父亲抑郁对幼儿问题行为的影响：教养效能感和教养方式的中介作用 *

李甜甜 顾吉有 徐鹤文

(山东师范大学教育学部，济南 250014)

1 引言

幼儿期（3～7 岁）是个体身心发展非常迅速的时期，该时期的幼儿开始由家庭进入学校，身心的急剧变化及外在环境的日益复杂易使幼儿出现问题行为（彭春燕, 储长山, 刘成先, 郭磊,2018），如学习问题、品行问题及焦虑、攻击等内外化问题（丁树琴, 2012）。问题行为通常会对个体的发展产生不利影响（董会芹, 2017），如社会适应能力较差（Burt, Obradović, Long, & Masten,2008），青春期甚至成年期物质滥用等不良行为的发生几率增加（Timmermans, van Lier, & Koot, 2008）。

在幼儿问题行为的产生发展过程中，来自父母的相关因素具有关键而持久的影响（徐慧, 张建新, 张梅玲, 2008）。其中，父亲的情绪状态（如抑郁）对幼儿问题行为的影响近年来受到研究者的密切关注。一方面，抑郁是幼儿父亲常见的情绪问题之一，发病率介于3%～12%，高于普通男性（Blazer, Kessler, McGonagle, & Swartz, 1994； Davé,Sherr, Senior, & Nazareth, 2008； Sherr, Davé, Lucas,Senior, & Nazareth, 2006）；另一方面，随着时代的发展，父亲的责任逐渐从养家糊口向联合养育转变（Almeida, Wethington, & McDonald, 2001）。与母亲对儿童的日常照料不同，父亲多借助“打闹游戏”（rough and tumble play）对儿童进行独特教养（John, Halliburton, & Humphrey, 2013）。得益于与父亲的游戏互动（Davé et al., 2008），幼儿能够学会管理和调节愤怒等消极情绪，降低问题行为出现的可能（Hong & Han, 2020； Paquette, Carbonneau,Dubeau, Bigras, & Tremblay, 2003）。但抑郁的父亲不仅很少与幼儿互动，也难以在互动过程中为幼儿提供积极支持和有效指导（Cummings, George,Koss, & Davies, 2013； Sethna, Murray, Edmondson, Iles, &Ramchandani, 2018），由此引发幼儿问题行为。Cheung 和Theule（2019a）对373 项实证研究的元分析表明，父亲抑郁与儿童外化问题显著相关。控制了母亲抑郁的影响后，父亲抑郁仍能显著正向预测幼儿问题行为的发生发展（Kane & Garber,2009）。根据抑郁传递的整合模型（Goodman &Gotlib, 1999），父亲抑郁可能会通过其消极认知、情感、行为以及给幼儿营造的压力性生活环境等家庭途径导致幼儿消极的适应结果。本研究拟从家庭环境层面探讨父亲抑郁对幼儿问题行为的作用机制。

回顾以往研究，教养方式可能在父亲抑郁与幼儿问题行为的关系中发挥重要中介作用。教养方式是指父母在抚养子女的日常活动中所表现出来的一种对待孩子的固定的行为模式和行为倾向（陈陈, 2002）。父亲的积极教养方式（如支持和情感温暖）能够预测幼儿今后积极的发展结果（Herbert,Harvey, Lugo-Candelas, & Breaux, 2013）；而父亲的厌恶、专制等消极教养会引发幼儿更多的外化问题（Chen, Wu, Chen, Wang, & Cen, 2001； Ren & Zhang,2018）。此外，根据父母教养过程模型（Belsky,1984），父亲心理健康是其教养行为的直接影响因素。探讨父亲抑郁与自身教养行为关系的元分析也表明，抑郁的父亲更偏向于消极教养而非积极教养（Cheung & Theule, 2019b； Wilson & Durbin, 2010）。综上，本研究推测抑郁会导致父亲积极教养的减少和消极教养的增加，进而引发幼儿问题行为。

