郭笑笑 高雯 董成文 夏麗帕·艾爾肯

摘 要 為了考察情感親職化（即為父母提供情感支持）和工具親職化（即承擔父母職責）在父母沖突與青少年問題行為之間的作用，采用問卷法對360名青少年進行了調(diào)查。多重中介模型擬合檢驗的結(jié)果顯示，工具親職化在父母沖突與青少年的退縮、焦慮/抑郁、攻擊和違紀之間均存在顯著的負向中介作用，但情感親職化的中介作用均不成立。這些結(jié)果表明，父母沖突越多，青少年的工具親職化越少、情感親職化越多;較少的工具親職化會導致更多的問題行為，但是情感親職化與問題行為之間無明顯關聯(lián)。

關鍵詞 父母沖突;青少年;問題行為;工具親職化;情感親職化

分類號 B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.03.006

1 問題提出

父母沖突與青少年的問題行為之間聯(lián)系緊密（Andisheh， Isabel， Matthew， & Westrupp， 2018; Breslend， Parent， Forehand， Compas， Thigpen， & Hardcastle， 2016; Lee， Wesbecher， Lee， & Lee， 2015; Simpson， 2020）。一條路徑是經(jīng)常發(fā)生沖突的父母會把較多的不良情緒帶入到親子互動中，表現(xiàn)出消極的教養(yǎng)行為，致使子女出現(xiàn)較多的內(nèi)化或外化問題（Camisasca， Miragoli， & Di Blasio， 2015; Chang， Lansford， Schwartz， & Farver， 2004; Cui & Conger， 2008）。第二條路徑是當父母發(fā)生分歧或沖突時，他們還可能會將子女卷入其中，形成親子三角關系（parent-child triangulation; Bowen， 1978; Minuchin， 1974），從而增加子女的內(nèi)化或外化問題。親子三角關系至少包括三種類型：跨代同盟、替罪羊和親職化。跨代同盟（cross-generational coalition）是指當父母發(fā)生沖突時父母一方會要求子女與之結(jié)盟來達到對抗另一方的目的（Buchanan， Maccoby， & Dornbusch， 1991; Kerr & Bowen， 1988）; 替罪羊（scapegoating）是指父母會通過照顧弱小或生病的子女，或者指責、管教有問題行為的子女，來回避彼此的沖突（Bell， Bell， & Nakata， 2001）;親職化（parentification）則是指父母沖突會致使子女忽視或壓抑自己的情感和需要，去承擔原本該由父母承擔的家庭責任或者為父母提供情感支持（Kerr & Bowen， 1988; Peris， Goeke-Morey， Cummings， & Emery， 2008）。一些研究驗證了親子三角關系在父母沖突與青少年問題行為之間的中介作用（高雯， 王玉紅， 方臻， 劉明艷， 2019; Etkin， Koss， Cummings， & Davies， 2014; Fosco & Grych， 2008; Franck & Buehler， 2007），并且發(fā)現(xiàn)這種效應主要來自于跨代同盟和替罪羊這兩種形式，但是親職化的中介作用尚不明確（高雯等， 2019; Etkin et al.， 2014）。因此，本研究旨在進一步考察親職化這種形式的親子三角關系在父母沖突與青少年問題行為之間的中介作用。

1.1 父母沖突對青少年親職化的影響

究其實質(zhì)，親職化反映了一種親子互動模式，即當父母發(fā)生沖突時兒童、青少年過早地承擔了超出自身實際發(fā)展水平的成人職責（Hooper， L'Abate， Sweeney， Gianesini， & Jankowski， 2013）。它通常包括兩種類型（Hooper & Wallace， 2010; Jurkovic， Thirkield， & Morrell， 2001）。其中，工具親職化（instrumental parentification）是指子女協(xié)助組織家庭日常生活，例如，從事清潔衛(wèi)生、照顧兄弟姐妹、烹飪;情感親職化（emotional parentification）則是指子女為父母提供情感支持或協(xié)調(diào)父母以及其他家庭成員之間的關系，例如，充當知己、爭端調(diào)解人或決策者（Hooper， 2007; Hooper， Doehler， Wallace， & Hannah， 2011）。

