楊 靜

（興義民族師范學院， 貴州 興義 562400）

民族地區(qū)青少年母親養(yǎng)育方式的結構及特征研究

楊 靜

（興義民族師范學院， 貴州 興義 562400）

采用整群抽樣的方法在中小學抽取2375名中小學生，利用問卷對其進行測試。以探索及驗證民族地區(qū)青少年母親養(yǎng)育方式的結構及發(fā)展特點。結果按照結構方程模型、層面理論和最小空間法，青少年母親養(yǎng)育方式問卷包括五個因子：情感溫暖理解、過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認和偏愛被試。問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.847，五個因子的累積方差貢獻率為42.611%。母親較多偏愛被試的養(yǎng)育方式，同時積極和消極養(yǎng)育方式并存。青少年母親養(yǎng)育方式部分因子在年級、學習成績、性別、民族、排行、家庭所在地、家庭經(jīng)濟、父母親文化和畢業(yè)打算方面均出現(xiàn)了顯著差異。青少年母親養(yǎng)育方式問卷具有較高的信度和效度，青少年母親養(yǎng)育方式在人口學變量方面有不同的特點。

青少年；母親養(yǎng)育方式；結構特點

Abstract:The structure and characteristics research about adolescent mother's parenting style in ethnic minority areas were to explored and verified.The cluster sampling method was used to investigate 2375 adolescent from primary and secondary schools.According to structure equation model,facet theory and the smallest space method,adolescent mother's parenting style questionnaire was composed by five factors which included emotional warmth understanding,excessive interference protection,punish severely,deny and preference.Internal consistency coefficient of the questionnaire was 0.847,the four factors explained 42.611%of the total variance.Mothers used preference parenting style more,positive and negative parenting styles coexisted at the same time.On grade,academic record,gender,nation,ranking,family locating,family economic,father mather education background and graduation intention,significant difference appeared in adolescent mather's parenting style.Adolescent mother's parenting style questionnaire has high reliabilityand validityand adolescent mother's parentingstyle has different characteristics in terms ofdemographic variables.

Key words:adolescent;mother's parentingstyle;structure characteristic

一、問題提出

母親養(yǎng)育方式是指母親在養(yǎng)育子女過程中穩(wěn)定的態(tài)度和行為方式。母親的養(yǎng)育方式影響青少年自我概念[1]，應對方式[2]，是青少年的心理健康[3]和人格傾向[4]等的重要影響因素。積極的母親養(yǎng)育方式會促進青少年自我意識的完善成熟，對自我有理性的認知，保持良好的心態(tài)，有利于健全人格的塑造。而消極的母親養(yǎng)育方式降低青少年的自尊心，對自我有消極的定義，容易產(chǎn)生心理問題和自殺意念[5]，繼而影響人格的健全性。

通過文獻查找發(fā)現(xiàn)，目前研究民族地區(qū)青少年母親養(yǎng)育方式的問卷及特征方面的研究較少，所以對該領域進行探索研究，為指導塑造積極的母親養(yǎng)育方式和親子關系提供一定的借鑒作用。

二、研究方法

1.被試

2015年4月采用整群抽樣的方法在貴州黔西南州中小學共抽取被試2500人，有效被試2375人。男生1106人，女生1269人。被試來自于小學四年級到高中三年級，被試年齡為9-22歲之間，平均年齡13.72±2.542歲。

2.研究工具

基于岳東梅等修訂的父母教養(yǎng)方式評價問卷（EMBU）中的母親教養(yǎng)方式問卷[6]，問卷四級計分（1-4），分數(shù)越高，表示母親的養(yǎng)育方式對青少年的作用越大。由于岳冬梅修訂的該問卷各因子項目太多，測試時易引起被試的厭倦出現(xiàn)作偽傾向，在本文中重新探索和驗證了該問卷的因子分布，簡版問卷共39個項目，簡版問卷Cronbach’s α系數(shù)為0.847，五個因子的方差解釋率為42.611%。