为什么抑郁的父亲更倾向于使用消极教养而非积极教养呢？换言之，父亲抑郁如何影响自身教养方式呢？近年来，教养效能感作为父母教养能力的核心认知成分受到研究者广泛关注。教养效能感（parental self-efficacy）是指父母对自身养育角色胜任能力的自我感知以及对自己积极影响子女行为和发展能力的信念（Teti & Gelfand, 1991）。根据社会认知理论（Bandura, 1989），高水平的教养效能感意味着父亲相信自己有能力与儿童沟通互动、表达情感支持以及明确限制儿童行为（Kim &Shin, 2013； Vance & Brandon, 2017），而抑郁的父亲通常伴随较低水平的教养效能感（Heerman, Taylor,Wallston, & Barkin, 2017），在处理幼儿问题时倾向于采用逃避、粗暴专制等消极教养方式，较少采用温暖接纳等积极教养方式，最终造成儿童适应问题（Rominov, Giallo, & Whelan, 2016； Shim & Lim,2019）。据此，本研究推测教养效能感是影响父亲教养方式的重要认知变量，抑郁的父亲所伴随的低教养效能感导致其加强消极教养方式和减少积极教养方式，进而增加幼儿问题行为。不仅如此，父亲教养效能感与其“设限”（setting up the limitations）能力密切相关，低水平的教养效能感会削弱这种能力（Kim & Shin, 2013），导致幼儿问题行为持续甚至加剧。因此，父亲抑郁可能还会通过降低自身的教养效能感增加幼儿问题行为。

综上所述，本研究拟选取并考察父亲教养效能感这一认知因素和父亲教养方式这一行为因素在父亲抑郁与幼儿问题行为间的作用，假设父亲教养效能感和教养方式不仅分别在父亲抑郁与幼儿问题行为间起中介作用，且能够在父亲抑郁与幼儿问题行为间起链式中介作用。

2 研究方法

2.1 被试

选取济南市5 所市区幼儿园332 名3～7 岁幼儿的父亲，剔除部分缺失、填写不全等无效问卷后，共回收310 份有效问卷，有效率为93.37%。其中独生幼儿172 名，非独生幼儿138 名；男孩154 名，女孩156 名；幼儿平均年龄为5.02±0.93 岁，父亲平均年龄为36.11±4.91 岁。

2.2 研究工具

2.2.1 流行病调查中心抑郁量表

采用流行病调查中心抑郁量表（Center for Epidemiological Studies-Depression Scale, CES-D）（Radloff, 1977）测查父亲抑郁症状的频繁程度。量表共20 个项目，分为躯体症状与活动迟滞、抑郁情绪、积极情绪和人际4 个维度，4 级计分，从0 表示“从不或几乎不”到3 表示“总是”。得分越高，表明父亲的抑郁水平越高。该量表适用于中国人群（章婕等, 2010）。本研究中，该量表的Cronbach’s α 系数为0.81。

2.2.2 父母教养效能感量表

采用Ngai，Chan 和Holroyd（2007）修订的父母教养能力感量表（Parenting Sense of Competence Scale, PSOC）中的父母教养效能感分量表测查父亲对自身养育角色胜任能力的自我感知情况。该分量表共8 个项目，6 级计分，从1 表示“非常不同意”到6 表示“非常同意”，得分越高，表明父亲教养效能感越高。相关研究表明，该量表在中国被试群体中信效度较好（张晓, 李龙凤, 白柳, 陈英和, 2017）。本研究中，该分量表的Cronbach’s α 系数为0.65。

2.2.3 父母教养方式评价量表

采用父母教养方式评价量表（父母版）（刘培培, 2014）测查父亲教养方式。原始量表共52 个项目，含民主关怀、专制粗暴、宽容理解、情感联系和管教引导5 个维度，5 级计分，从1 表示“完全不符合”到5 表示“完全符合”，以各维度及总问卷的条目总分来代表相应的教养方式水平。本研究中，民主关怀、专制粗暴、宽容理解、情感联系、管教引导维度的Cronbach’s α 系数分别为0.87、0.80、0.73、0.70、0.37。考虑到管教引导维度的信度过低，本研究使用民主关怀、专制粗暴、宽容理解和情感联系四个维度，总问卷的Cronbach’s α 系数为0.91。

2.2.4 儿童问题行为问卷

采用Conners 儿童行为问卷（Parent Symptom Questionnaire, PSQ）（Goyette, Conners, & Ulrich,1978）评定幼儿情绪和问题行为出现的频率。该问卷包括品行问题、学习问题、心身障碍、冲动-多动、焦虑和多动指数六个维度，共48 个题目，由父亲根据孩子最近半年的情况进行评定，4 级计分，从0 表示“完全不”到3 表示“总是”，各维度的平均分为对应儿童问题行为的得分。总分越高，表明儿童问题行为越严重。相关研究表明，该量表在中国儿童群体中信效度较好（唐慧琴, 忻仁娥, 徐韬园, 1993）。本研究中，该量表的Cronbach’s α 系数为0.89。

