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    父母親職壓力與兒童對(duì)立違抗行為的關(guān)系:一項(xiàng)交叉滯后分析

    2015-10-12 11:25:19藺秀云黎燕斌張玉麟何杰方曉義
    心理與行為研究 2015年2期
    關(guān)鍵詞:兒童

    藺秀云 黎燕斌 張玉麟 何杰 方曉義

    摘要:采用親職壓力量表和對(duì)立違抗行為表現(xiàn)評(píng)估表調(diào)查了來自北京、山東和云南三地14所小學(xué)有ODD(op-Dositional defiant disorder)行為表現(xiàn)的301名兒童及其父母。通過為期兩年的追蹤研究,采用交叉滯后分析探討了父母親職壓力與兒童的ODD行為之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)在第一年和第二年的數(shù)據(jù)中,父母親職壓力和兒童的ODD行為表現(xiàn)均存在顯著正相關(guān);(2)第一年和第二年的父母親職壓力得分顯著正相關(guān),同樣,兩年的兒童0DD行為表現(xiàn)得分也顯著正相關(guān);(3)交叉滯后分析發(fā)現(xiàn),對(duì)于有ODD行為表現(xiàn)的男孩來說,其父母第一年的親職壓力能預(yù)測(cè)他們第二年的ODD行為表現(xiàn),但對(duì)于有ODD行為表現(xiàn)的女孩來說,其父母第一年的親職壓力并不能預(yù)測(cè)她們第二年的0DD行為表現(xiàn);而不管是男孩,還是女孩,第一年的ODD行為表現(xiàn)都不能預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力。研究結(jié)果揭示出男孩父母的親職壓力可預(yù)測(cè)男孩的ODD行為表現(xiàn),而不論是男孩或女孩的ODD行為表現(xiàn)都不能預(yù)測(cè)其父母親職壓力,說明父母親職壓力可能是男孩ODD行為表現(xiàn)的影響因素。

    關(guān)鍵詞:兒童,親職壓力,ODD行為表現(xiàn),交叉滯后分析。

    分類號(hào) B849

    1引言

    兒童對(duì)立違抗障礙(oppositional defiant disor-der,ODD)是一組以對(duì)權(quán)威人物(authority figures)的抗拒、違抗、敵對(duì)等行為為特征的障礙(DSM-IV,American Psychiatric Association,2000),是破壞性行為障礙(disruptive behavior disorder,DBD)的一種,其表現(xiàn)包括情緒失去控制、與成人爭吵、易激惹、公然違抗他人等情緒和行為兩方面(Hamilton&Armando,2008)。其中,不服從權(quán)威和對(duì)抗是ODD的兩大主要行為表現(xiàn)(Kledzik,Thorne,Prasad,Hayes,&Hines,2012)。對(duì)立違抗障礙在兒童青少年中患病率較高:國外調(diào)查發(fā)現(xiàn)兒童青少年的ODD患病率為2%-16%(Gomez,Hafetz,&Gomez,2013;Lodber,Burke,Lahey,Winters,&Zera,2000);國內(nèi)調(diào)查發(fā)現(xiàn)7-15歲兒童青少年的ODD患病率為8%(孫凌,蘇林雁,劉永忠,2001)。一般認(rèn)為ODD在男孩中更為常見,患病率高,但也有研究者指出女孩傾向于更隱蔽的攻擊行為,例如相比身體攻擊,她們更可能使用語言攻擊(Angold&Costello,1996;Steiner&Rems-ing,2007)。對(duì)立違抗障礙兒童多起病于學(xué)齡前期,且常常共患其他障礙,例如:注意力缺陷多動(dòng)障礙(attention-deficit/hyperactivity disorder,ADHD)、品行障礙(conduct disorder,CD)、焦慮(anxiety)和心境障礙(mood disorders,MD)等等(Lodher etal.,2000:陳雷音,2011)。0DD行為不會(huì)隨時(shí)間變化而明顯改善,障礙可能會(huì)一直持續(xù)到青春期。表現(xiàn)為紀(jì)律問題,并在成年期后轉(zhuǎn)化為成癮人格或反社會(huì)型人格障礙等精神癥狀(Van Goozen&Fairchild,2006)。

