王歆逸 劉思含 伍新春**

（1.北京師范大學心理學部，北京 100875；2.閩江師范高等?？茖W校人文與管理學院，福州 350108）

1 引言

依戀理論認為，孩子在與父母的長期互動中形成了親子依戀（Ma &Huebner，2008），而親子依戀也會對青少年心理適應(yīng)產(chǎn)生巨大的影響（Brumariu &Kerns，2010）。親子沖突作為親子依戀的功能性組成部分（Caffery&Erdman，2000），一方面會受到父母教養(yǎng)的影響，另一方面也會影響青少年的心理發(fā)展結(jié)果，也就是說，親子沖突可能在過度教養(yǎng)和青少年抑郁間起中介作用。實證研究也提供了相關(guān)證據(jù)。一方面，研究者認為，父母對青少年自主的干涉會引起親子沖突（Hadiwijaya et al.，2017），而低自主權(quán)給予正是過度教養(yǎng)的特征之一。另一方面，親子沖突與青少年抑郁正相關(guān)（Low，2021），親子沖突營造了不良的家庭環(huán)境，使青少年的抑郁水平加劇。

不過，以往研究通常將父母作為一個整體研究，而家庭系統(tǒng)理論認為，父子和母子子系統(tǒng)存在本質(zhì)區(qū)別（Minuchin，1985），同時考慮父親和母親是有意義的。具體來看，前人研究表明，母親過度教養(yǎng)要顯著高于父親（Scharf et al.，2017），且相比于父親，母親過度教養(yǎng)與孩子發(fā)展后果的關(guān)系更為緊密（Schiffrin et al.，2019）。同時，研究表明，母子沖突，而不是父子沖突，會在父母變量與青少年抑郁間起到中介作用（Smith et al.，2019）。因此，本研究擬在同一個模型中探索父子/ 母子沖突在父親/ 母親過度教養(yǎng)與青少年抑郁之間的中介作用。

此外，過度教養(yǎng)的相關(guān)研究通常只考察青少年晚期和成年早期的個體，過度教養(yǎng)在個體發(fā)展的各個時期都存在（Segrin et al.，2012）。青春期是個體生物功能、自我認知和社會能力高速發(fā)展的時期，通常分為三個階段：早期（10～12 歲）、中期（13～15歲）和晚期（16～18 歲）（Sumter et al.，2009）。過度教養(yǎng)對不同發(fā)展階段青少年的影響可能不同。例如，與在晚期發(fā)現(xiàn)的消極結(jié)果不同，有研究者認為過度教養(yǎng)對處在發(fā)展早期青少年的非學業(yè)發(fā)展而言可能是有益的（Gagnon et al.，2021），也有研究發(fā)現(xiàn)過度教養(yǎng)與中期青少年的積極發(fā)展結(jié)果正相關(guān)（Leung et al.，2021）。這表明過度教養(yǎng)在早期和中期可能是一種積極的教養(yǎng)方式，而在晚期，隨著青少年自主性的增強，過度教養(yǎng)的作用就變得消極。同時，親子沖突對情緒的影響在早期更加突出（Branje，2018），隨著情緒穩(wěn)定性的提升，這種影響會逐漸削弱。因此，本研究擬在機制探索的基礎(chǔ)上，比較中介模型的發(fā)展性差異。

基于上述研究，本研究提出過度教養(yǎng)、親子沖突和青少年抑郁三者關(guān)系的中介模型（如圖1 所示），研究假設(shè)如下：（1）親子沖突中介了過度教養(yǎng)和青少年抑郁的關(guān)系（2）過度教養(yǎng)對青少年抑郁的影響在早期和中期是負向的，而在晚期是正向的。（3）親子沖突的中介作用在早期最強。

圖1 假設(shè)模型

2 方 法

2.1 研究對象

采用方便取樣，共2345 名青少年參與調(diào)查，排除未與父母同居的被試后，共2041 人納入研究。數(shù)據(jù)收集使用線上平臺進行，錯漏填的問卷無法提交，因此不存在缺失值。被試年齡范圍在10～18 歲，平均年齡為14.11±2.42 歲，其中47.4%是男生，55.4%是獨生子女。由于數(shù)據(jù)收集時間是2020 年春季，有82.2%的被試居家學習，因此是否返校也在后續(xù)分析中被控制。

