發展各獨立指標的關系中均存在顯著的調節效應。如父親情感溫暖維度的調節效應顯著（b學業 = 0.39， p lt; 0.001; b自尊 = 0.05， p lt; 0.05， 具體結果詳見附錄）。

3.4 "家庭教養方式合成效果量比較

根據已有研究， 通過將父母情感溫暖與理解作為“積極家庭教養方式”， 將父母懲罰與嚴厲、拒絕與否認、過分干涉、過度保護等合并為“消極家庭教養方式”， 將青少年學業成就、自尊、復原力合并為“青少年積極發展”， 分別探究積極、消極家庭教養方式與學業成就、自尊、復原力及青少年積極發展的關系。結果發現， 積極家庭教養方式與復原力的相關最高（r = 0.43）， 其次為自尊（r = 0.32）， 最后為學業成就（r = 0.18）; 消極家庭教養方式與復原力（r = ?0.17）與自尊（r = ?0.16）相關程度較高， 最后為學業成就（r = ?0.10）; 積極家庭教養方式與青少年積極發展的總體呈中等相關（r = 0.32）， 消極家庭教養方式與青少年積極發展的總體呈低相關（r = ?0.13） （見表4）。

4 "討論

4.1 "家庭教養方式對青少年整體性積極發展的作用

基于積極青少年發展觀， 本研究將學業成就、自尊、復原力確定為青少年積極發展的核心指標， 對其與家庭教養方式之間的關系進行一階元分析， 并對三個獨立指標的一階元分析結果進行二階元分析， 探究家庭教養方式與青少年積極發展整體概念之間的關系。分析顯示， 積極家庭教養方式與青少年積極發展總體呈中等相關（r = 0.32）， 消極家庭教養方式與青少年積極發展總體呈低相關（r = ?0.13）。該結果從整體視角確證了家庭教養方式與青少年積極發展的關系， 與積極教養方式促進青少年向著積極軌跡發展等已有研究結論相符（Napolitano et al.， 2011）。更重要的是， 本研究在中國文化背景下支持了積極青少年發展觀視域下的發展資源理論和關系發展系統理論（Lerner et al.， 2015）， 印證了“家庭家風家教”在促進青少年整體性積極發展中的重要作用， 以及積極家庭教養方式對青少年能力、自我價值和積極心理品格的全息性塑造功能， 凸顯了本研究在我國優秀傳統家文化背景下的理論貢獻與實踐意義。

從發展資源理論與關系發展系統理論的角度來看， 青少年積極發展來源于其自身與情境的積極互動關系。青少年身處教養方式積極和諧的家庭、與父母保持積極互動關系， 不僅能為青少年營造資源發展的早期優勢環境、提供堅實的早期資源儲備， 感受到更多的支持與溫暖， 直接促進其積極心理資源的原始累積（Stevenson et al.， 2008）， 而且還能夠對其所處的家庭環境作出積極反饋， 為更進一步的積極發展奠定基礎（Lerner et al.， 2018）， 增強青少年維持自身原有資源與發展其他資源的能力， 以此形成“溫暖家庭氛圍→高原始資源→積極發展→資源二次增加”的資源增益模式， 促進青少年和家庭的積極互惠發展（Mordeno et al.， 2019）。而當青少年從小暴露在專治、拒絕、冷漠的家庭教養環境中時， 會削弱他們保存現有資源以及發展其他資源的能力（Wu et al.， 2015）， 形成“冷漠家庭氛圍→低原始資源→消極發展→資源二次削減”的資源喪失模式， 從而對青少年積極發展造成不利影響。

4.2 "家庭教養方式對青少年積極發展具體構念的差異性作用

家庭教養方式對青少年發展的作用既是整體全息性的， 又是有所差異的。在青少年積極發展的具體構念中， 積極家庭教養方式與復原力相關度最高（r = 0.43）， 其次為自尊（r = 0.32）， 最后為學業成就（r = 0.18）; 消極家庭教養方式與復原力（r = ?0.17）與自尊（r = ?0.16）相關程度較高， 最后為學業成就（r = ?0.10）。下文對其進行依次討論：