2.3 研究程序

本研究施测前已征得被试本人同意，以幼儿班级为单位对幼儿父亲进行集体施测，施测结束后当场回收问卷。采用SPSS20.0 和Amos22.0 进行统计分析。

2.4 共同方法偏差控制与检验

采用“不可测量潜在方法因子检验”对数据共同方法偏差进行检验，结果如表1所示。模型拟合没有发生显著改变（Δχ2/Δdf=0.91,p＞0.05；ΔRMSEA=0, ΔGFI=0, ΔCFI=0.01, ΔSRMR=0.01），说明加入共同方法偏潜变量的模型拟合程度与原模型没有显著差异（Cheung & Rensvold, 2002），因此本研究的共同方法偏差不明显。

表 1 验证性因素分析拟合指标

3 结果

3.1 各变量的描述统计和相关分析

如表2所示，父亲抑郁、幼儿问题行为、父亲专制粗暴和情感联系两两之间显著正相关，父亲教养效能感、父亲民主关怀和宽容理解两两之间显著正相关，父亲抑郁、幼儿问题行为、父亲专制粗暴和情感联系分别与父亲教养效能感、父亲民主关怀和宽容理解显著负相关，0.24＜|r|s＜0.80，ps＜0.01。

表 2 各变量的描述统计和相关分析

3.2 教养效能感和教养方式在父亲抑郁与幼儿问题行为间的中介作用

构建以父亲抑郁为自变量，幼儿问题行为为因变量，父亲教养效能感和教养方式各维度为中介变量的链式中介模型，以考察父亲教养效能感和教养方式的具体维度在父亲抑郁与幼儿问题行为间的中介作用。为排除幼儿性别和是否独生可能带来的影响，将二者作为控制变量纳入模型进行分析。结果显示，幼儿性别和是否独生的效应在所有模型中均不显著（ps＞0.05）。各模型的标准化路径系数如图1所示。父亲抑郁显著正向预测幼儿问题行为和自身的专制粗暴、情感联系，显著负向预测自身的民主关怀、宽容理解和教养效能感，父亲教养效能感显著正向预测自身的民主关怀和宽容理解，显著负向预测自身的专制粗暴、情感联系和幼儿问题行为，父亲民主关怀显著负向预测幼儿问题行为，父亲专制粗暴、情感联系显著正向预测幼儿问题行为。

图 1 父亲教养效能感和教养方式在父亲抑郁与幼儿问题行为间中介作用模型

采用Hayes（2013）的SPSS-PROCESS 程序进行中介效应检验，95%置信区间采用偏差校正非参数百分位Bootstrap 方法得到，Bootstrap 抽样次数为5000 次。如果中介作用的置信区间不包含0，即表明中介作用显著。从表3可以看出，在父亲抑郁与幼儿问题行为的关系中，父亲抑郁对幼儿问题行为的直接效应显著，父亲教养效能感的单独中介效应显著，父亲民主关怀、专制粗暴和情感联系的单独中介效应显著，父亲教养效能感与上述三个维度的父亲教养方式的链式中介效应也显著；父亲宽容理解的单独中介效应不显著，其与父亲教养效能感的链式中介效应也不显著。为了更加准确地反映中介效应的大小，依据温忠麟等人（2016）的建议，表3中也呈现了中介效应相应的效应量。

4 讨论

首先，本研究发现父亲抑郁能够直接正向预测幼儿问题行为，这与以往研究结果一致（Davé et al., 2008）。一方面，抑郁的父亲可能会将某些易感基因和特定神经生理结构等中间表型传递给幼儿（曹衍淼, 王美萍, 曹丛, 陈光辉, 张文新, 2013），增加幼儿问题行为的几率；另一方面，根据认知负荷理论（戴琴, 冯正直, 2008），抑郁的父亲更易注意到幼儿发展过程中的问题行为表现，不仅会感知到幼儿更多的问题行为（Johnston & Mash, 1989），且这种过分关注可能会强化幼儿问题行为（李飞,2018）。这提示研究者，父亲的消极情绪状态对幼儿问题行为的影响可能是最直接也是最显著的。因此，本研究建议父亲时刻关注并及时调整自身的情绪状态，这对于减少幼儿问题行为的发生具有重要意义。