2.2 研究工具

2.2.1 過度教養(yǎng)

采用蔣獎等人（2010）修訂的父母教養(yǎng)方式問卷的過度保護維度對過度教養(yǎng)進行測量。這一維度包括8 個項目（如“我覺得爸爸/ 媽媽干涉我做的任何一件事”），采用里克特4 點計分，得分越高，代表過度教養(yǎng)的水平越高。父親版問卷Cronbach’sα系數(shù)為0.72，母親版問卷Cronbach’sα系數(shù)為0.76。

2.2.2 親子沖突

《說文·山部》：“，山骨也，從山網(wǎng)聲?！薄啊彪`定作?！墩滞āど讲俊罚骸埃瑢咀?。”改變構(gòu)件布局圖式，字又作?！督?jīng)典文字辨證書·山部》：“，正；崗，俗。”因聲符“網(wǎng)”訛作“”，“”便簡作“岡”。如唐《凈善塔銘》作，唐《石經(jīng)》作。調(diào)查字書及碑刻文字，“岡”字的形體演變主要表現(xiàn)在如下三個方面。

選用方曉義等人（2003）編制的親子沖突問卷測量親子沖突頻率。該問卷包括8個項目，分別詢問被試與父母在學業(yè)、家務(wù)和交友等方面的沖突頻率，使用里克特5點計分，得分越高，代表親子沖突的頻率越高。該問卷父親版和母親版的Cronbach’sα系數(shù)均為0.94。

2.2.3 抑郁癥狀

采用Zung（1965）編制的抑郁自評量表測量青少年抑郁癥狀。該量表共有20 個項目（如“我覺得悶悶不樂，情緒低沉”），使用里克特4 點計分，得分越高，代表抑郁癥狀水平越高。量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.69。

2.3 研究程序

使用在線平臺“問卷星”進行數(shù)據(jù)收集。研究團隊在獲得了問卷發(fā)放許可后，將問卷鏈接發(fā)送給青少年。問卷首頁呈現(xiàn)了知情同意書，其中詳細說明了研究目的。研究材料和程序得到了倫理委員會的批準。數(shù)據(jù)回收后，使用SPSS 20.0 和Mplus 8.0進行數(shù)據(jù)分析。

2.4 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素檢驗進行共同方法偏差檢驗。結(jié)果表明，第一公因子的方差解釋率為26.2%，小于30%，因此本研究受共同方法偏差的影響較小。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

相關(guān)分析的結(jié)果表明（見表1），研究變量兩兩顯著正相關(guān)，這初步支持了研究假設(shè)。是否返校和親子沖突顯著負相關(guān)，性別和青少年抑郁顯著負相關(guān)，是否獨生和年齡與親子沖突和抑郁均顯著負相關(guān)。因此，將青少年年齡、性別、是否獨生和是否返校作為控制變量。

表1 父母過度教養(yǎng)、親子沖突和青少年抑郁的相關(guān)和描述性統(tǒng)計

方差分析表明，父親過度保護在早中晚期無顯著差異，母親過度保護、母子沖突、父子沖突和青少年抑郁在早期顯著低于中期和晚期（Fs＞3.53，ps＜0.05）。全樣本中，母親過度教養(yǎng)顯著高于父親（t=12.35，p＜0.001），母子沖突顯著高于父子沖突（t=3.55，p＜0.001）。分發(fā)展階段后，僅早期的父子和母子沖突差異不顯著，其余時期母親過度教養(yǎng)和母子沖突相比于父親都顯著較高（ts＞2.92，ps＜0.01）。

3.2 父母過度教養(yǎng)的中介模型：總體規(guī)律

對父母過度教養(yǎng)、親子沖突和青少年抑郁的關(guān)系進行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗。模型（見圖2a）擬合較為理想（χ2/df=2.08，CFI=1.00，TLI=0.99，RMSEA=0.02，SRMR=0.02）。父親過度教養(yǎng)與父子沖突正相關(guān)（β=0.37，SE=0.03，p＜0.001），母親過度教養(yǎng)與母子沖突正相關(guān)（β=0.39，SE=0.03，p＜0.001）。父子沖突和母子沖突均與青少年抑郁正相關(guān)（β=0.13，SE=0.04，p=0.001；β=0.22，SE=0.04，p＜0.001）。父母過度教養(yǎng)與青少年抑郁的直接相關(guān)在納入中介變量后仍然顯著（β=0.08，SE=0.03，p=0.01；β=0.12，SE=0.03，p＜0.001）。