    ODD兒童的以上特點(diǎn)使得他們?cè)谏鐣?huì)功能方面受到嚴(yán)重?fù)p害。由于ODD兒童情緒和行為常常失控,他們易與他人發(fā)生沖突,與正常兒童相比社交技能明顯不足,導(dǎo)致師生關(guān)系、同伴關(guān)系以及親子關(guān)系惡化(Hamilton&Armando,2008;Merrell,Merz,Johnson,&Ring,1992;李文琳等,2014)。在學(xué)校中,相比正常兒童,ODD兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)更差(Kledziket a1.,2012);相比同樣學(xué)業(yè)表現(xiàn)差的學(xué)習(xí)障礙學(xué)生,們的學(xué)校適應(yīng)性更差(Skou-1os&Trvon,2007)。也有研究表明老師并不希望自己的班上有這樣的學(xué)生(TreDer,Morse,&Fer-ron,2000)。而上述功能方面的損害,尤其是關(guān)系功能方面的損害,使得ODD兒童在家庭中和父母之間沖突頻發(fā),帶來親子關(guān)系的惡化,家庭氛圍緊張,家庭整體功能不良(Hamilton&Armando,2008;Merrell,Merz,Johnson,&Ring,1992;李文琳等,2014;藺秀云等,2013)。

    以往研究表明,問題行為兒童的父母會(huì)感知到更高的親職壓力。親職壓力指的是父母在養(yǎng)育孩子的過程中感到養(yǎng)育負(fù)擔(dān)超過了他們的應(yīng)對(duì)能力時(shí)的壓力感(Abidin,1992;Abidin,1995)。有研究指出,注意力缺陷/多動(dòng)障礙兒童的母親比正常兒童的母親體驗(yàn)著更大的親職壓力(Yousefia,F(xiàn)ar,&Abdolahi-an,2011)。最近的研究發(fā)現(xiàn),領(lǐng)養(yǎng)家庭中有著外化行為問題的孩子的養(yǎng)父母體驗(yàn)著更大的親職壓力(Vanschoonlandt,VanDeffaeillie,VanHolen,De-Maeyer,&Robberechts,2013)。此外,癲癇兒童母親的親職壓力(Soltanifar,eta1.,2013),以及尿床兒童父母的親職壓力(De Bmyne,eta1.,2009),尤其尿床兒童母親的親職壓力,比正常兒童的父母要更高。前人研究也發(fā)現(xiàn)了ODD與父母親職壓力之間的高相關(guān),由于ODD兒童的情緒、行為特點(diǎn)及其社會(huì)功能受損,在ODD兒童的家庭中,其父母體驗(yàn)著更高的親職壓力(Van Der Oord,Prins,Oosterlaan,&Emmelkamp,2006;Kazdin&Whitley,2003)。

    而親職壓力也會(huì)對(duì)兒童問題行為有所影響。有研究者發(fā)現(xiàn),親職壓力與父母評(píng)價(jià)的兒童問題行為水平之間有著顯著的高相關(guān)(De Bruyne,eta1.,2009)。父母親職壓力越大。越傾向于報(bào)告兒童的問題行為(Crnic,Gaze,&Hoffman,2005)。父母親職壓力一方面會(huì)影響兒童的焦慮、抑郁和緊張等內(nèi)化問題(Anthony,et a1.,2005;Crnic,Gaze,&Hoffman,2005;Kwon,2007),以及多動(dòng)、攻擊、對(duì)抗等外化行為問題(Anthony,et a1.,2005;Kwon,2007;Osborne&Reed,2009;Yeo&Teo,2013)。另一方面,父母親職壓力越高,越少采用適宜的養(yǎng)育行為,發(fā)生虐待兒童的風(fēng)險(xiǎn)越高(Curenton,MeWey,&Bolen,2009;E1-Kamarv,eta1.,2004),導(dǎo)致兒童內(nèi)化問題和外化問題行為的風(fēng)險(xiǎn)也越高(Anthony,et a1.,2005;Crnie et a1.,2005;Kwon,2007;Osborne&Reed,2009;Yeo&Teo,2013)。近來有研究提出除了來自家庭整體水平(如家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭氛圍)和個(gè)體水平(如父母的精神健康狀況、文化水平、心理控制源和兒童的氣質(zhì)、其他行為和行為問題等)的因素與兒童的ODD行為表現(xiàn)有關(guān)系外,互動(dòng)水平的因素(如包括教養(yǎng)方式、夫妻關(guān)系)也會(huì)直接影響到兒童的ODD行為表現(xiàn),而其中父母親職壓力是一個(gè)典型的互動(dòng)水平因素(藺秀云等,2013)。

