藺秀云　黎燕斌　張玉麟　何杰　方曉義

摘要：采用親職壓力量表和對(duì)立違抗行為表現(xiàn)評(píng)估表調(diào)查了來自北京、山東和云南三地14所小學(xué)有ODD（op-Dositional defiant disorder）行為表現(xiàn)的301名兒童及其父母。通過為期兩年的追蹤研究，采用交叉滯后分析探討了父母親職壓力與兒童的ODD行為之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）在第一年和第二年的數(shù)據(jù)中，父母親職壓力和兒童的ODD行為表現(xiàn)均存在顯著正相關(guān)；（2）第一年和第二年的父母親職壓力得分顯著正相關(guān)，同樣，兩年的兒童0DD行為表現(xiàn)得分也顯著正相關(guān)；（3）交叉滯后分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于有ODD行為表現(xiàn)的男孩來說，其父母第一年的親職壓力能預(yù)測(cè)他們第二年的ODD行為表現(xiàn)，但對(duì)于有ODD行為表現(xiàn)的女孩來說，其父母第一年的親職壓力并不能預(yù)測(cè)她們第二年的0DD行為表現(xiàn)；而不管是男孩，還是女孩，第一年的ODD行為表現(xiàn)都不能預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力。研究結(jié)果揭示出男孩父母的親職壓力可預(yù)測(cè)男孩的ODD行為表現(xiàn)，而不論是男孩或女孩的ODD行為表現(xiàn)都不能預(yù)測(cè)其父母親職壓力，說明父母親職壓力可能是男孩ODD行為表現(xiàn)的影響因素。

關(guān)鍵詞：兒童，親職壓力，ODD行為表現(xiàn)，交叉滯后分析。

分類號(hào) B849

1引言

兒童對(duì)立違抗障礙（oppositional defiant disor-der，ODD）是一組以對(duì)權(quán)威人物（authority figures）的抗拒、違抗、敵對(duì)等行為為特征的障礙（DSM-IV，American Psychiatric Association，2000），是破壞性行為障礙（disruptive behavior disorder，DBD）的一種，其表現(xiàn)包括情緒失去控制、與成人爭(zhēng)吵、易激惹、公然違抗他人等情緒和行為兩方面（Hamilton&Armando，2008）。其中，不服從權(quán)威和對(duì)抗是ODD的兩大主要行為表現(xiàn)（Kledzik，Thorne，Prasad，Hayes，&Hines，2012）。對(duì)立違抗障礙在兒童青少年中患病率較高：國(guó)外調(diào)查發(fā)現(xiàn)兒童青少年的ODD患病率為2%-16%（Gomez，Hafetz，&Gomez，2013；Lodber，Burke，Lahey，Winters，&Zera，2000）；國(guó)內(nèi)調(diào)查發(fā)現(xiàn)7-15歲兒童青少年的ODD患病率為8%（孫凌，蘇林雁，劉永忠，2001）。一般認(rèn)為ODD在男孩中更為常見，患病率高，但也有研究者指出女孩傾向于更隱蔽的攻擊行為，例如相比身體攻擊，她們更可能使用語言攻擊（Angold&Costello，1996；Steiner&Rems-ing，2007）。對(duì)立違抗障礙兒童多起病于學(xué)齡前期，且常常共患其他障礙，例如：注意力缺陷多動(dòng)障礙（attention-deficit/hyperactivity disorder，ADHD）、品行障礙（conduct disorder，CD）、焦慮（anxiety）和心境障礙（mood disorders，MD）等等（Lodher etal.，2000：陳雷音，2011）。0DD行為不會(huì)隨時(shí)間變化而明顯改善，障礙可能會(huì)一直持續(xù)到青春期。表現(xiàn)為紀(jì)律問題，并在成年期后轉(zhuǎn)化為成癮人格或反社會(huì)型人格障礙等精神癥狀（Van Goozen&Fairchild，2006）。

