父母教养方式与流动儿童自我控制的关系：家庭功能与自尊的链式中介作用 *

郭志英

(天津市教育科学研究院德育与教育心理研究所，天津 300191)

1 引言

自我控制是指个体为了符合社会规范和实现长远目标，抑制和调节自身冲动的能力(Meldrum et al., 2016)，是人类特有的心理特征之一。自我控制资源理论认为，个体的自我控制能力是有限的，自我控制活动需要个体消耗其自身的自我控制资源(Baumeister et al., 2007)。当个体有目的地完成一系列自我控制行为后，由于发生自我衰竭，接下来的自我控制行为质量就会下降(Muraven &Baumeister, 2000)，如青少年自我控制失败导致学业拖延(郑阳蕾, 胥遥山, 2022)。自我控制可以有效预测儿童的多方面发展(Moffitt et al., 2011)，尤其影响流动儿童的身心健康(王景芝 等, 2019)。

父母教养方式是指父母在养育子女过程中通过言语表达和非言语表达传递给子女的观念、态度、情感、行为倾向等集合体(Darling & Steinberg,1993)。研究发现，相比于母亲，父亲这一角色对于儿童的自我控制系统发展具有更重要的影响作用(王利刚 等, 2016)，流动儿童父母较多的消极教养方式可能导致其子女自我控制能力不能得到良好的发展。因此，积极教养对于流动儿童尤为重要。社会化进化理论认为，个体通过对所习得的不同行为模式进行自我调节适应社会环境，这些行为模式可以通过父母教养方式引导得到(Belsky et al., 1991)，而自我调节的实现需要以自我控制为基础。父母教养方式通过影响个体外部规则的内化等，从而引导青少年自我控制的形成(Li et al.,2019)。

家庭功能与儿童的自我控制能力发展密切相关(李晓玫 等, 2022)。家庭功能是指家庭系统内成员间的情感联系及解决问题能力的综合变量(Sell et al., 2021)。良好的家庭凝聚力和灵活性有助于提升儿童的自我控制能力(Gome & Gouveia-Pereira,2020)。与普通家庭相比，流动儿童的家庭功能失调的风险更高(Olson, 2000)，流动儿童的家庭功能与其问题行为之间存在负相关(冯淑丹, 2012)。儿童的发展是在个体与环境的相互作用中得以实现。家庭生态系统理论强调父母子系统、家庭环境子系统和儿童子系统均影响儿童心理发展(桑标,席居哲, 2005)。因此，除了父母教养方式和自尊，流动儿童自我控制发展的影响因素还应考虑环境因素。作为衡量家庭整体运行状况的重要指标，家庭功能被认为是影响青少年心理健康(自我控制)的远端环境因素(邓林园 等, 2013)，而父母教养方式作为近端因素，二者呈显著正相关(孙逊,许婷婷, 2019)。研究显示，父母作为家庭系统中的重要因素，其教养方式直接决定青少年优先感知家庭情景和家庭氛围(黄世伍 等, 2021)，且对家庭功能产生深远影响(张茜洋 等, 2017)，而积极的父母教养方式通过整合家庭功能作用促进个体积极发展(Matejevic et al., 2014)。同时，已有相关实证研究在生态系统理论框架下构建了远端因素(家庭功能)在近端因素(亲子依恋、教养方式)与儿童青少年心理认知与行为(社会适应、生活满意度、学业投入)之间的中介模型(侯艳飞 等, 2018; 黄世伍等, 2021; 曾天德 等, 2020)。本研究提出假设1：家庭功能对于流动儿童父母教养方式和自我控制的关系具有中介作用。

自尊是自我的重要成分之一，主要指人们对自我能力和自我价值的态度和评价(Rosenberg,1965)。自尊的社会计量器理论(sociometer theory)认为，自尊在人际关系与个体社会行为间具有中介作用，对青少年的情感、社会适应、认知等多方面的发展具有重要影响。与城市儿童相比，流动儿童的自尊水平低且不稳定(宋晓燕, 2012; 张春妹 等, 2019)。家庭成员亲密关系越好，越能促进个体的自尊水平，从而降低心理问题发生率。研究表明，良好的自尊有利于提高自我控制能力，自尊和自我控制存在显著相关(李相南 等, 2017)。此外，父母教养方式是自尊的重要影响因素(Yao et al., 2014)。积极的教养方式为个体提供了正向的支持，促使其形成高自尊水平，进而提升自我控制能力。综上，本研究提出假设2：自尊对于流动儿童父母教养方式和自我控制的关系具有中介作用。