    此前已有學(xué)者提出,兒童問題行為與父母親職壓力之間實(shí)際上存在著動(dòng)態(tài)雙向作用(Johnston&Mash,2001)。從家庭系統(tǒng)論的角度來看,父母的高壓力轉(zhuǎn)移到了孩子那里,而孩子通過問題行為的方式將壓力表現(xiàn)出來(Davies&Cummings,1998;Fraire&Ollendick,2013;藺秀云等,2014)。從另一角度來講,在家庭之中,父母的高壓力造成了消極緊張的家庭氛圍,并且高壓力下的父母也更少采用適宜的教養(yǎng)方式,由此激發(fā)了更多的兒童問題行為,而兒童問題行為又進(jìn)一步加重了父母壓力,最終形成了父母壓力與兒童問題行為之間的動(dòng)態(tài)雙向作用(Nichols,Sehwartz,&林丹華,2005;劉亞鵬,張光珍,梁宗保,鄧慧華,陸祖宏,2011)。

    父母親職壓力水平的高低除了與上述兒童問題行為有關(guān)系外,與父母、孩子的人口社會(huì)學(xué)變量也有關(guān)系。不同性別的父母親職壓力可能不同:有研究發(fā)現(xiàn)母親的親職壓力顯著高于父親(劉莉,2012),但也有研究并沒有發(fā)現(xiàn)母親和父親親職壓力上的差異(Putniek,2008)。不同性別的孩子,其父母親職壓力也可能不同:相比女孩的母親,男孩的母親有著更大的親職壓力(Kwon,2007;劉莉,2012),這樣的差異可能是由于男孩相比女孩“天生”更具有冒險(xiǎn)性和攻擊性(Van Goozen,Cohen-Kettenis,Gooren,F(xiàn)riida,&Van De Poll,1995),從而表現(xiàn)出更多難于教養(yǎng)的行為。且中國文化背景下家庭對(duì)男孩期望更高,男孩有一些問題行為表現(xiàn)的話,家長感到壓力會(huì)更大(Tang,1998;劉莉,2012)。不同年齡孩子的父母親職壓力也有所不同,但在嬰兒期和童年期總體具有相對(duì)穩(wěn)定性(Crnieet a1.,2005;劉亞鵬等,2011)。

    綜上所述,以往研究探索了父母親職壓力與兒童問題行為的關(guān)系:親職壓力會(huì)受到兒童問題行為的影響,親職壓力也會(huì)對(duì)兒童問題行為有所影響。但親職壓力和兒童ODD之間是否存在著動(dòng)態(tài)雙向作用(Johnston&Mash,2001),目前缺乏追蹤數(shù)據(jù)考察這種長期的作用效果。另一方面,父母親職壓力與兒童問題行為是否會(huì)受到不同性別父母、不同性別兒童的影響,這種不同性別的影響是否會(huì)體現(xiàn)在這種動(dòng)態(tài)雙向的作用中也不得而知。所以本研究針對(duì)ODD兒童這種本身對(duì)立違抗的兒童,通過兩年追蹤數(shù)據(jù)的交叉滯后分析探討兒童的父母親職壓力與ODD行為表現(xiàn)的動(dòng)態(tài)雙向關(guān)系,以及這種動(dòng)態(tài)雙向關(guān)系是否受到性別兒童的影響。具體到這種動(dòng)態(tài)雙向的關(guān)系,探究第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)是否可以預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力,和第一年的父母親職壓力是否可以預(yù)測(cè)第二年的兒童ODD行為表現(xiàn):此外,本研究將進(jìn)一步探究父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)之間的動(dòng)態(tài)雙向關(guān)系在不同性別ODD行為表現(xiàn)兒童上是否不同。本研究假設(shè):(1)第一年的父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)顯著正相關(guān),第二年的父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)也顯著正相關(guān);(2)第一年的父母親職壓力能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力,同樣第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)也能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的兒童ODD行為表現(xiàn);(3)第一年的父母親職壓力能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的ODD行為表現(xiàn),同樣,第一年的ODD行為表現(xiàn)也能顯著正向預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力:(4)與女孩相比,男孩的各項(xiàng)預(yù)測(cè)都要比女孩的預(yù)測(cè)力更強(qiáng)。