3.數(shù)據(jù)處理

用 SPSS15.0、AMOS 7.0和 HUDAP6.0對數(shù)據(jù)進行管理與分析。全文顯著性水平為0.05，雙側檢驗。

三、結果與分析

1.區(qū)分度分析

首先按照計算總分，根據(jù)總分取前后27%進行高低分組，高低27%的分數(shù)點分別為136分和159分。運用獨立樣本t檢驗，檢驗各個項目在高低組間的差異是否達到顯著。結果表明在積極和消極應對因子中，66個項目均達到0.05以上的顯著性水平，表明這些項目具有較高的區(qū)分度可以進行下一步的分析。

檢驗66個項目與總分的相關，相關系數(shù)范圍為r=-0.121-0.505，刪除相關系數(shù)小于0.3的項目16 個 ：9、20、23、26、31、32、34、43、44、50、51、53、56、61、64、65，剩余 50 個項目（r＞0.3）的同質性較強，區(qū)分度良好，予以保留。

2.因素分析

（1）探索性因素分析

將樣本中奇數(shù)序號的數(shù)據(jù)用于探索性因素分析，偶數(shù)序號的數(shù)據(jù)用于驗證性因素分析。在探索性因素分析中樣本的KMO=0.921，證明適合因素分析，Bartlett’s球形檢驗 χ2 值為 16067.588，df=1225，p=0.000＜0.001，表明數(shù)據(jù)相關矩陣間有共同因素存在，可以進行進一步的因素分析。

用主成分分析法抽取特征值大于1的因素，采用極大方差旋轉的方法，50個項目得到了10個因子解，異于最初結構，10個因子方差累積貢獻率為49.063%。根據(jù)量表原始結構限定為5個因子，5個因子方差累積貢獻率為37.853%。根據(jù)因素分析理論及問卷編制的實際經(jīng)驗，本研究中刪除因素負荷小于0.40和項目共同度小于0.30的項目，刪除在兩個因子上均有負荷的項目，同時每個因子不能少于3 個項目，項目 1，5，7，10，11，12，14，16，19，40，59 被刪掉，最終剩余39個項目。39個項目進行探索，KMO=0.920，Bartlett’s 球 形 檢 驗 χ2 值 為12849.312，df=741，p=0.000＜0.001，五個因子方差累積貢獻率為42.611%。五個因子對應的特征值分別為：6.699、5.725、1.703、1.320 和 1.172，貢獻率分別為17.176%、14.680%、4.366%、3.384%和3.005%。根據(jù)各因子內(nèi)包含的項目內(nèi)容，把五個因子分別命名為：懲罰嚴厲、拒絕否認、過分干涉保護、偏愛被試和情感溫暖理解。

（2）2正式問卷的結構驗證

①結構方程模型驗證

采用AMOS7.0軟件建立結構方程模型，用偶數(shù)序號的數(shù)據(jù)進行模型驗證性因素分析，以判斷模型對數(shù)據(jù)的擬合程度。在青少年母親養(yǎng)育方式五個因子的模型中，各擬合指標較好，基本符合統(tǒng)計要求[7]，表明模型對數(shù)據(jù)有較好的擬合度和穩(wěn)定性。

②層面理論和最小空間法驗證

根據(jù)層面理論將青少年母親養(yǎng)育方式分為兩個層面。A層面包括五個元素：a1情感溫暖理解、a2過分干涉保護、a3懲罰嚴厲、a4拒絕否認和a5偏愛被試。B層面包括兩個元素：b1積極養(yǎng)育和b2消極養(yǎng)育。運用HUDAP6.0軟件中的最小空間分析法（SSA）分析青少年母親養(yǎng)育方式的多維結構和維度數(shù)的選擇。在本文中SSA利用二維的方法呈現(xiàn)了青少年母親養(yǎng)育方式的層面結構圖。A和B層面的異化系數(shù)均為0.10821，A層面的區(qū)域指數(shù)均為0.908，B層面的區(qū)域指數(shù)為1.000。上述擬合指標都達到了統(tǒng)計標準[8]，證明用最小空間法進行驗證是可行的。