已有研究大多認為，父母沖突會增加子女的親職化行為。首先，根據(jù)家庭系統(tǒng)理論，當夫妻子系統(tǒng)出現(xiàn)較大問題時，為了保持家庭系統(tǒng)的穩(wěn)定， 子女會較多介入父母沖突， 承擔父母的家庭職責或者為父母提供情感支持（Jacobvitz， Riggs， & Johnson， 1999; Leon & Rudy， 2005）。其次，根據(jù)情緒安全感理論，經(jīng)常暴露于父母沖突的子女會認為父母的婚姻關系存在風險，由此產(chǎn)生的焦慮或不安全感會促使他們認為自己要采取措施去解決這些問題、從而降低他們的焦慮或不安全感（Cummings & Davies， 1996; Davies， 2002）。一些研究結(jié)果與上述兩種理論解釋相一致，即父母沖突越多、子女的親職化就越多（Borchet & Lewandowska-Walter， 2017; Leon & Rudy， 2005）。然而，也存在相反的研究結(jié)果。如果父母沖突較為嚴重且持續(xù)時間較長，子女反而會較少承擔父母職責或安撫父母情緒（鄧林園， 許睿， 方曉義， 2017; 高雯等， 2019）。

造成上述不一致結(jié)果的原因可能是沒有區(qū)分親職化的類型。工具親職化需要子女承擔家務勞動，情感親職化則需要子女提供情感支持（Titzmann， 2011）。父母沖突對兩種親職化的作用可能是不同的。當父母的婚姻關系出現(xiàn)問題時，他們更有可能為了緩解婚姻危機而向子女尋求情感支持，因而情感親職化更有可能發(fā)生（Jacobvitz et al.， 1999）。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)常暴露于父母沖突的青少年會表現(xiàn)出較多的情感親職化（Peris et al.， 2008）。當父母發(fā)生沖突時，子女還有可能去承擔一些父母的家庭職責。但是，父母沖突特別嚴重的情況下，子女為家庭付出的努力得不到父母的認可和支持（Jurkovic， Morrell， & Thirkield， 1999），因此造成的不公平感就可能使其較少采取工具親職化。因此，本研究的第一個目的就是考察父母沖突對子女工具親職化和情感親職化的不同影響。

2.2.2 青少年問題行為

采用Achenbach和Rescorla（2001）編制的《青少年自評量表》（Youth Self-Report， YSR）。 該量表共119題、 9個維度。 本研究選取焦慮/抑郁（16題）、退縮（6題）、 攻擊（19題）和違紀（11題）作為青少年問題行為的四個指標。每個題目采用3點計分， 從0（不正確）到2（通常正確）。采用四因素驗證性因素分析對問卷進行結(jié)構(gòu)效度檢驗; 刪除因子負荷小于0.30的10個題目， 最終模型擬合良好（χ2=1178.53， df=770， RMSEA=0.04， SRMR=0.05， CFI=0.91， TLI=0.90）。剩余題目的因子載荷在0.32～0.77之間。分別計算四個維度對應題目的平均分作為四種問題行為的得分， 內(nèi)部一致性α系數(shù)分別為0.89、 0.73、 0.77、 0.73。

2.2.3 親職化

采用Hooper和Wallace（2010）修訂的親職化問卷（Parentification Questionnaire， PQ）。該問卷共21題，包括情感親職化、工具親職化和感知不公平三個維度。每個題目采用5點計分，從1（強烈不同意）到5（強烈同意）。本研究選取工具親職化和情感親職化。采用兩因素驗證性因素分析對問卷進行結(jié)構(gòu)效度檢驗，刪除因子載荷小于0.30的3個題目， 最終模型擬合良好（χ2=49.13， df=25， RMSEA=0.05， SRMR=0.04， CFI=0.94， TLI=0.92）。剩余題目的因子載荷在0.33～0.74之間。計算兩個維度對應題目的平均分作為觀測得分，內(nèi)部一致性α系數(shù)分別為0.78和0.74。

2.3 統(tǒng)計分析

使用SPSS 23.0對數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計、方差分析和相關分析。使用Mplus 7.4進行驗證性因素分析和多重中介模型的數(shù)據(jù)擬合檢驗。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

由于所有數(shù)據(jù)均來源于被試的自我報告，可能存在共同方法偏差問題，因此對所有數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析并設定公因子數(shù)為1。結(jié)果顯示，該模型擬合指數(shù)不理想（χ2=6651.70， df=2345， RMSEA=0.07， SRMR=0.09， CFI=0.46， TLI=0.44），說明本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 描述統(tǒng)計、方差分析和相關分析