其次，本研究发现父亲的专制粗暴、情感联系（否定、拒绝等）、民主关怀在父亲抑郁与幼儿问题行为间起部分中介作用。抑郁的父亲对儿童的敏感度和反应能力较低，倾向于采用拒绝、否认、专制、惩罚等消极教养方式（Kim & Shin,2013），较少对幼儿表达支持和关心（Shim & Lim,2019）。根据社会学习理论（Bandura, 1977），幼儿通过观察和模仿习得父亲的行为方式。如果父亲长期使用专制粗暴、否定拒绝等方式，忽视对幼儿的关心和支持，不仅无法对孩子的问题行为进行监督和矫正，反而会使幼儿内化该消极行为模式（杨阳, 陈天娇, 宋洁云, 季成叶, 2017），增加儿童发生问题行为的几率。这也进一步提示研究者，在幼儿问题行为的矫正方面，父亲教养方式是重要的切入点（Solantaus-Simula, Punamäki, &Beardslee, 2002）。

此外，本研究发现，父亲的教养效能感能够在其抑郁与教养方式间起部分中介作用，即父亲抑郁会通过降低自身教养效能感来减少父亲民主关怀、增加父亲专制粗暴和否定、拒绝等消极教养方式，最终影响幼儿问题行为。教养效能感是教养行为发起和维持的动力，并决定父亲面对教养困境时能否坚持采取适当教养行为（Hastings &Brown, 2002）。然而抑郁的父亲更容易对自身教养能力存在负面认知，即倾向于产生较低水平的教养效能感（Heerman et al., 2017），降低对幼儿教养活动的积极投入（李甜甜, 王娟娟, 顾吉有, 徐鹤文, 2019），表现出不关心理解幼儿、不与幼儿进行情感交流、不对幼儿的问题行为进行恰当的管教等消极教养行为（Kim & Shin, 2013），在面对较大的教养困境时甚至采取打骂、言语威胁等方式来处理幼儿的问题行为（Callender, Olson, Choe, &Sameroff, 2012），由此导致幼儿问题行为的消极发展。不仅如此，本研究还发现，父亲的教养效能感能够在父亲抑郁与幼儿问题行为间起部分中介作用。根据心理控制源理论（钟慧, 李鸣, 2004），抑郁的父亲更倾向于外控型，即认为幼儿的成长是由超出父亲自身能力的外部因素控制的，自己无力应对儿童的问题行为，进而也在一定程度上“纵容”了幼儿问题行为的滋生和发展（Tone,Goodfellow, & Nowicki, 2012）。

表 3 中介效应检验结果

值得注意的是，本研究发现，父亲教养效能感和教养方式各维度的链式中介效应量显著小于它们各自单独中介的效应量。也就是说，父亲抑郁对其自身教养方式的效应无法完全由父亲教养效能感得到解释；这可能是由于婚姻冲突、社会支持等其他因素也会在其中发挥一定的影响（Kim &Kim, 2011； Taraban et al., 2019）。当然，这并不意味着父亲教养效能感和教养方式的链式中介作用就不重要。正如前文所述，教养效能感是父亲实施积极教养的动力来源，如果父亲能提升自身的教养效能感，也会促进其教养方式，进而能够降低幼儿发生问题行为的风险，呵护幼儿健康成长。

综上所述，父亲抑郁是幼儿问题行为发展的风险因素，会对父亲的教养效能感和教养方式产生不良影响，进而对幼儿问题行为产生消极作用；但是从另一个层面来说，高水平的教养效能感以及积极的教养方式是幼儿问题行为发展的保护因素，可以在一定程度上降低父亲抑郁对幼儿问题行为的消极影响。因此，一方面建议父亲警惕自身抑郁的心理状态对教养效能感尤其是教养行为的消极影响，及时排解；另一方面，在教养幼儿的过程中，父亲要主动提升对自身教养能力的自信，积极应对教养过程中遇到的困难，在教养幼儿的过程中采用关怀、民主、陪伴等支持性的养育方式或行为，尽量避免粗暴专制、否定拒绝的教养方式，以减少幼儿问题行为的发生。

5 结论

（1）父亲抑郁、专制粗暴、情感联系和幼儿问题行为两两之间均显著正相关，父亲教养效能感、民主关怀、宽容理解两两之间均显著正相关，父亲教养效能感、民主关怀、宽容理解分别与专制粗暴、情感联系和幼儿问题行为两两之间显著负相关；（2）父亲抑郁对幼儿问题行为起直接预测作用；（3）父亲的教养效能感和自身的民主关怀、专制粗暴、情感联系不仅可以分别在父亲抑郁与幼儿问题行为之间起部分中介作用，而且可以在父亲抑郁与幼儿问题行为之间起链式中介作用。