流动儿童进入城市后要面临复杂的社会心理适应过程，而家庭可以起到缓冲的作用(张春妹,朱文闻, 2017)。家庭功能过程模型(process model of family functioning)描述了家庭完成重要任务以满足其成员需求的方式。家庭功能包括人际交往、情感表达、角色表现等各个方面(Sell et al., 2021)。流动儿童的父母往往为子女提供相对较多的物质支持与较少的情感交流，而家庭成员的情感互动对流动儿童具有重要的积极作用。此外，家庭功能越好，越有利于个体形成积极的自我概念，即自尊水平越高(Orth, 2018)。自尊的结果模型认为，积极正向的社会支持可以提升个体的自尊水平(Marshall et al., 2014)。作为个体社会支持的重要来源，积极的父母教养方式和良好的家庭功能共同作用于流动儿童的自尊，而父母教养方式是家庭功能和青少年心理健康的主要影响因素(McFarlane et al., 1995)。因此，家庭功能可以通过提升儿童的自尊水平进而促进流动儿童的自我控制发展。基于此，本研究提出假设3：家庭功能和自尊在父母教养方式和流动儿童自我控制的关系中具有链式中介作用。

2 研究方法

2.1 被试

采用方便取样原则，选取天津市三所学校初中三个年级流动儿童共904 人进行问卷调查，最终获得有效问卷873 份。其中男生464 人(53.15%)，女生409 人(46.85%)，七年级369 人(42.27%)，八年级319 人(36.54%)，九年级185 人(21.19%)。样本中父亲、母亲受教育程度在“小学及以下”分别占13.17% 和18.10%，“初中”分别占60.94%和54.07%，“高中或中专”分别占13.63% 和13.75%，“大学”分别占1.03% 和2.63%，“研究生”分别占0.34%和0.57%，“不清楚”分别占9.85%和9.62%(缺失值比例分别为1.04%和1.26%)。

2.2 研究工具

2.2.1 父母教养方式问卷

采用蒋奖等人(2010)修订的简式父母教养方式问卷(S-EMBU)。问卷共21 个题目，例如“我觉得父/母亲尽量使我的青少年时期的生活更有意义和丰富多彩”，采用“从不”到“总是”4 级评分，分为3 个维度：情感温暖、拒绝和过度保护。本研究意在考察父母作为家庭的整体教养方式对自我控制的预测作用，故参照以往研究(刘国庆等, 2020)，将父亲与母亲维度合为父母维度。根据李永占(2018)的研究将父母的积极教养方式用情感温暖来表示，父母消极教养方式采用拒绝和过度保护2 个维度。维度总分越高表示程度越强。本研究中积极教养和消极教养的Cronbach’s α 系数分别为0.81 和0.79；对问卷进行验证性因素分析，结果表明模型各项指标拟合可接受：χ2/df=3.78，GFI=0.92，CFI=0.87，TLI=0.86，RMSEA=0.06，SRMR=0.07。

2.2.2 家庭亲密度与适应性量表

采用家庭亲密度与适应性量表测量家庭功能，该量表的中文版由费立鹏等人(1991) 修订，共30 个题目，分为2 个维度：家庭亲密度(16 个题目)和适应性(14 个题目)。采用“不是”到“总是”5 级评分，分数越高表示家庭功能越好。本研究中该量表亲密度和适应度的Cronbach’s α 系数分别为0.83 和0.85，总量表的Cronbach’s α 系数为0.91；对问卷进行验证性因素分析，结果表明模型各项指标拟合可接受：χ2/df=5.38，GFI=0.82，CFI=0.84，TLI=0.83，RMSEA=0.07，SRMR=0.07。

2.2.3 自尊量表

采用汪向东等人(1999)修订的自尊量表测量流动儿童的自尊水平。该量表共10 个题目，例如“我能像大多数人一样把事情做好”，参照有关研究者的建议(田录梅, 2006)，将第8 题删除，量表采用“非常不符合”到“非常符合”4 级评分，其中反向计分题目得分进行转换后，总分越高表明流动儿童的自尊水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α 系数为0.78；对问卷进行验证性因素分析，结果表明模型各项指标拟合可接受：χ2/df=5.34，GFI=0.97，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。

2.2.4 自我控制量表

采用谭树华和郭永玉(2008)修订的自我控制量表测量流动儿童的自我控制水平。该量表共19 个题目，分为5 个维度：冲动控制(6 个题目)、健康习惯(3 个题目)、抵制诱惑(4 个题目)、专注工作(3 个题目)和节制娱乐(3 个题目)，采用“完全不符合”到“非常符合”5 级评分。总分越高表示自我控制能力越强。本研究中该量表的Cronbach’s α 系数为0.85；对问卷进行验证性因素分析，结果表明模型各项指标拟合可接受：χ2/df=4.20，GFI=0.93，CFI=0.89，TLI=0.87，RMSEA=0.06，SRMR=0.05。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman 单因素检验法对所涉及测量项目进行共同方法偏差检验。结果显示，根据未旋转的因子分析，共提取出17 个特征根大于1 的因子，得到的第一个因子解释的变异量19.98%，远小于40%的临界值。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性统计及相关分析