圖2 父母過度教養(yǎng)、親子沖突和青少年抑郁的關(guān)系模型

采用Bootstrap 檢驗進行中介效應(yīng)檢驗，當95%置信區(qū)間不包括0 的時候，中介效應(yīng)顯著，使用R2med 代表中介效應(yīng)量。如表2 所示，父子沖突中介了父親過度教養(yǎng)與青少年抑郁的關(guān)系，母子沖突中介了母親過度教養(yǎng)與青少年抑郁的關(guān)系。模型解釋了青少年抑郁21%的變異，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的43%。

表2 中介模型的置信區(qū)間與效應(yīng)量

3.3 父母過度教養(yǎng)的中介模型：發(fā)展性差異

首先，進行多組中介模型檢驗（王濟川等，2011），三組模型的擬合良好（早期：χ2/df=1.60，CFI=1.00，TLI=0.98，RMSEA=0.03，SRMR=0.02；中期：χ2/df=1.25，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.02，SRMR=0.02；晚期：χ2/df=1.00，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.002，SRMR=0.02）。其次，限定組間測量模型相等，自由估計模型的擬合良好（χ2（df=18）=23.17，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.02，SRMR=0.02）。最后，進一步限定路徑系數(shù)相等，限制模型的擬合顯著差于自由估計模型（χ2（df=34）=50.70，CFI=1.00，TLI=0.99，RMSEA=0.03，SRMR=0.03，Δχ2=27.53，Δdf=16，p=0.04），這表明中介模型存在發(fā)展性差異。

圖2b、2c、2d 顯示了發(fā)展性差異結(jié)果。在青少年早中晚期，父親過度教養(yǎng)與父子沖突正相關(guān)（β=0.31，SE=0.06，p＜0.001；β=0.41，SE=0.04，p＜0.001；β=0.39，SE=0.05，p＜0.001），母親過度教養(yǎng)與母子沖突正相關(guān)（β=0.24，SE=0.06，p＜0.001；β=0.47，SE=0.04，p＜0.001；β=0.39，SE=0.04，p＜0.001），母 子沖突與青少年抑郁正相關(guān)（β=0.22，SE=0.07，p=0.002；β=0.20，SE=0.07，p=0.004；β=0.23，SE=0.07，p=0.001）。在早期和中期，母親過度教養(yǎng)與青少年抑郁正相關(guān)（β=0.16，SE=0.06，p=0.006；β=0.16，SE=0.05，p=0.001）。父子沖突與青少年抑郁的正相關(guān)僅在早期顯著（β=0.18，SE=0.07，p=0.01），母親過度教養(yǎng)與父子沖突的正相關(guān)僅在中期顯著（β=0.09，SE=0.04，p=0.03），父親過度教養(yǎng)與青少年抑郁的正相關(guān)僅在晚期顯著（β=0.13，SE=0.05，p=0.004）。早中晚期的模型分別解釋了22%、20%和20%青少年抑郁的變異。如表2 所示，母親過度教養(yǎng)的中介模型在三個發(fā)展階段均顯著，而父親過度教養(yǎng)的中介模型僅在早期顯著。

4 討論

前人研究驗證了過度教養(yǎng)對初顯成年人的危害（Love et al.，2020），但僅有部分研究關(guān)注了年齡更小的青少年群體。本研究的結(jié)果拓展了過度教養(yǎng)消極影響的年齡范圍。親子沖突中介了父母過度教養(yǎng)和青少年抑郁的關(guān)系，過度教養(yǎng)的父母采取了阻礙了青少年自主性發(fā)展的教養(yǎng)行為（夏宇娟，孔繁昌，2021），使親子間產(chǎn)生更頻繁的沖突，從而與更高水平的抑郁相關(guān)。值得注意的是，先前研究大多僅關(guān)注母親或?qū)⒏改缚礊檎w（如Cui et al.，2019），而本研究在父親群體中也驗證了中介模型。這可能是由于近年來父親更多地參與到教養(yǎng)中（Yogman &Eppel，2022），作為家庭系統(tǒng)的重要部分，父親也對青少年發(fā)展起到了無可替代的作用。然而，全樣本模型中并未發(fā)現(xiàn)父母間的相互影響，這可能是由于青少年家庭正處于不斷調(diào)整變化的時期，家庭中的父母相互影響僅會在青少年特定發(fā)展階段存在（Zou&Wu，2020）。