青少年復原力與父母的情感溫暖與理解存在高度正相關， 而與父母的懲罰與嚴厲、拒絕與否認、過分干涉及過度保護均存在低等到中等的負相關。良好的心理品格通常是指那些健康的、正義的、善良的、溫暖的品行、節操、品質、氣節等， 自孩童時代就開始逐漸形成， 深受家庭教養方式的影響， 使兒童青少年在后續發展中負有早期家庭經驗的“烙印” （袁梅芳， 2018）。總體而言， 本研究發現， 以復原力為代表的青少年心理品質與家庭教養方式存在密切關系， 結論支持了復原系統模型關于積極家庭關系預測青少年更高復原力的觀點， 即良好的家庭環境、親密的親子關系作為重要的外部資源， 通過滿足青少年的心理需求進而有助于個體復原力提升、養成積極的心理品質; 而成長在消極教養方式下的青少年， 則更易于陷入消極狀態， 無法采取行之有效的解決方式， 進而影響青少年在挫折中快速恢復的能力（Mandleco amp; Peery， 2000）。但本研究結果未能支持復原力挑戰模型關于“壓力接種”促進復原力的觀點 （劉丹霓， 李董平， 2017; Zimmerman， 2013）， 這可能是由于消極教養環境帶來的持續壓力使得青少年未能學會如何獲取資源， 反而導致青少年由于家庭支持資源的長期缺失， 造成復原力發展不足。

青少年自尊與父母的情感溫暖與理解存在中等正相關， 而與父母的拒絕與否認、過分干涉及過度保護均存在低等到中等的負相關， 且與父親的懲罰嚴厲及父母的偏愛相關不顯著。自尊是自我價值感的典型表征， 二者具有一致的心理機制與內涵， 作為個體自我系統的核心成分存在（楊燁， 2008）。就自尊或自我價值感的形成過程而言， 其雖反映的是青少年對自我評價的積極性與接納程度， 但在發展早期， 尤其是在青春期， 青少年自我評價依賴于重要他人對自身的評價和反饋， 常通過他人對自身的態度形成自我理解和定義， 這就為父母等重要他人塑造青少年的自尊或自我價值感提供了契機。采用溫暖與理解教養方式的父母傾向于給予孩子積極的正面評價反饋， 支持其自主行為， 促進孩子自尊的內化; 而持拒絕與否認、過分干涉及過度保護教養方式的父母則否定孩子的價值、不相信孩子自身的能力， 傾向于作出消極的評價反饋， 從而降低孩子的自尊（賈高鼎 等， 2016）。關于父親的懲罰嚴厲與青少年自尊無顯著相關， 這可能是由于在我國的獨特傳統文化中， “嚴父”的形象深入人心。因此， 即使遭到父親的斥責與懲罰也似乎被視為理所應當、具有更高的可接受性， 不傾向于對青少年的自尊造成負面影響。

青少年學業成就與父母的情感溫暖與理解存在中等正相關， 而與父母的拒絕否認、懲罰嚴厲均存在低等的負相關， 且與過分干涉、過度保護及偏愛相關性極微弱。采用溫暖與理解教養方式的父母傾向于對青少年的學業采取寬容、理解的態度， 對其更有耐心， 能夠降低青少年的學業倦怠、提升學習投入和追求成功的學習動機， 進而促進青少年的學業成就（侯日霞 等， 2011; 劉思含 等， 2023; 謝云天 等， 2022）。而懲罰嚴厲這一教養方式與學業成就之間的負相關打破了人們的習慣思維， 即對孩子越嚴格， 孩子成績就越好。究其緣由， 可能是由于父母的懲罰嚴厲造成了孩子學習目的異化， 為滿足父母要求的這種動力并不持久且不夠強大， 易出現學業倦怠等消極情緒， 從而損害學習效果。研究結果進一步佐證了家庭教養方式對于青少年能力的影響（雷浩 等， 2012）， 家庭不僅承擔著為青少年設定能力發展目標和路徑的功能， 而且通過教養方式塑造青少年為人處世的思維與行為模式， 從而決定其各類能力的具體發展程度與方向。

4.3 "女性比與受教育階段的調節作用

元回歸分析和亞組分析發現， 連續變量中女性比和分組變量中受教育階段在家庭教養方式與青少年積極發展各指標的關系中具有顯著的調節作用。具體而言， 在性別方面， 女性比越大， 家庭教養方式與青少年積極發展的相關程度就越高， 但在家庭教養方式不同類型中的相關性方向有所不同：在積極教養方式下， 女性比越大， 家庭教養方式與青少年積極發展之間的相關更偏正; 在消極教養方式下， 女性比越大， 家庭教養方式與青少年積極發展之間的相關更偏負。這說明女生更易于受到家庭教養方式的影響， 繼而影響其后續的發展狀態。可能的原因是， 女生在關系取向和情感訴求上較男生需求更大， 對家庭氛圍及教養方式具有更高的敏感性（曾練平 等， 2020 ; Chen et al.， 2018）， 因而對于父母表現出的即使是細微的情感也具有較高感知度， 并據此形成相應的積極或消極心理， 從而影響自身發展狀態。在受教育階段上， 低齡兒童通常被認為身心發展不成熟， 所以家庭教養方式對于年齡越小的青少年影響更大的結論更容易接受。但本元分析發現， 總體而言處于大學生階段的青少年發展更易受到不同類型家庭教養方式的影響， 這可能提示家庭教養方式對青少年發展的影響存在滯后效應。具體而言， 處于低齡時期的兒童內心較脆弱、心智不成熟、缺少自我防御的力量， 因此積極或消極的家庭教養方式極易對其造成相應的積極或消極心理影響。但由于在低齡階段其面臨的社會情境較為單一， 且可受到父母的直接保護， 因此家庭教養方式對兒童的身心影響尚未得以有效顯現。但隨著青少年發展至大學生階段， 開始面臨更為復雜的社會情境， 且失去了來自父母的直接保護， 因此幼年時期由家庭教養方式對其造成的積極或消極心理影響的滯后效應得以顯現， 并顯著影響其學業成就、自尊、復原力等諸多層面的發展指標。