ODD兒童的以上特點(diǎn)使得他們?cè)谏鐣?huì)功能方面受到嚴(yán)重?fù)p害。由于ODD兒童情緒和行為常常失控，他們易與他人發(fā)生沖突，與正常兒童相比社交技能明顯不足，導(dǎo)致師生關(guān)系、同伴關(guān)系以及親子關(guān)系惡化（Hamilton&Armando，2008；Merrell，Merz，Johnson，&Ring，1992；李文琳等，2014）。在學(xué)校中，相比正常兒童，ODD兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)更差（Kledziket a1.，2012）；相比同樣學(xué)業(yè)表現(xiàn)差的學(xué)習(xí)障礙學(xué)生，們的學(xué)校適應(yīng)性更差（Skou-1os&Trvon，2007）。也有研究表明老師并不希望自己的班上有這樣的學(xué)生（TreDer，Morse，&Fer-ron，2000）。而上述功能方面的損害，尤其是關(guān)系功能方面的損害，使得ODD兒童在家庭中和父母之間沖突頻發(fā)，帶來親子關(guān)系的惡化，家庭氛圍緊張，家庭整體功能不良（Hamilton&Armando，2008；Merrell，Merz，Johnson，&Ring，1992；李文琳等，2014；藺秀云等，2013）。

以往研究表明，問題行為兒童的父母會(huì)感知到更高的親職壓力。親職壓力指的是父母在養(yǎng)育孩子的過程中感到養(yǎng)育負(fù)擔(dān)超過了他們的應(yīng)對(duì)能力時(shí)的壓力感（Abidin，1992；Abidin，1995）。有研究指出，注意力缺陷/多動(dòng)障礙兒童的母親比正常兒童的母親體驗(yàn)著更大的親職壓力（Yousefia，F(xiàn)ar，&Abdolahi-an，2011）。最近的研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)養(yǎng)家庭中有著外化行為問題的孩子的養(yǎng)父母體驗(yàn)著更大的親職壓力（Vanschoonlandt，VanDeffaeillie，VanHolen，De-Maeyer，&Robberechts，2013）。此外，癲癇兒童母親的親職壓力（Soltanifar，eta1.，2013），以及尿床兒童父母的親職壓力（De Bmyne，eta1.，2009），尤其尿床兒童母親的親職壓力，比正常兒童的父母要更高。前人研究也發(fā)現(xiàn)了ODD與父母親職壓力之間的高相關(guān)，由于ODD兒童的情緒、行為特點(diǎn)及其社會(huì)功能受損，在ODD兒童的家庭中，其父母體驗(yàn)著更高的親職壓力（Van Der Oord，Prins，Oosterlaan，&Emmelkamp，2006；Kazdin&Whitley，2003）。

而親職壓力也會(huì)對(duì)兒童問題行為有所影響。有研究者發(fā)現(xiàn)，親職壓力與父母評(píng)價(jià)的兒童問題行為水平之間有著顯著的高相關(guān)（De Bruyne，eta1.，2009）。父母親職壓力越大。越傾向于報(bào)告兒童的問題行為（Crnic，Gaze，&Hoffman，2005）。父母親職壓力一方面會(huì)影響兒童的焦慮、抑郁和緊張等內(nèi)化問題（Anthony，et a1.，2005；Crnic，Gaze，&Hoffman，2005；Kwon，2007），以及多動(dòng)、攻擊、對(duì)抗等外化行為問題（Anthony，et a1.，2005；Kwon，2007；Osborne&Reed，2009；Yeo&Teo，2013）。另一方面，父母親職壓力越高，越少采用適宜的養(yǎng)育行為，發(fā)生虐待兒童的風(fēng)險(xiǎn)越高（Curenton，MeWey，&Bolen，2009；E1-Kamarv，eta1.，2004），導(dǎo)致兒童內(nèi)化問題和外化問題行為的風(fēng)險(xiǎn)也越高（Anthony，et a1.，2005；Crnie et a1.，2005；Kwon，2007；Osborne&Reed，2009；Yeo&Teo，2013）。近來有研究提出除了來自家庭整體水平（如家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭氛圍）和個(gè)體水平（如父母的精神健康狀況、文化水平、心理控制源和兒童的氣質(zhì)、其他行為和行為問題等）的因素與兒童的ODD行為表現(xiàn)有關(guān)系外，互動(dòng)水平的因素（如包括教養(yǎng)方式、夫妻關(guān)系）也會(huì)直接影響到兒童的ODD行為表現(xiàn)，而其中父母親職壓力是一個(gè)典型的互動(dòng)水平因素（藺秀云等，2013）。