    2研究方法

    2.1被試

    本研究取樣來自北京市、山東省、云南省三個(gè)地區(qū)共14所小學(xué)的總計(jì)7966名兒童。為了選取具有ODD行為表現(xiàn)的兒童,首先由班主任依據(jù)ODD評(píng)估表提名班里具有ODD行為表現(xiàn)的兒童,共提名412名:然后,由2名臨床心理學(xué)家、學(xué)校心理健康老師與班主任老師一起,一一核查ODD行為表現(xiàn)并確認(rèn)符合條件的被試,從提名的412名兒童中最終評(píng)估出有ODD行為表現(xiàn)的兒童380名;接著,根據(jù)確認(rèn)的有ODD行為表現(xiàn)的兒童,給兒童和父母發(fā)放知情同意書,以獲得兒童和父母同意參加研究,共有360名兒童和他們的父母同意參加;最后,對(duì)同意參加研究的兒童及其父母分別進(jìn)行測(cè)查,發(fā)放兒童問卷、父母問卷和教師評(píng)價(jià)兒童問卷各360份,最終有329名有ODD行為表現(xiàn)的兒童和他們的父母完成了問卷。在第二年的追蹤中,共追蹤到了301名的兒童和他們的父母。追蹤到的兒童與流失的兒童在性別和ODD行為表現(xiàn)上均不存在顯著差,獨(dú)立樣本£檢驗(yàn)結(jié)果分別為:t(325)=-1.51,p>0.05;t(327)=0.82,p>0.05;在年齡上兩組存在著顯著差異,追蹤到的兒童M=9.49,SD=1.60,流失的兒童M=10.19,SD=1.55,t(315)=2.17,p<0.05,但兩組的兒童年齡皆在最可能患ODD的年齡段內(nèi)。因此,以這301名具有ODD行為表現(xiàn)的兒童及其父母為本研究被試。

    在這301名兒童和及其父母中,共210名男孩,89名女孩,另有2名未填寫性別,兒童第一年平均年齡為9.57歲(SD=1.58);共84名父親,194名母親填寫了問卷,另有23名未填寫性別,父親第一年平均年齡為38.60歲(SD=5.27),母親第一年平均年齡為36.72歲(SD=4.23)。

    2.2測(cè)量工具

    2.2.1對(duì)立違抗障礙兒童癥狀篩查表

    根據(jù)DSM-IV(Diagnostic and Statistical Man-ual of Mental Disorders 4th ed.,Text Revision)關(guān)于對(duì)立違抗障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)(APA,2000),用以評(píng)估兒童是否有ODD行為表現(xiàn),由班主任、臨床心理學(xué)家和學(xué)校心理健康老師共同完成。評(píng)估表共8個(gè)項(xiàng)目,如“經(jīng)常主動(dòng)對(duì)抗或拒絕聽從成人的要求或規(guī)則”、“經(jīng)常故意惹惱他人”,以1=“是”、0=“否”計(jì)分,符合條目中1條及1條以上即為對(duì)立違抗障礙行為表現(xiàn)兒童,即ODD行為表現(xiàn)兒童。

    2.2.2父母親職壓力

    由親職壓力量表(parenting stress index,PSI)測(cè)量(Abidin,1990;Abidin,1995),該量表由父母填寫完成。共36題,分為3個(gè)維度:養(yǎng)育愁苦(parenting distress)

    (共12道題)、親子互動(dòng)失調(diào)(parent-child dysfunctional interaction)

    (共12道題)和兒童困難特質(zhì)(difficult child)