各变量的均值、标准差及相关系数如表1 所示。从表中可以看出，积极教养与家庭功能、自尊、自我控制之间存在显著正相关；消极教养与家庭功能、自尊、自我控制之间存在显著负相关。家庭功能、自尊、自我控制两两之间存在显著正相关。性别与消极教养存在显著的相关；年龄与积极教养、家庭功能、自尊、自我控制存在显著的相关。因此，在之后的分析中对性别和年龄加以控制。

表1 描述性统计及相关分析结果

3.3 中介效应检验

采用偏差校正非参数百分位Bootstrap 方法重复抽样5000 对中介效应进行检验，将所有分析变量进行标准化处理，采用PROCESS 3.5 插件中的模型6，将控制变量性别和年龄以协变量纳入回归方程，分别考察：(1)家庭功能和自尊在积极教养和流动儿童自我控制之间的中介作用；(2)家庭功能和自尊在消极教养和流动儿童自我控制之间的中介作用。回归分析的结果如表2 和表3 所示：(1) 积极教养显著正向预测家庭功能(β=0.70,t=28.61,p＜0.001)，显著正向预测自尊(β=0.15,t=3.61,p＜0.001)。家庭功能显著正向预测自我控制(β=0.24,t=5.73,p＜0.001)，显著正向预测自尊(β=0.32,t=7.60,p＜0.001)。自尊显著正向预测自我控制(β=0.33,t=10.19,p＜0.001)。当积极教养、家庭功能和自尊同时进入回归方程时，积极教养对自我控制的直接预测作用不显著(β=-0.01,t=-0.16,p＞0.05)。(2) 消极教养均显著负向预测自我控制(β=-0.21,t=-6.77,p＜0.001)、家庭功能(β=-0.34,t=-10.53,p＜0.001) 和自尊(β=-0.19,t=-5.83,p＜0.001)。家庭功能显著正向预测自我控制(β=0.19,t=5.69,p＜0.001)，显著正向预测自尊(β=0.37,t=11.47,p＜0.001)。自尊显著正向预测自我控制(β=0.29,t=9.00,p＜0.001)。

表2 链式中介模型中变量关系的回归分析(积极教养方式)

表3 链式中介模型中变量关系的回归分析(消极教养方式)

进一步对中介路径进行检验，结果如表4 所示。家庭功能和自尊在教养方式(积极教养和消极教养)与自我控制之间的总中介效应的95%置信区间不含0 值，即总中介效应显著。积极教养主要通过3 条中介路径来影响流动儿童的自我控制：(1)积极教养→家庭功能→自我控制，中介效应的置信区间不含0 值，表明该路径中介效应显著(中介效应值为0.17，占总效应的58.57%)；(2)积极教养→自尊→自我控制，中介效应的置信区间不含0 值，表明该路径中介效应显著(中介效应值为0.05，占总效应的17.76%)；(3)积极教养→家庭功能→自尊→自我控制，中介效应的置信区间不含0 值，表明该路径中介效应显著(中介效应值为0.08，占总效应的26.02%)。同时，消极教养主要通过3 条中介路径来影响流动儿童的自我控制：(1)消极教养→家庭功能→自我控制，中介效应的置信区间不含0 值，表明该路径中介效应显著(中介效应值为-0.06，占总效应的17.24%)；(2)消极教养→自尊→自我控制，中介效应的置信区间不含0 值，表明该路径中介效应显著(中介效应值为-0.05，占总效应的14.95%)；(3)消极教养→家庭功能→自尊→自我控制，中介效应的置信区间不含0 值，表明该路径中介效应显著(中介效应值为-0.04，占总效应的9.89%)。结果说明家庭功能和自尊的中介效应显著，家庭功能和自尊的链式中介效应显著。

表4 中介效应值和效果量

4 讨论

4.1 父母教养方式对流动儿童自我控制的预测作用

本研究构建家庭功能和自尊在父母教养方式对自我控制之间的多重链式模型。研究发现，积极教养方式和消极教养方式对自我控制的影响不同，这与以往研究结果相似(蔡雪斌 等, 2022)。不同之处在于：消极教养方式负向预测自我控制；而积极教养与自我控制的直接效应不显著，仅有家庭功能和自尊的中介作用。由于面临经济、适应等压力，流动儿童父母更可能采用低情感温暖与理解、多严厉惩罚等教养方式(莫文静 等, 2018)，使得流动儿童行为模式出现障碍、形成自我失调，更倾向于采用低自我控制资源损耗应对当下面临的压力，导致其建立较弱的自我控制。对于大多数个体来说，积极的父母教养方式促进个体在自我认知过程中的外部规则的内化程度，帮助子女建立较强的自我控制(Li et al., 2019)。而本研究发现，对于流动儿童而言，仅通过积极教养这种有限资源不足以引导个体行为模式产生有效的自我调节，无法增强其自我控制(Olson & DeFrain, 2000)。