此前已有學(xué)者提出，兒童問題行為與父母親職壓力之間實(shí)際上存在著動(dòng)態(tài)雙向作用（Johnston&Mash，2001）。從家庭系統(tǒng)論的角度來看，父母的高壓力轉(zhuǎn)移到了孩子那里，而孩子通過問題行為的方式將壓力表現(xiàn)出來（Davies&Cummings，1998；Fraire&Ollendick，2013；藺秀云等，2014）。從另一角度來講，在家庭之中，父母的高壓力造成了消極緊張的家庭氛圍，并且高壓力下的父母也更少采用適宜的教養(yǎng)方式，由此激發(fā)了更多的兒童問題行為，而兒童問題行為又進(jìn)一步加重了父母壓力，最終形成了父母壓力與兒童問題行為之間的動(dòng)態(tài)雙向作用（Nichols，Sehwartz，&林丹華，2005；劉亞鵬，張光珍，梁宗保，鄧慧華，陸祖宏，2011）。

父母親職壓力水平的高低除了與上述兒童問題行為有關(guān)系外，與父母、孩子的人口社會(huì)學(xué)變量也有關(guān)系。不同性別的父母親職壓力可能不同：有研究發(fā)現(xiàn)母親的親職壓力顯著高于父親（劉莉，2012），但也有研究并沒有發(fā)現(xiàn)母親和父親親職壓力上的差異（Putniek，2008）。不同性別的孩子，其父母親職壓力也可能不同：相比女孩的母親，男孩的母親有著更大的親職壓力（Kwon，2007；劉莉，2012），這樣的差異可能是由于男孩相比女孩“天生”更具有冒險(xiǎn)性和攻擊性（Van Goozen，Cohen-Kettenis，Gooren，F(xiàn)riida，&Van De Poll，1995），從而表現(xiàn)出更多難于教養(yǎng)的行為。且中國(guó)文化背景下家庭對(duì)男孩期望更高，男孩有一些問題行為表現(xiàn)的話，家長(zhǎng)感到壓力會(huì)更大（Tang，1998；劉莉，2012）。不同年齡孩子的父母親職壓力也有所不同，但在嬰兒期和童年期總體具有相對(duì)穩(wěn)定性（Crnieet a1.，2005；劉亞鵬等，2011）。

綜上所述，以往研究探索了父母親職壓力與兒童問題行為的關(guān)系：親職壓力會(huì)受到兒童問題行為的影響，親職壓力也會(huì)對(duì)兒童問題行為有所影響。但親職壓力和兒童ODD之間是否存在著動(dòng)態(tài)雙向作用（Johnston&Mash，2001），目前缺乏追蹤數(shù)據(jù)考察這種長(zhǎng)期的作用效果。另一方面，父母親職壓力與兒童問題行為是否會(huì)受到不同性別父母、不同性別兒童的影響，這種不同性別的影響是否會(huì)體現(xiàn)在這種動(dòng)態(tài)雙向的作用中也不得而知。所以本研究針對(duì)ODD兒童這種本身對(duì)立違抗的兒童，通過兩年追蹤數(shù)據(jù)的交叉滯后分析探討兒童的父母親職壓力與ODD行為表現(xiàn)的動(dòng)態(tài)雙向關(guān)系，以及這種動(dòng)態(tài)雙向關(guān)系是否受到性別兒童的影響。具體到這種動(dòng)態(tài)雙向的關(guān)系，探究第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)是否可以預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力，和第一年的父母親職壓力是否可以預(yù)測(cè)第二年的兒童ODD行為表現(xiàn)：此外，本研究將進(jìn)一步探究父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)之間的動(dòng)態(tài)雙向關(guān)系在不同性別ODD行為表現(xiàn)兒童上是否不同。本研究假設(shè)：（1）第一年的父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)顯著正相關(guān)，第二年的父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)也顯著正相關(guān)；（2）第一年的父母親職壓力能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力，同樣第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)也能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的兒童ODD行為表現(xiàn)；（3）第一年的父母親職壓力能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的ODD行為表現(xiàn)，同樣，第一年的ODD行為表現(xiàn)也能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力：（4）與女孩相比，男孩的各項(xiàng)預(yù)測(cè)都要比女孩的預(yù)測(cè)力更強(qiáng)。