首先，對所有研究變量進行描述統(tǒng)計（見表1）。其次，進行年級和性別的兩因素方差分析，以檢驗二者是否對研究變量存在較多的影響（見表1）。結(jié)果顯示，父母沖突與青少年的四種問題行為均存在顯著的年級差異。進一步的事后檢驗發(fā)現(xiàn)，八年級的父母沖突顯著大于七年級，九年級與這兩個年級沒有顯著差異;七年級的四種問題行為均顯著少于八年級和九年級，后兩個年級之間的差異不顯著。青少年的退縮和焦慮/抑郁存在顯著的性別差異，女生均高于男生。年級和性別的交互作用均不顯著。再次，研究變量的相關分析結(jié)果顯示，工具親職化與父母沖突和四種問題行為之間均為顯著的負相關，情感親職化與四種問題行為的相關均不顯著，其他變量兩兩之間均為正相關（見表2）。

3.3 多重中介模型擬合檢驗

根據(jù)中介效應檢驗流程，首先以父母沖突特征作為自變量，四種問題行為同時作為因變量，將年級、性別作為控制變量，建立回歸模型。結(jié)果顯示，該模型為全模型，父母沖突特征對四種問題行為均有顯著的正向預測作用（β1=0.19， β2=0.31， β3=0.29， β4=0.31， ps<0.001）。然后，在上述回歸模型中同時加入兩類親職化作為中介變量，建立多重中介模型。該模型的整體擬合狀況良好（χ2=18.80， df=7， RMSEA=0.07， SRMR=0.04， CFI=0.98， TLI=0.92）。如圖1所示，父母沖突特征對子女四種問題行為的直接預測作用仍然顯著;工具親職化在父母沖突特征與青少年的四種問題行為之間的負向中介作用均成立;情感親職化的中介作用均不成立，雖然父母沖突特征對情感親職化有顯著的預測作用，但是情感親職化對四種問題行為的預測作用均不顯著。采用Bootstrap法（抽樣次數(shù)為1000）進行間接效應檢驗。如表2所示，工具親職化在父母沖突特征與青少年的退縮、焦慮/抑郁和違紀這三種問題行為之間的間接效應值均為0.01，在父母沖突特征與青少年的攻擊行為之間的間接效應值為0.02，95%置信區(qū)間均不包含0。

4 討論

4.1 父母沖突、親職化與青少年問題行為的基本特點

第一，由表1可知，在本研究中青少年報告的父母沖突在2“比較不符合”和3“比較符合”之間，屬于較低水平。這與以往研究使用的普通樣本保持一致（高雯等， 2019; 王明忠， 王夢然， 王靜， 2018）。另外，父母沖突的性別和年級差異不是很明顯。鄧林園等（2017）的研究發(fā)現(xiàn)了完全一致的結(jié)果，青少年感知的父母沖突相對較低，只有八年級的父母沖突顯著多于七年級，九年級與這兩個年級的差異不顯著。第二，青少年的工具親職化和情感親職化在2“比較不同意”和3“不確定”之間，也屬于較低的水平。當前我國普通家庭更加重視子女的學業(yè)狀況，較少可能讓子女參與家務勞動。第三，青少年的問題行為在0“從不如此”和1“偶爾如此”之間，較低水平的問題行為同樣與以往研究保持一致（高雯等， 2019; 管健， 孫琪， 2018）。其中，女生的退縮和焦慮/抑郁情緒顯著高于男生，這與以往研究也保持一致（李丹， 周志宏， 朱丹， 2007; 楊阿麗，方曉義，林丹華， 2002; Tu， Erath， & El-Sheikh， 2016）。青少年的問題行為普遍存在年級差異。七年級的問題行為均明顯少于八年級和九年級，后兩個年級的差異不顯著。這可能與高年級學生面臨更多的升學壓力有關。上述結(jié)果均表明，本研究的結(jié)論也適用于解釋普通家庭中的相關情況。