過度教養(yǎng)的中介模型在青少年早中晚期差異顯著。與假設(shè)不同的是，在早期和中期，過度教養(yǎng)也具有消極影響。除了測量方式不同帶來的誤差外，另一種解釋是，發(fā)現(xiàn)過度教養(yǎng)積極影響的研究選取的是積極變量（Leung et al.，2021），而本研究選取的青少年抑郁是消極變量。這意味著過度教養(yǎng)可能具有“雙刃劍”效應(yīng)，可能會同時促進青少年積極和消極的發(fā)展結(jié)果。在青少年早中晚期，母親過度教養(yǎng)的中介模型均顯著。母親作為孩子的主要照顧者（伍新春等，2012），在青少年發(fā)展的任意階段都會起到關(guān)鍵作用。而父親過度教養(yǎng)的中介模型則存在發(fā)展性差異。在早期，父子沖突的中介作用顯著。這可能是因為早期是青春期的開始，父親需要調(diào)整教養(yǎng)行為以適應(yīng)青少年發(fā)展，若仍進行過度教養(yǎng)，其消極影響將更加顯著（Longmore et al.，2013），如親子沖突增加（Leung，2021），進而加劇青少年抑郁；在中期，父親過度教養(yǎng)和父子沖突的影響不顯著，但母親過度教養(yǎng)對父子沖突的影響顯著。這可能是由于青少年中期是家庭快速變化的不穩(wěn)定期（Marcynyszyn et al.，2008），此時父母需要重新協(xié)調(diào)分工，父親教養(yǎng)的作用會較?。↙eung，2021）；在晚期，父親過度教養(yǎng)的影響顯著，但父子沖突的中介作用不顯著。青少年此時面臨升學壓力，更需要家庭支持，因此父母雙方的教養(yǎng)都有重要作用（Zou &Wu，2020）。然而，盡管父子沖突達到了頂峰，但它不再具有中介效應(yīng)，這可能是由于在青少年晚期，孩子具有了更強的適應(yīng)能力。根據(jù)中國“嚴父慈母”的傳統(tǒng)家庭思想（周丹等，2016），父親在家中的形象一般是嚴肅的，他們并不是孩子主要情感支持的來源，因此和父親之間的沖突不會對青少年抑郁產(chǎn)生影響。同時，在這一時期，父親過度教養(yǎng)和青少年抑郁之間可能存在其他中介變量，如自我效能感（Reed et al.，2016）等，值得進一步探討。

盡管本研究取得了一定的成果，但仍然存在不足。首先，問卷是青少年主觀報告的，可能會受到回憶偏差和社會贊許性的影響。未來研究可以采用多主體報告、觀察法或?qū)嶒灧ㄟM行測量。其次，本研究是橫斷設(shè)計，這使我們無法研究變量間的因果關(guān)系。未來研究可以收集縱向數(shù)據(jù)，采用交叉滯后分析進一步探索三者的關(guān)系。再次，本研究的數(shù)據(jù)收集在疫情隔離期間進行，父母和青少年相處時間增長，過度教養(yǎng)對青少年抑郁的影響可能被放大，這一結(jié)果在非隔離時期是否成立還需要進一步驗證。最后，研究樣本來自中國大陸，家庭結(jié)構(gòu)和模式受到中國文化的影響，研究結(jié)果能否外推到其他文化的樣本中暫時無法證明。未來研究可以進一步探索三者關(guān)系的文化差異。

5 結(jié)論

父子沖突中介了父親過度教養(yǎng)與青少年抑郁的關(guān)系，母子沖突中介了母親過度教養(yǎng)與青少年抑郁的關(guān)系。父親過度教養(yǎng)的中介模型僅在青少年早期顯著，而母親過度教養(yǎng)的中介模型在青少年早中晚期均顯著。