2研究方法

2.1被試

本研究取樣來自北京市、山東省、云南省三個(gè)地區(qū)共14所小學(xué)的總計(jì)7966名兒童。為了選取具有ODD行為表現(xiàn)的兒童，首先由班主任依據(jù)ODD評(píng)估表提名班里具有ODD行為表現(xiàn)的兒童，共提名412名：然后，由2名臨床心理學(xué)家、學(xué)校心理健康老師與班主任老師一起，一一核查ODD行為表現(xiàn)并確認(rèn)符合條件的被試，從提名的412名兒童中最終評(píng)估出有ODD行為表現(xiàn)的兒童380名；接著，根據(jù)確認(rèn)的有ODD行為表現(xiàn)的兒童，給兒童和父母發(fā)放知情同意書，以獲得兒童和父母同意參加研究，共有360名兒童和他們的父母同意參加；最后，對(duì)同意參加研究的兒童及其父母分別進(jìn)行測(cè)查，發(fā)放兒童問卷、父母問卷和教師評(píng)價(jià)兒童問卷各360份，最終有329名有ODD行為表現(xiàn)的兒童和他們的父母完成了問卷。在第二年的追蹤中，共追蹤到了301名的兒童和他們的父母。追蹤到的兒童與流失的兒童在性別和ODD行為表現(xiàn)上均不存在顯著差，獨(dú)立樣本￡檢驗(yàn)結(jié)果分別為：t（325）=-1.51，p>0.05；t（327）=0.82，p>0.05；在年齡上兩組存在著顯著差異，追蹤到的兒童M=9.49，SD=1.60，流失的兒童M=10.19，SD=1.55，t（315）=2.17，p<0.05，但兩組的兒童年齡皆在最可能患ODD的年齡段內(nèi)。因此，以這301名具有ODD行為表現(xiàn)的兒童及其父母為本研究被試。

在這301名兒童和及其父母中，共210名男孩，89名女孩，另有2名未填寫性別，兒童第一年平均年齡為9.57歲（SD=1.58）；共84名父親，194名母親填寫了問卷，另有23名未填寫性別，父親第一年平均年齡為38.60歲（SD=5.27），母親第一年平均年齡為36.72歲（SD=4.23）。

2.2測(cè)量工具

2.2.1對(duì)立違抗障礙兒童癥狀篩查表

根據(jù)DSM-IV（Diagnostic and Statistical Man-ual of Mental Disorders 4th ed.，Text Revision）關(guān)于對(duì)立違抗障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)（APA，2000），用以評(píng)估兒童是否有ODD行為表現(xiàn)，由班主任、臨床心理學(xué)家和學(xué)校心理健康老師共同完成。評(píng)估表共8個(gè)項(xiàng)目，如“經(jīng)常主動(dòng)對(duì)抗或拒絕聽從成人的要求或規(guī)則”、“經(jīng)常故意惹惱他人”，以1=“是”、0=“否”計(jì)分，符合條目中1條及1條以上即為對(duì)立違抗障礙行為表現(xiàn)兒童，即ODD行為表現(xiàn)兒童。

2.2.2父母親職壓力

由親職壓力量表（parenting stress index，PSI）測(cè)量（Abidin，1990；Abidin，1995），該量表由父母填寫完成。共36題，分為3個(gè)維度：養(yǎng)育愁苦（parenting distress）

（共12道題）、親子互動(dòng)失調(diào)（parent-child dysfunctional interaction）

（共12道題）和兒童困難特質(zhì)（difficult child）

（共12道題）。親職壓力得分為3個(gè)分維度分?jǐn)?shù)相加，得分越高，親職壓力越大。本研究中分維度養(yǎng)育愁苦、親子互動(dòng)失調(diào)和兒童困難特質(zhì)的內(nèi)部一致性信度系數(shù)α值為分別是0.84，0.87，0.89，總量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)α值為0.93。

采用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)對(duì)84名父親和194名母親的第一年和第二年的父母親職壓力評(píng)分進(jìn)行分析。結(jié)果顯示均沒有顯著的差異：第一年t（276）=0.714，第二年t（276）=-0.708，所以后續(xù)分析中將父親和母親的父母親職壓力評(píng)分合在一起統(tǒng)計(jì)。