A層面圖中能清晰的看出層面中的五個因子呈模塊化結構分布（圖1），即五個因子之間是順序關系而不是平行關系，證明這五個因子不具有相同的地位，位于結構圖中心的偏愛被試因子在青少年母親養(yǎng)育方式中居于主要位置，說明存在一定的普適性。根據(jù)結構圖中呈現(xiàn)的因子位置關系，說明青少年母親養(yǎng)育方式的五個因子按重要性排序為：偏愛被試＞情感溫暖理解＞過分干涉保護＞懲罰嚴厲＞拒絕否認。五個因子的區(qū)域界限非常清晰，歸屬于同一因子的項目聚集在同一區(qū)域，說明這些項目同質性非常強，能良好的代表同一因子含義。

B層面圖能清晰的看出層面中的兩個因子呈極化結構分布（圖2），即兩個因子之間是平行關系而不是順序關系，證明這兩個因子具有相同的地位。

圖1 A層面結構圖

圖2 B層面結構圖

AB合成圖能清晰的看出A、B兩個層面中的因子劃分均成立（圖3），從不同層面代表了母親養(yǎng)育方式的心理特質。

圖3 AB層面合成圖

3.青少年母親養(yǎng)育方式量表的信度和效度分析

本研究總問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.847，青少年母親養(yǎng)育方式五個因子結構較清晰、各項目的因子負荷均大于0.40，兩個因子總方差解釋率為42.611%。每一個因子項目含義具有同質性和代表性，五個因子結構方程模型和最小空間模型擬合指標均良好，表明問卷的結構效度較好。各因子間的皮爾遜相關系數(shù)范圍為r=-0.180-0.668，說明該問卷的結構效度良好。

4.青少年母親養(yǎng)育方式特征

（1）青少年母親養(yǎng)育方式的年級差異

母親情感溫暖理解、過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認、偏愛被試在年級上均出現(xiàn)了顯著差異。在母親情感溫暖理解因子方面，四年級、五年級、初一、高一和高三學生的得分顯著高于初二和初三學生的得分；在過分干涉保護因子方面，五年級學生的得分顯著高于初二、初三和高三學生的得分；在懲罰嚴厲因子方面，四年級和五年級學生的得分顯著高于初一、初三和高中的學生得分；在拒絕否認因子方面，高三學生的得分顯著低于小學階段和初一及初二學生的得分；在偏愛被試因子方面，高三學生的得分顯著高于小學階段、初中階段學生的得分，高一及高二學生的得分顯著高于五年級、六年級及初中階段學生的得分。

（2）青少年母親養(yǎng)育方式的成績差異

母親情感溫暖理解、偏愛被試在學習成績上均出現(xiàn)了顯著差異。在母親情感溫暖理解因子方面，學習成績優(yōu)秀和良好的學生得分顯著高于中等學生，且均顯著高于學習成績不好的學生；在母親偏愛被試因子方面，學習成績優(yōu)秀和良好的學生得分均顯著高于學習成績中等和不好的學生得分。

（3）青少年母親養(yǎng)育方式的性別差異

母親過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認在性別上均出現(xiàn)了顯著差異，均為男生得分顯著高于女生得分。

（4）青少年母親養(yǎng)育方式的民族差異

母親情感溫暖理解和偏愛被試在民族上出現(xiàn)了顯著差異，均為布依族學生得分顯著高于漢族學生的得分。

（5）青少年母親養(yǎng)育方式的排行差異

母親情感溫暖理解、過分干涉保護、偏愛被試在排行上均出現(xiàn)了顯著差異。母親情感溫暖理解、偏愛被試方面，均為獨生子女的得分顯著高于其他排行的學生得分；在過分干涉保護因子方面，獨生子女的得分顯著高于排行中間和最小的學生得分。

