王熠霖 ，郭 菲，陳祉妍

1. 中國科學院心理健康重點實驗室(中國科學院心理研究所)（中國北京 100101）；2. 中國科學院大學心理學系（中國北京 100049）

青少年是抑郁問題的高發(fā)群體，最新的《中國國民心理健康發(fā)展報告（2019—2020）》顯示，2020年參與調查的青少年中存在抑郁癥狀的比例約為24.6%［1］。青少年面臨生理、心理的諸多變化，人際的互動會進一步加重青少年的抑郁情緒風 險［2］。而青少年時期發(fā)生的抑郁不僅對當下的成長存在不良影響，還可顯著預測成年階段的繼發(fā)抑郁［3］。因此對這一時期抑郁情緒的風險性、保護性因素及其作用機制的探索，有助于為減少和預防青少年的抑郁提供科學參考。

研究［4］表明，青少年抑郁情緒的產(chǎn)生原因及發(fā)生機制除遺傳作用之外，社會環(huán)境因素如家庭環(huán)境，特別是父母的教養(yǎng)行為也同樣重要。由于母親通常被認為是子女的主要照料人，過往研究更多是以母親為研究對象，而對父親作用的探討相對不足。然而，父親教養(yǎng)對子女的心理健康和成長發(fā)展具有獨特而重要的作用。如父子關系激活理論（activation relationship theory）認為，父親是激勵子女以積極的應對方式克服困難并應對挑戰(zhàn)的重要因素。實證研究［5］也表明，父親的教養(yǎng)參與可以預測中學生發(fā)展出更好的復原力，對青少年的心理健康產(chǎn)生積極作用。鑒于父親對青少年成長和心理健康的重要影響，有必要進一步探究這種影響的具體作用機制。

父母心理控制作為一種消極的教養(yǎng)行為對青少年的健康發(fā)展具有重要影響。心理控制是一種侵入性教養(yǎng)方式，是指家長侵擾子女的內心世界、破壞他們自主發(fā)展的控制［6-7］。心理控制嚴重妨礙青少年建立穩(wěn)定的自我安全意識，是造成其內、外化問題的重要風險因素［8］。研究表明，高水平的心理控制與子女更高程度的抑郁相關［9］；心理控制高水平的家長傾向表現(xiàn)出專斷的行為，會導致子女傾向高估社會交往中的威脅，削弱他們對社會交往的控制感，加重抑郁情緒［10］。因此本研究的焦點是考察父親心理控制對青少年抑郁的影響并探討其中的可能機制。

自我表露是指個體以口頭方式將自己的信息表露給他人，這些信息可能包括感受、日常生活軌跡或經(jīng)歷。自我表露能增進個體的自我認識，促進與他人關系的建立和發(fā)展，從而有益于自身的生理和心理健康［11-12］。但高水平的心理控制可能會增加青少年對自我表露后的風險預期［13］，造成青少年更少對父母進行自我表露［14］。對父母的自我表露減少時，可能會使青少年自覺沒有足夠能力應對沖突和負面情緒，也無法通過父母適時地獲取社會支持［15］，從而面臨更高的抑郁風險。因此，本研究假設父親心理控制可能會抑制青少年的自我表露，進一步增加青少年的抑郁風險。

如前所述，在家庭中母親與父親對子女的教養(yǎng)對心理分離結果影響是存在差異的［16］。父親對子女的影響可能也呈現(xiàn)出了與母親的相似及不同之處［17］，父親在青少年成長和發(fā)展中的作用日益得到重視［18-19］。青少年時期是抑郁問題的高發(fā)階段，對其影響因素的探究尤為重要。本研究從父親心理控制入手，考察其對青少年抑郁的影響，并探討青少年主動表露在其中可能的中介作用。對父親教養(yǎng)開展研究將為了解青少年的抑郁發(fā)生機制增加新的視角。

1 對象與方法

1.1 研究對象

對來自北京、上海、武漢、成都、合肥等地中學的662名青少年進行問卷調查，回收有效問卷556份，回收率為84.0%。其中男生227名（40.8%），女生328名，1人該項未填寫。平均年齡為（16.01±1.62）歲；獨生子女228名（41.0%），非獨生子女320名，8人該項未填寫。父親的受教育水平中，初中及以下占34.8%，高中/職高占12.2%，大專占11.1%，本科學歷占26.2%，碩士及以上學歷占15.7%。參與調查的家庭年收入分布情況：6萬元以下占27.9%，6萬~19萬元占29.8%，20萬~72萬元占25.3%，72萬元以上占17.0%。