2.2.3對(duì)立違抗障礙兒童癥狀評(píng)估表（父母評(píng)估表）

同教師填寫的對(duì)立違抗障礙癥狀表一樣，由父母一方填寫對(duì)立違抗障礙兒童癥狀（根據(jù)DSM-IV關(guān)于對(duì)立違抗障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)，共8個(gè)項(xiàng)目，以“是”、“否”計(jì)分）。由于DSM-IV提出ODD行為表現(xiàn)在家庭環(huán)境中行為表現(xiàn)大致穩(wěn)定，但在學(xué)校環(huán)境中與家庭中的表現(xiàn)并不一致（APA，1994），而本研究也更為關(guān)注家庭方面的因素，因而以父母評(píng)價(jià)的ODD行為表現(xiàn)作為本研究的研究變量。得分越高，說明兒童的ODD行為表現(xiàn)越多。

同樣，對(duì)84名父親和194名母親的第一年和第二年對(duì)立違抗障礙兒童行為表現(xiàn)評(píng)分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果也均沒有顯著的差異：第一年t（276）=-0.151，第二年t（276）=-0.070，所以后續(xù)分析中將父親和母親的對(duì)立違抗障礙癥狀評(píng)分合在一起統(tǒng)計(jì)。

2.3施測(cè)程序

對(duì)于第一年的被試，在確定被試要涵蓋中國(guó)的北部、中部和南部之后，再采用方便取樣的方式聯(lián)系北京、山東和云南各學(xué)校的心理健康教師，獲得學(xué)校心理健康老師同意參加后。之后由心理健康教師向各班的班主任發(fā)送研究邀請(qǐng)函和知情同意書。在獲得班主任同意參加后，進(jìn)行之后的研究。在各合作學(xué)校，首先，對(duì)兒童ODD行為表現(xiàn)的評(píng)定由學(xué)校心理健康教師、2名臨床心理學(xué)家研究人員和同意參加的各班班主任一起完成，選出各班有ODD行為表現(xiàn)的兒童（排除有智力障礙的兒童）。然后，由各班的班主任與篩選出的兒童和其父母聯(lián)系，向父母發(fā)送研究邀請(qǐng)函和知情同意書（包括父母參加研究的知情同意書和同意兒童參加研究的知情同意書）。最后，對(duì)同意參加研究的兒童及父母發(fā)放問卷進(jìn)行施測(cè)。教師評(píng)估兒童問卷由班主任在其辦公室完成（在學(xué)校心理健康教師和2名臨床心理學(xué)家研究人員的指導(dǎo)下）。父母問卷由各班主任交給父母，父母在家里完成（要求一名父母完成問卷；父母可以保留問卷一星期以充分完成問卷）。問卷完成后，向被試發(fā)放禮品以示感謝。對(duì)于第二年的被試，在施測(cè)的一年后，再次聯(lián)系第一年的被試參與第二年的追蹤研究，要求由第一年完成問卷的父親或者母親再次完成問卷。

2.4數(shù)據(jù)分析

使用SPSS22.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和統(tǒng)計(jì)分析。數(shù)據(jù)分析之前，利用Harman單因素方法（Aulakh&Gencturk，2000）檢驗(yàn)問卷是否存在共同方法偏差。對(duì)第一年所有由父母填寫的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有項(xiàng)目析出的第一個(gè)因子只解釋了方差的29.74%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。對(duì)第二年所有由父母填寫的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有項(xiàng)目析出的第一個(gè)因子只解釋了方差的31.06%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此，不存在共同方法偏差。之后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析：首先，對(duì)兒童和父母的人口社會(huì)學(xué)變量和研究的父母親職壓力和父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)這兩個(gè)變量進(jìn)行了描述性分析和差異性分析（t檢驗(yàn)）；接著，采用Pearson相關(guān)分析分析兩個(gè)變量的相關(guān)性：最后，使用回歸分析和交叉滯后分析的方法對(duì)兩個(gè)變量之間的準(zhǔn)因果關(guān)系進(jìn)行了探究分析。