（6）青少年母親養(yǎng)育方式的所在地差異

母親情感溫暖理解、過分干涉保護、偏愛被試在家庭所在地上均出現(xiàn)了顯著差異。均為農(nóng)村學生的得分顯著低于城鎮(zhèn)學生的得分。

（7）青少年母親養(yǎng)育方式的家庭經(jīng)濟差異

母親情感溫暖理解、偏愛被試在家庭經(jīng)濟上均出現(xiàn)了顯著差異。在母親情感溫暖理解因子方面，家庭經(jīng)濟很好的學生得分顯著高于困難和特困的學生得分；在偏愛被試方面，均為家庭經(jīng)濟很好的學生得分顯著高于其他家庭經(jīng)濟的學生得分，且家庭經(jīng)濟一般的學生得分顯著高于特困學生的得分。

（8）青少年母親養(yǎng)育方式的父親文化差異

母親情感溫暖理解、過分干涉保護和偏愛被試在父親文化上出現(xiàn)了顯著差異。均為母親文化水平為小學以下的學生得分顯著低于母親文化為初中以上的學生得分。

（9）青少年母親養(yǎng)育方式的母親文化差異

母親情感溫暖理解、過分干涉保護、偏愛被試在母親文化上出現(xiàn)了顯著差異。在母親情感溫暖理解、偏愛被試方面，母親文化水平為小學以下的學生得分顯著低于母親文化水平為初中以上的學生得分；在母親過分干涉保護因子方面，母親文化水平為小學以下的學生得分顯著低于大?；虼髮Ｒ陨系膶W生得分。

（10）青少年母親養(yǎng)育方式的畢業(yè)打算差異

母親情感溫暖理解、懲罰嚴厲、拒絕否認、偏愛被試在畢業(yè)打算上出現(xiàn)了顯著差異。在母親情感溫暖理解因子方面，畢業(yè)打算繼續(xù)讀書的學生得分顯著高于其他畢業(yè)打算的學生得分；在母親懲罰嚴厲因子方面，畢業(yè)打算為打工的學生得分顯著高于其他畢業(yè)打算的學生得分；在母親拒絕否認因子方面，畢業(yè)打算為繼續(xù)讀書的學生得分顯著低于畢業(yè)打算為打工和不知道的學生得分；在母親偏愛被試因子方面，均為畢業(yè)打算繼續(xù)讀書的學生得分顯著高于畢業(yè)打算為學技能和不知道的學生得分。

四、討論

1.青少年母親養(yǎng)育方式因子結構及層面圖解釋

本文運用結構方程模型和層面理論最小空間法通過各種心理學指標驗證了青少年母親養(yǎng)育方式包括五個因子：情感溫暖理解、過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認和偏愛被試。同時采用層面理論及最小空間法，也驗證了問卷的雙層面結構。在A層面中，五個因子（情感溫暖理解、過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認和偏愛被試）呈模塊化結構分布，位于結構圖中心的偏愛被試因子在青少年母親養(yǎng)育方式中居于主要位置，說明青少年的母親較為呵護偏愛。在B層面中，問卷又可以分為兩個因子（積極養(yǎng)育和消極養(yǎng)育），它們呈極化結構分布，說明母親既采用積極的也采用消極養(yǎng)育方式。

2.量表信效度

量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.847，各項目的因子負荷均大等于0.40，五個因子方差累積解釋率為42.611%。五個因子結構方程模型和最小空間法雙層面模型擬合指標均良好，表明量表的結構效度較好。