1.2 方法

1.2.1 心理控制量表 采用 Wang等［7］修訂的父母心理控制量表（parental psychological control scale）的父親量表。該量表從引發(fā)內疚、愛的撤回及權利專斷3個子量表來測量父親的心理控制水平。量表包含18個題目，采用5點計分，從1分到5分，由青少年根據(jù)感知的父親侵入性教養(yǎng)行為進行報告，分數(shù)越高表示感知的心理控制水平越高。研究中心理控制量表的父親引發(fā)內疚、父親愛的撤回、父親權利專斷3個分量表的內部一致性信度分別為0.90、0.88、0.80。

1.2.2 青少年自我表露問卷 研究中自我表露指青少年對日常事件及行為的描述性表露，采用Stattin等［20］編制的自我表露問卷（self-disclosure scale）測量青少年對父親的自我表露程度。該問卷包含5個項目，包含表露及隱瞞2個分量表。表露分量表問題例如：“當你回家后，你是否會自然地和父親談起學校發(fā)生的事情？”“對于那些在空閑時間做的事情，你會對父親保密嗎？（反向計分）”。量表采用5點計分，“0”為“完全不符合”，“4”為“完全符合”。分數(shù)越高表示青少年對父親的自我表露程度越高。該量表的父親問卷內部一致性信度為0.75。

1.2.3 抑郁流調中心抑郁量表 采用由Radloff于1997年編制，何津等［21］修訂的流調中心抑郁量表（center for epidemiologic studies depression scale, CES-D）的簡版。該量表適合于考察青少年最近2周內的抑郁狀態(tài)。包含9個項目，采用 4 點計分，“0”為“沒有或幾乎沒有”，“3”為“幾乎一直都有”，得分越高說明抑郁程度越高。本量表由青少年自評，本研究中的內部一致性信度為0.87。

1.3 統(tǒng)計學方法

使用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行變量表述統(tǒng)計和相關分析。使用AMOS 24.0 建構結構方程模型來驗證父親心理控制與青少年抑郁的直接關系，以及對父親的自我表露在其中的中介作用。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

本研究的數(shù)據(jù)采用問卷調查法收集，由被試報告父親的心理控制、對父親的表露，并自我報告抑郁情緒，因此有可能存在共同方法偏差。為此，收集數(shù)據(jù)過程中對測量程序進行了控制：如采用匿名方式進行調查，設置反向題等。同時根據(jù)周浩等［22］提出的共同方法偏差的統(tǒng)計檢 驗，分析數(shù)據(jù)前對變量進行共同方法偏差的檢驗：采用Harman單因素檢驗法，結果顯示，共提取出15個特征根值大于1的因子，且第一個因子解釋的變異量為19.1%，小于 40%的臨界標準，表明測量中不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2.2 描述統(tǒng)計和相關性分析

相關分析結果顯示，父親心理控制及其各維度均與青少年抑郁呈顯著正相關，與青少年對父親的自我表露呈顯著負相關，青少年對父親的表露與青少年抑郁呈顯著負相關。詳見表1。圖1為父親心理控制、青少年對父親的自我表露及青少年抑郁的三維散點圖及擬合線情況。

表1 各變量的描述統(tǒng)計結果 （n=556）

2.3 結構方程模型分析

基于既往研究及對各變量間關系的分析，本研究建立了中介模型，首先在父親心理控制與青少年抑郁的關系中，考察自我表露的中介作用。經(jīng)過檢驗，父親模型的擬合指數(shù)：χ2=6.90，χ2/df=0.99，NFI=0.99，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.00，結果顯示父親模型為飽和模型，擬合良好。

各變量之間的路徑系數(shù)見圖2。分析結果顯示：父親心理控制和青少年抑郁的路徑系數(shù)顯著（P<0.001），父親心理控制與青少年對父親自我表露之間的路徑系數(shù)顯著（P<0.001），青少年對父親的自我表露又可以負向預測他們的抑郁情緒（P=0.002）。因此，在父親心理控制對青少年抑郁的影響中，自我表露部分中介了父親心理控制的作用。

2.4 中介效應顯著性檢驗

根據(jù)溫忠麟等［23］推薦的中介效應檢驗流程，采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap置信區(qū)間法進行模型建構和中介效應顯著性檢驗，通過AMOS的Bootstrap程序共重復抽樣2 000次。計算95%的置信區(qū)間（95%CI）,結果如表2所 顯示。