4.4 "研究不足與展望

本研究將學業成就、復原力、自尊等三個代表性變量納入青少年積極發展的核心構念， 基于一階與二階兩個水平的元分析， 考察了家庭教養方式這一發展資源與青少年積極發展之間的關系， 為全面、深刻認識家庭教養方式的發展資源價值， 及其對青少年積極發展的整體性作用和差異性作用提供了理論視角和新的證據。

本研究也存在不足之處。首先， 在調節因素方面， 諸如獨生子女比、父母受教育水平、文化背景等因素也極有可能影響教養方式與青少年發展的關系。未來研究需進一步綜合考察這些因素在家庭教養方式影響青少年發展過程中的調節作用。其次， 根據資源稀釋理論， 資源總量一定的情況下， 家庭中的孩子數量越多， 可獲資源將會相應減少， 而獨生子女通常不會出現這樣的情況， 父母全部的關愛或偏愛較容易獲得（張錄全， 肖建偉， 2015; Blake， 1981）。但以往多數實證研究卻并未考察父母偏愛的影響， 致使偏愛的納入文獻量較少， 效果量并不顯著， 有待于未來實證研究文獻的積累。需要指出的是， 本研究納入的研究絕大部分是家庭教養方式與單一發展變量之間的關系， 未來研究有待于進一步拓展考察青少年積極發展整體性構念的研究; 青少年階段的活動場所從家庭逐漸轉向學校、社會， 生活環境和周圍刺激的復雜化和及時性反映出家庭教養方式的重要性， 這種影響可能是潛在或直接的（陳陳， 2002）。因此， 深入探究家庭教養方式對于青少年的長期影響機制及理論框架亦很有必要。最后， 本研究在檢索正式開始前并未進行預注冊， 未來將更加重視研究計劃之初的工作， 以便按研究計劃檢驗先期假設和后期檢驗的符合程度， 減少發表偏倚， 以增強元分析研究的透明度和嚴謹性。

5 "結論

本研究得出以下結論：（1）積極、消極家庭教養方式分別與青少年整體性積極發展存在中等程度正相關、較低程度負相關; （2）積極、消極家庭教養方式及其子維度分別與學業成就、自尊、復原力等青少年積極發展各核心構念存在不同程度的相關性; （3）受教育階段、女性比可在家庭教養方式與青少年積極發展的關系中發揮調節作用。

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The relationship between parenting styles and positive development

of Chinese adolescents ： A series of meta-analytic studies

TANG Tian， WANG Yu， GONG Fangying， SHI Ke， LI Xi， LIU Wei， CHEN Ning

（Institute of Psychology， Shanghai Normal University， Shanghai 200234， China）

Abstract： Previous meta-analytic studies have mostly examined the effects of family parenting styles on single variables in the structure of positive adolescent development， and no study has examined the effects of family parenting styles on the holistic conceptualization of positive adolescent development. Based on the positive adolescent development perspective， the present study included a series of meta-analyses （206 papers， 1822 independent effect sizes， and a total number of subjects up to 109， 968） with a sample of Chinese adolescents， including three variables： academic achievement， self-esteem， and resilience. The results showed that different types of family parenting styles had a significant correlation with the three core indices of positive adolescent development， positive family parenting styles were moderately and positively correlated with positive adolescent development， and negative family parenting styles were weakly and negatively correlated with positive adolescent development， and the moderating effects of female sex ratio and education stage were significant. The above results have important reference significance for comprehensively and profoundly understanding the development resource value of family parenting style under the Chinese cultural background， and further promoting the positive development of adolescents.

Keywords： family parenting styles， academic achievement， self-esteem， resilience， meta-analysis

納入元分析文獻：

學業成就納入元分析的文獻：

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