3.青少年母親養(yǎng)育方式的人口學特征討論

（1）青少年母親養(yǎng)育的年級差異討論

母親養(yǎng)育方式五個因子在年級上均出現(xiàn)了顯著差異，基本規(guī)律為初二和初三學生體驗到較少的母親情感溫暖理解，五年級學生體驗到更多的過分干涉保護和懲罰嚴厲，高三學生得到較少的拒絕否認和更多的偏愛。出現(xiàn)上述情況原因可能在于初二和初三學生正處于自我意識轉變、自我認同及升學的關鍵期，存在一定的叛逆抑制性行為和壓力心理，認為母親不是傾訴的最優(yōu)對象，自動拉大與母親間的心理距離，體驗到較少的母親溫暖和理解[9][10]。五年級學生相對來說年級較小，母親對其關注較多，對其各種事情進行指點和建議，同時對于錯誤行為進行嚴厲懲罰。高三學生處于人生關鍵轉折點，即將進行高考，對其寄予厚望的母親對他們有更多關心和偏愛，積極解決他們碰到的問題，對其進行肯定。

（2）青少年母親養(yǎng)育的學習成績差異討論

母親情感溫暖理解、偏愛被試在學習成績上均出現(xiàn)了顯著差異，基本規(guī)律為學習成績越好的學生感受到越多的母親溫暖理解，原因在于這些學生自身學習成績優(yōu)秀，可能會實現(xiàn)家庭的期望和給母親帶來榮譽，所以會得到母親更多的偏愛。

（3）青少年母親養(yǎng)育的性別差異討論

母親過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認在性別上均出現(xiàn)了顯著差異，均為男生得分顯著高于女生得分。原因可能在于由于性別角色原因，男生相對來說性格較為外向，較易出現(xiàn)過激行為，所以母親平時對其監(jiān)護較為寬泛，教育較為嚴格，對其外化問題行為[11]多進行批評和懲罰，這些不良的教養(yǎng)方式使男生感受到更多的拒絕和否認。此處結果異于周梅的研究[12]，她認為母親除了對女生有更多的偏愛，在其他因子方面，對男女生間的教養(yǎng)方式?jīng)]有顯著的差異。

（4）青少年母親養(yǎng)育的民族差異討論

母親情感溫暖理解和偏愛被試在民族上出現(xiàn)了顯著差異，均為布依族學生得分顯著高于漢族學生的得分，原因可能在于布依族由于傳統(tǒng)文化的原因，文化傳承強調家庭和睦，家人互相幫助，通過節(jié)日等形式形成深厚的情感紐帶，母親和子女間溝通較為開明，一定程度上培養(yǎng)了青少年的創(chuàng)造性人格[13]，且弱化漢族推崇的父母權威的傳統(tǒng)文化模式。

（5）青少年母親養(yǎng)育的排行差異討論

和其他排行的學生相比，獨生子女的學生感受到了更多母親情感溫暖理解，對被試的偏愛和過分干涉保護，原因可能在于獨生子女是家庭中父母愛和希望的寄托，由于對子女滿懷期望，所以對他們更多的關心和呵護，盡力滿足他們的需求，同時擔心意外事情的發(fā)生，母親也對子女的一舉一動有更多的關注，對其不適當?shù)男袨檫M行干涉，創(chuàng)造一個安全的環(huán)境，對子女進行良好的保護，使其身心健康發(fā)展。此處結果不相同于張曉潔等的研究[1]，她們認為獨生子女和非獨生子女在母親養(yǎng)育方式方面沒有差異。

（6）青少年母親養(yǎng)育的家庭所在地差異討論

和城鎮(zhèn)學生相比，農(nóng)村學生感受到了更少的母親情感溫暖理解、偏愛及來自于母親的過分干涉保護。此處結果不相同于張曉潔等的研究[1]，她們認為農(nóng)村學生會得到更多的母親溫暖呵護和理解。

（7）青少年母親養(yǎng)育的家庭經(jīng)濟差異討論

和其他家庭經(jīng)濟條件的學生相比，家庭經(jīng)濟越好的學生感受到了更多的母親情感溫暖理解、偏愛，原因可能在于家庭經(jīng)濟好的母親一般人生閱歷較為豐富、視野和心胸較為寬闊、文化程度較高[14]，能用細膩的情感行為和語言關懷子女，對他們的成長進行細心的呵護和心理上的疏導，所以他們的子女感受到了更多的母親關懷溫暖、理解和愛。