4.2 家庭功能的中介作用

本研究结果表明，家庭功能在父母教养方式和自我控制之间具有中介作用，支持了家庭生态系统理论。父母教养方式影响家庭功能，家庭功能综合水平越高，父母越倾向于采取更为积极的教养方式(Olson & DeFrain, 2000)。此外，与已有研究(侯艳飞 等, 2018)一致，在积极教养方式对自我控制的影响中，家庭功能的中介效应占比最大(58.57%)；在消极教养方式对自我控制的影响中家庭功能的中介效果量也为最大(17.24%)，说明家庭功能发挥了重要的中介作用。究其原因，家庭功能作为整个家庭生态系统的运行质量的衡量标准，既是家庭生态系统中的功能变量，又是重要的中介变量(张春妹, 朱文闻, 2017)。因此，良好的家庭功能是提升自我控制的主要影响因素之一，改善流动儿童的家庭功能是助力流动儿童积极发展的关键着力点。

4.3 自尊的中介作用

为进一步澄清家庭功能和自我控制的关系，本研究加入了自尊这一变量，并对其关系展开讨论。与已有研究一致，流动儿童的家庭功能越好，其自尊水平也越高(张春妹, 朱文闻, 2017)。良好的家庭功能可以促进家庭适应能力的提升，流动儿童整个家庭的各种压力逐渐得以缓解，从而有利于提高儿童的自尊。本研究发现，父母教养方式会通过自尊对流动儿童的自我控制产生作用。积极的教养方式正向预测自尊；消极的教养方式负向预测自尊。当个体有目的地执行自我控制时，高自尊水平为自我控制提供足够的资源来维持自我控制行为，这与自我控制的资源模型保持一致。因此，关注个体自尊水平的提升，可以促进流动儿童自我控制的发展。

4.4 家庭功能与自尊的链式中介效应

研究发现，教养方式通过家庭功能与自尊间接影响自我控制，结果支持生态系统理论，即个体自尊与家庭环境共同影响自我控制发展。个体的自尊感是一种内在的、主观的指标或标志，它反映了个体被他人接纳或排斥的程度(个人的包容地位)和维持的动机(Leary et al., 1995)。家庭稳定性(Malatras & Israel, 2013)、家庭亲密度、家庭支持(Vazsonyi & Belliston, 2007)等环境变量都会影响个体自我控制能力的发展。链式中介作用分析表明，父母消极教养方式既可以直接负向预测自我控制，又可以通过家庭功能和自尊的多重中介作用间接影响自我控制，而积极教养仅可以通过家庭功能和自尊的多重中介作用间接影响流动儿童的自我控制。已有研究以积极教养和消极教养为自变量考察其对青少年积极发展(学习投入、心理复原力)的影响(蔡雪斌 等, 2022; 李永占, 2018)，研究者同样发现不同教养方式对因变量影响的差异。结合本研究结果，可能的原因在于：一方面，由于流动儿童进入陌生的城市后，对自身和外界的关注更多、冲动性更强，使其消耗更多的内部能量，最终导致自我控制的失败(王景芝 等,2019)。另一方面，父母的关爱理解可以提高子女的自我控制(罗蕾 等, 2018)，而流动儿童缺少家庭的温暖和家庭情感交流，没有机会向父母表达自己的感受，也无法得到足够的情感支持(李晓巍等, 2008)，难以认同父母的规则，因此不利于自我控制发展。本研究结果表明，家庭功能对流动儿童的自尊具有显著的正向预测作用，能够缓和消极教养方式对自尊的负面影响，进而增强自我控制。

本研究存在以下不足：第一，本研究仅考察流动儿童，未对同龄城市儿童进行对比；第二，本研究中父母教养方式测量主要采用流动儿童自我报告，缺少父母双方报告数据；第三，本研究属于横断研究，不能对变量间的因果关系作出判断。

5 结论

(1) 消极教养方式不仅可以直接预测自我控制，还可以通过家庭功能和自尊的链式中介作用间接预测自我控制；(2)积极教养方式仅通过家庭功能和自尊的链式中介作用间接预测流动儿童的自我控制。