圖1 父親心理控制、青少年自我表露和青少年抑郁的三維散點圖

圖2 父親心理控制和青少年抑郁中介效應模型圖

表2 中介效應及95%CI

數(shù)據(jù)分析結果表明，父親模型中父親心理控制與青少年抑郁之間路徑的直接效應對應的95%CI不包括0，表明存在直接效應，父親心理控制的直接效應量占總效應的78.05%；同時，父親心理控制與青少年抑郁之間路徑的間接效應的95%CI 不包含0，表明存在間接效應，青少年自我表露的間接效應量占總效應的比值為0.09/0.41=21.95%。表明青少年對父親的自我表露水平在父親心理控制與青少年抑郁的關系間存在部分中介效應。

3 討論

本研究結果表明，父親的心理控制與青少年抑郁之間呈顯著正相關，提示父親的心理控制水平越高，青少年的抑郁水平越高。這與既往研究的父母心理控制可以正向預測青少年抑郁的結論一致［24］。根據(jù)Mahler的分離–個體化理論，青少年是分離–個體化的重要階段，此階段的主要任務是完成與父母心理上的分離，發(fā)展自主性、建立自我同一性，而自我同一性的根本在于完成自我探索。在此過程中，過度心理控制可能限制青少年的自主性探索行為，干涉分離–個體化過程的正常發(fā)展，從而影響青少年的心理健康水平，引發(fā)抑郁等內化問題［16］。本研究的結果同時表明父親的關鍵作用，父親對心理控制的使用可能更多基于對子女的成就和表現(xiàn)預期并易于引發(fā)內疚情緒。同時，父親心理控制與青少年的功能失調性獨立（dysfunctional independence）相關，當青少年感知父親采用心理控制的教養(yǎng)策略，可能會導致青少年在追尋達成個人價值時過于看重成就感和獨立，從而更少向父親尋求社會及情感支 持［25］，更易出現(xiàn)抑郁問題。

本研究發(fā)現(xiàn)，在父親心理控制對青少年抑郁的影響中，青少年對父親的自我表露起到一定的中介作用。以往研究也將自我表露視為個體心理健康的保護性因素，自我表露能增進個體的自我認識，有助于問題的解決；反之，青少年更少自我表露會使他們難以從父母取得幫助，從而對心理健康產(chǎn)生消極影響［14］。根據(jù)溝通隱私管理理論（communication privacy management），個體可能根據(jù)情景和風險–收益比來控制信息的傳播，因此青少年的表露水平可能受到父親消極嚴厲的教養(yǎng)，如心理控制的制約，當父親采取了更為侵入控制的教養(yǎng)行為時，會抑制未成年子女的主動自我表露［13］。而當青少年感知到更少的父親心理控制，形成基礎的安全感，自我表露的預期風險降低，就更易于進行自我表露［26］。這可能更有利于在青少年遇到困難時，主動表露出來獲取父母的支持和幫助。社會支持與更低的抑郁風險密切相關，家人的支持和理解有助于青少年緩解心理壓力，減少負性情緒的發(fā)生［27］。作為父親，對于青少年自我表露相關問題和內容，更傾向采用問題解決導向的回應［28］，這可能也有助于幫助子女改變對事件的認知，鼓勵子女積極地嘗試改變境遇，從而降低抑郁風險。

在東亞國家及地區(qū)的文化環(huán)境中，由于激烈的升學競爭壓力和對子女的高成功期待，撫養(yǎng)焦慮在家長中廣泛地存在，父母更傾向采取侵入性教養(yǎng)方式［29］。但是這種教養(yǎng)不僅會直接引發(fā)青少年更多的負面情緒，還會危害親子溝通，減少青少年向父母的表露，進一步對青少年的心理健康帶來消極影響。本研究結果提示，在對青少年抑郁的相關干預中，針對父母的心理控制，特別是將父親的作用納入考慮很重要。指導父母識別侵入性教養(yǎng)行為，引導降低侵入性教養(yǎng)行為的使用，利用學校資源及相關老師引導親子間構建溝通橋梁，特別是建構與父親的溝通橋梁，降低青少年對父親自我表露的風險預期，鼓勵青少年對父親的自我表露，可能有助于減輕及預防青少年的抑郁。本研究不僅有助于促進對侵入性教養(yǎng)方式影響的深入了解，也為降低青少年這一關鍵期的抑郁情緒提供了干預思路。研究結果對家庭教育及干預青少年情緒問題的探索均有不同的提示，具有一定的現(xiàn)實意義。