4.2 父母沖突對兩種親職化的不同作用

結(jié)果顯示，父母沖突對情感親職化有顯著的正向預測作用，對工具親職化有顯著的負向預測作用。這證實了研究假設，與Peris等（2008）的研究結(jié)果也保持一致。首先，父母沖突使得他們無法從配偶身上獲得情感安慰，會轉(zhuǎn)向子女尋求安慰和支持（Jacobvitz et al.， 1999）。嚴重的父母沖突會威脅家庭系統(tǒng)的完整性，也會讓子女產(chǎn)生較多的情緒不安全感，促使他們認為自己有責任采取行動去安撫父母的情緒、緩和父母的關系。其次，父母沖突的增多可能會導致子女過多承擔父母的家務職責，引發(fā)他們的消極情緒、造成僵化的親子關系（方曉義， 張錦濤， 劉釗， 2003）。當父母沖突較為嚴重時，子女可能會意識到即使自己分擔更多的家務也難以達到緩和父母沖突的效果，從而減少或放棄該種問題解決策略。

4.3 兩類親職化在父母沖突與青少年問題行為之間的不同作用

結(jié)果顯示，工具親職化在父母沖突與青少年的四種問題行為之間均存在顯著的中介作用，而情感親職化的中介作用并不成立。與研究假設一致的是，父母沖突的增加會促使子女減少工具親職化，從而增加了他們的退縮、焦慮/抑郁、攻擊和違紀。作為一個壓力源，父母沖突會使得子女想要遠離壓抑的環(huán)境，減少了承擔家務活動的行為，進而導致子女的家庭安全感缺失、在家庭中的存在感降低，更容易表現(xiàn)出更多的問題行為。相反，當父母沖突不那么頻繁、嚴重的時候，子女通過工具親職化參與分擔家庭職責（Conger et al.， 2009），有助于增強自信和責任感（Black & Sleigh， 2013），促使他們積極應對壓力事件，從而較少表現(xiàn)出問題行為（Fitzgerald et al.， 2008）。

然而，盡管持續(xù)的父母沖突會增加子女的情感親職化，但對他們的問題行為沒有明顯影響。這與研究假設并不相同。第一，以往研究對于情感親職化的作用是存在爭議的，雖然情感親職化與青少年更多的情緒困擾和問題行為有關得到了許多研究的證實（Hooper & Wallace， 2010;Shortt et al.， 2010;van Loon et al.， 2017）。不過，也有研究發(fā)現(xiàn)了情感親職化的積極作用，給予父母較多的情感支持與子女更多的自豪感、共情和更好的社交技能相關（Ponizovsky Bergelson， Kurman， & Roer-Strier， 2015），從而對其發(fā)展產(chǎn)生積極影響（Madden & Shaffer， 2016）。第二，情感親職化的后果可能是建設性的，也可能是破壞性的（Borchet & Lewandowska-Walter， 2017）。如果情感親職化得到了父母的積極反饋，例如，認可、表揚或獎勵，它就會產(chǎn)生積極影響。父母的積極反饋會讓子女感到自己是重要的、被需要的，會增強他們的自我效能感。如果父母的情感需求給子女造成了較大的壓力，以至于無法關注自己的情感需求時，情感親職化就會發(fā)揮消極作用。由此可見，未來研究可以進一步探討情感親職化的作用，考察子女所經(jīng)歷的情感親職化的后果受到哪些變量的影響或調(diào)節(jié)。

4.3 本研究的局限與未來方向

首先，從總體上看，本研究的被試來自父母經(jīng)濟收入和受教育程度在所在地區(qū)相對較高的家庭。因此，研究結(jié)果的適用性可能受到一定的限制。未來研究可以選取處于其他社會經(jīng)濟地位的青少年，對研究問題做進一步檢驗和深入討論。其次，研究數(shù)據(jù)全部來自被試的主觀報告。盡管進行了共同方法偏差檢驗，但是未來研究仍然需要采取更加客觀的研究方法進行數(shù)據(jù)搜集。再次，本研究采用橫向研究設計，使用路徑模型來擬合檢驗變量之間的關系。然而，這并不能確定變量之間的因果關系。未來研究可以采用縱向研究設計，能夠從時間上探討變量之間的因果關系。

5 結(jié)論

（1）工具親職化在父母沖突與青少年的退縮、焦慮/抑郁、攻擊和違紀四種問題行為之間的中介作用均成立，即父母沖突越多、子女的工具親職化越少、出現(xiàn)的問題行為越多。

（2）情感親職化在父母沖突與青少年的退縮、焦慮/抑郁、攻擊和違紀四種問題行為之間的中介作用均不成立，即父母沖突越多、子女的情感親職化越多，但是情感親職化與四種問題行為無顯著相關。

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