（8）青少年母親養(yǎng)育方式的父親文化差異討論

和父親文化為初中以上的學生相比，父親文化水平為小學以下的學生感受到較少的母親情感溫暖理解、偏愛和過分干涉保護。原因可能在于父親文化水平越低的學生的母親，一般文化水平也較低，不能給予子女有效的指導，自身理解能力及語言表述能力欠缺，不能和子女進行良好的情感溝通和呵護。他們忙于勞作，無暇顧及子女的學習和心理，對其干涉較少，不能形成積極的親子關系[15]。

（9）青少年母親養(yǎng)育的母親文化差異討論

和其他母親文化水平的學生相比，母親文化水平為小學以下的學生感受到了更少的情感溫暖理解、偏愛和過分干涉保護。原因可能在于低水平文化的母親可能對應較低水平的事業(yè)成就，多數(shù)從事體力勞動，生活較為艱辛[14]，沒有更多的時間和精力和子女進行有效情感溝通、交流和各方面的保護，也無暇或沒有響應能力對子女其他方面進行更多的干涉。

（10）青少年母親養(yǎng)育的畢業(yè)打算差異討論

母親情感溫暖理解、懲罰嚴厲、拒絕否認、偏愛被試在畢業(yè)打算上出現(xiàn)了顯著差異，基本規(guī)律為畢業(yè)打算繼續(xù)讀書的學生體驗到了更多來自于母親的情感溫暖理解和偏愛及更少的拒絕否認，畢業(yè)打算為打工的學生體驗到了更多的母親懲罰嚴厲。出現(xiàn)上述情況原因可能在于畢業(yè)打算繼續(xù)讀書的學生代表了家庭地位階層向上流動的希望的可能，所以承載更多家庭中的期盼，母親對他們有更多的關懷理解和愛護偏愛，盡量滿足他們的各種需要，期望創(chuàng)造一個良好的環(huán)境，使他們實現(xiàn)夢想。而畢業(yè)打算為打工的學生相對來說，不太喜歡讀書，希望通過將來的打工進行謀生和渴望更多的了解外面的世界，而社會中充滿了很多不確定的風險因素，所以母親也對這些子女的選擇擔憂，害怕他們受到傷害。因此這些母親在平時和子女的互動中有更多的嚴厲，對于他們的一些早期穩(wěn)定的內(nèi)化問題行為進行懲罰[16]，缺失適宜的引導和溝通。

五、結論

1.按照結構方程模型和層面理論最小空間法，從A層面來說，青少年母親養(yǎng)育方式包括五個因子：情感溫暖理解、過分干涉保護、懲罰嚴厲、拒絕否認和偏愛被試，從B層面來說，青少年母親養(yǎng)育方式包括兩個因子：積極養(yǎng)育和消極養(yǎng)育。問卷具有較高的信度和效度，可以作為測試的有效工具。母親較多偏愛被試的養(yǎng)育方式，同時積極和消極養(yǎng)育方式并存。

2.青少年母親養(yǎng)育方式部分因子在年級、學習成績、性別、民族、排行、家庭所在地、家庭經(jīng)濟、父母親文化和畢業(yè)打算方面均出現(xiàn)了顯著差異。

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責任編輯：張 軍

The Structure and Characteristics Research about Adolescent Mother's Parenting Style in Ethnic Minority Areas

YAGN Jing
（Xingyi Normal Universityfor Nationalities,Xingyi,Guizhou,562400 China）

1009—0673（2016）06—0058—06

B844.2

A

2016—11—30

2014年黔西南州科技局課題成果（課題編號：2014-1）。

楊靜（1981— ），女，貴州遵義人，興義民族師范學院講師，吉林大學心理學系在讀博士，研究方向：發(fā)展與教育心理學,記憶心理學。