3結(jié)果分析

3.1父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的兩年追=蹤比較

對(duì)ODD行為表現(xiàn)兒童的父母親職壓力、ODD行為表現(xiàn)第一年與第二年的得分進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在父母親職壓力上，第一年得分為94.87（20.25），第二年得分為91.13（20.94）。兩年相比有顯著差異，t（300）=3.55，p<0.000：在ODD行為表現(xiàn)上，第一年得分為2.32（2.44），第二年得分為1，83（2，18），兩年相比有顯著差異，t（300）=3.99，p<0.000。與第一年相比，親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年的得分下降顯著。

由于不同性別兒童可能對(duì)親職壓力有所影響，不同性別兒童的ODD行為表現(xiàn)評(píng)價(jià)得分可能有所不同，所以對(duì)不同性別兒童的父母親職壓力和ODD行為表現(xiàn)也進(jìn)行兩年比較，做獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示.

表1顯示，在第一年和第二年的數(shù)據(jù)中，男女生在父母親職壓力上均沒有顯著差異，而在ODD行為表現(xiàn)上。兩年均是男孩顯著高于女孩。后續(xù)將兒童性別轉(zhuǎn)化成虛擬變量納入分層回歸中進(jìn)行控制。表1還顯示，與第一年相比，男孩第二年的父母親職壓力和他們的ODD行為表現(xiàn)均有顯著的下降，分別是t（209）=3.49，p<0.001，t（209）=3.54，p<0.001：而女孩第二年的父母親職壓力和他們的行為表現(xiàn)均沒有顯著下降，t（88）=1.02，p>0.05，t（88）=1.74，p>0.05。

3.2父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的相關(guān)分析

采用Pearson相關(guān)分析ODD行為表現(xiàn)兒童兩年中父母親職壓力、ODD行為表現(xiàn)的相關(guān)情況。結(jié)果如表2所示。

從表2上可以看出，第一年親職壓力與第二年親職壓力之間的相關(guān)系數(shù)為0.61（p<0.001），第一年父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)得分和第二年父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)得分之間的相關(guān)系數(shù)為0.57（p<0.001）。第一年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關(guān)系數(shù)為0.59（p<0.001），第二年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關(guān)系數(shù)為0.55（p<0.001）。對(duì)第一年與第二年親職壓力之間的相關(guān)系數(shù)和第一年與第二年父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)得分之間的相關(guān)系數(shù)，以及第一年與第二年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行Z分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化檢驗(yàn)是否有差異。檢驗(yàn)結(jié)果表明相關(guān)系數(shù)之間并無顯著差異（前者的Z=0.75，p=0.45；后者的Z=0.72，p=0.47），表明兩者之間的關(guān)系具有一定穩(wěn)定性，保證了交叉滯后分析的前提為一致性（synchronic-ity）和穩(wěn)定性（stationarity）

（Kenny，1975）。其中一致性一般可由在前后兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)分別對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行同時(shí)測(cè)量得到支持，而穩(wěn)定性則由影響變量的因素的強(qiáng)度和方向不隨時(shí)間變化這一點(diǎn)來支持（即第一年與第二年兩個(gè)變量之間的相關(guān)相近），并不要求變量具有不變性（stability），因而可以對(duì)本研究的數(shù)據(jù)進(jìn)一步進(jìn)行交叉滯后分析。

3.3父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的交叉滯后分析

根據(jù)方差分析和相關(guān)分析的結(jié)果，采用線性回歸進(jìn)行交叉滯后分析。

首先，考察第一年父母親職壓力對(duì)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)的預(yù)測(cè)。先將兒童性別作為第一層變量引入回歸方程，以控制其影響；然后將第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)引入回歸方程，控制ODD行為表現(xiàn)穩(wěn)定性的影響：接下來再將第一年的父母親職壓力引入回歸方程：最后，將各自變量間的交互作用依次引入回歸方程。結(jié)果表明，僅兒童性別和第一年父母親職壓力的交互作用項(xiàng)可以顯著預(yù)測(cè)第二年的ODD行為表現(xiàn)（β=-0.634，p<0.05）。其他主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均未達(dá)到顯著。

然后，考察第一年兒童的ODD行為表現(xiàn)對(duì)第二年的父母親職壓力的預(yù)測(cè)。同樣，先將兒童性別作為第一層變量引入回歸方程，以控制其影響；然后將第一年的父母親職壓力引入回歸方程，控制父母親職壓力穩(wěn)定性的影響：接下來再將第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)引入回歸方程：最后。將各自變量間的交互作用依次引入回歸方程。結(jié)果表明，第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力（β=0.649，p<0.001），兒童性別可以預(yù)測(cè)顯著第二年父母親職壓力（β=0.535，p<0.05）。其他主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均未達(dá)到顯著。

從以上結(jié)果來看，交互作用表明性別在親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)作用，參考前人的做法（Aiken&West，1991；劉俊升，2012）。將男孩、女孩分開進(jìn)行分析。先控制第一年ODD行為表現(xiàn)，再以第一年父母親職壓力為自變量，以第二年兒童ODD行為表現(xiàn)為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于男孩，第一年兒童ODD行為表現(xiàn)可以顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)（β=0.416，p<0.001），第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)（B=0，199，p<0.01）。對(duì)于女孩，第一年兒童ODD行為表現(xiàn)可以顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)（β=0.732，p<0.001），而第一年父母親職壓力則無法顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)。

仍將男孩、女孩分開分析。先控制第一年父母親職壓力，再以第一年ODD行為表現(xiàn)為自變量，以第二年父母親職壓力為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于男孩，第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力（β=0.642，p<0.001），第一年兒童ODD行為表現(xiàn)無法顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力。對(duì)于女孩，第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力（β=0.494，p<0.001），第一年兒童ODD行為表現(xiàn)無法顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力。

將男孩、女孩分開進(jìn)行交叉滯后分析的結(jié)果如圖1和圖2所示。結(jié)果表明。對(duì)男孩來說，父母第一年的親職壓力可能顯著預(yù)測(cè)第二年男孩的ODD行為表現(xiàn)，而對(duì)女孩來說。父母第一年的親職壓力則無法顯著預(yù)測(cè)女孩第二年的ODD行為表現(xiàn)。

4討論

本研究發(fā)現(xiàn)：父母親職壓力和ODD行為表現(xiàn)得分兩年均各自相關(guān)顯著，但在第二年里得分均有顯著降低；ODD行為表現(xiàn)兒童的父親和母親在親職壓力和對(duì)兒童ODD行為表現(xiàn)評(píng)價(jià)上并不存在顯著差異：第一年的父母親職壓力可以預(yù)測(cè)第二年的男孩的ODD行為表現(xiàn)，但無法預(yù)測(cè)第二年女孩的ODD行為表現(xiàn)；無論是女孩還是男孩，他們第一年的ODD行為表現(xiàn)都無法預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力。研究結(jié)果證實(shí)了研究假設(shè)l、2、4，證明了父母親職壓力對(duì)兒童的ODD行為表現(xiàn)有顯著影響：部分的證實(shí)了研究假設(shè)3，沒能證實(shí)ODD行為表現(xiàn)對(duì)父母親職壓力的預(yù)測(cè)。

4.1父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年顯著下降但相對(duì)穩(wěn)定

父母評(píng)價(jià)兒童的ODD行為表現(xiàn)在第二年里有顯著降低，這種顯著下降主要體現(xiàn)在男孩中，這可能是由于本研究中兒童來自1-5年級(jí)，平均年齡為9.57歲（SD=1.58），而ODD發(fā)病最高峰在9-10歲（CosteHo，Mustillo，Erkanli，Keeler，&Angold，2003），隨著兒童年齡增長(zhǎng)一歲，一年之后的再測(cè)中父母評(píng)價(jià)的ODD行為表現(xiàn)出現(xiàn)了顯著降低。也有可能隨著孩子具有ODD行為表現(xiàn)的時(shí)間延長(zhǎng)，父母逐漸適應(yīng)了孩子的問題行為，評(píng)價(jià)的分?jǐn)?shù)相應(yīng)的低了。此外，盡管ODD行為表現(xiàn)的父母親職壓力和父母評(píng)ODD行為表現(xiàn)在第二年出現(xiàn)了顯著下降，但父母親職壓力和兒童的ODD行為表現(xiàn)在第一年和第二年評(píng)分之間存在著顯著的高相關(guān)，第一年和第二年的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)之間存在顯著的高相關(guān)。所以，雖然父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年中有明顯下降的趨勢(shì)，但這種下降呈現(xiàn)出相對(duì)穩(wěn)定，并沒有超出異常，仍舊具有一定穩(wěn)定性。