    (共12道題)。親職壓力得分為3個(gè)分維度分?jǐn)?shù)相加,得分越高,親職壓力越大。本研究中分維度養(yǎng)育愁苦、親子互動(dòng)失調(diào)和兒童困難特質(zhì)的內(nèi)部一致性信度系數(shù)α值為分別是0.84,0.87,0.89,總量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)α值為0.93。

    采用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)對(duì)84名父親和194名母親的第一年和第二年的父母親職壓力評(píng)分進(jìn)行分析。結(jié)果顯示均沒有顯著的差異:第一年t(276)=0.714,第二年t(276)=-0.708,所以后續(xù)分析中將父親和母親的父母親職壓力評(píng)分合在一起統(tǒng)計(jì)。

    2.2.3對(duì)立違抗障礙兒童癥狀評(píng)估表(父母評(píng)估表)

    同教師填寫的對(duì)立違抗障礙癥狀表一樣,由父母一方填寫對(duì)立違抗障礙兒童癥狀(根據(jù)DSM-IV關(guān)于對(duì)立違抗障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn),共8個(gè)項(xiàng)目,以“是”、“否”計(jì)分)。由于DSM-IV提出ODD行為表現(xiàn)在家庭環(huán)境中行為表現(xiàn)大致穩(wěn)定,但在學(xué)校環(huán)境中與家庭中的表現(xiàn)并不一致(APA,1994),而本研究也更為關(guān)注家庭方面的因素,因而以父母評(píng)價(jià)的ODD行為表現(xiàn)作為本研究的研究變量。得分越高,說明兒童的ODD行為表現(xiàn)越多。

    同樣,對(duì)84名父親和194名母親的第一年和第二年對(duì)立違抗障礙兒童行為表現(xiàn)評(píng)分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),結(jié)果也均沒有顯著的差異:第一年t(276)=-0.151,第二年t(276)=-0.070,所以后續(xù)分析中將父親和母親的對(duì)立違抗障礙癥狀評(píng)分合在一起統(tǒng)計(jì)。

    2.3施測(cè)程序

    對(duì)于第一年的被試,在確定被試要涵蓋中國的北部、中部和南部之后,再采用方便取樣的方式聯(lián)系北京、山東和云南各學(xué)校的心理健康教師,獲得學(xué)校心理健康老師同意參加后。之后由心理健康教師向各班的班主任發(fā)送研究邀請(qǐng)函和知情同意書。在獲得班主任同意參加后,進(jìn)行之后的研究。在各合作學(xué)校,首先,對(duì)兒童ODD行為表現(xiàn)的評(píng)定由學(xué)校心理健康教師、2名臨床心理學(xué)家研究人員和同意參加的各班班主任一起完成,選出各班有ODD行為表現(xiàn)的兒童(排除有智力障礙的兒童)。然后,由各班的班主任與篩選出的兒童和其父母聯(lián)系,向父母發(fā)送研究邀請(qǐng)函和知情同意書(包括父母參加研究的知情同意書和同意兒童參加研究的知情同意書)。最后,對(duì)同意參加研究的兒童及父母發(fā)放問卷進(jìn)行施測(cè)。教師評(píng)估兒童問卷由班主任在其辦公室完成(在學(xué)校心理健康教師和2名臨床心理學(xué)家研究人員的指導(dǎo)下)。父母問卷由各班主任交給父母,父母在家里完成(要求一名父母完成問卷;父母可以保留問卷一星期以充分完成問卷)。問卷完成后,向被試發(fā)放禮品以示感謝。對(duì)于第二年的被試,在施測(cè)的一年后,再次聯(lián)系第一年的被試參與第二年的追蹤研究,要求由第一年完成問卷的父親或者母親再次完成問卷。

    2.4數(shù)據(jù)分析

    使用SPSS22.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和統(tǒng)計(jì)分析。數(shù)據(jù)分析之前,利用Harman單因素方法(Aulakh&Gencturk,2000)檢驗(yàn)問卷是否存在共同方法偏差。對(duì)第一年所有由父母填寫的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),所有項(xiàng)目析出的第一個(gè)因子只解釋了方差的29.74%,小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。對(duì)第二年所有由父母填寫的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),所有項(xiàng)目析出的第一個(gè)因子只解釋了方差的31.06%,小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此,不存在共同方法偏差。之后,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析:首先,對(duì)兒童和父母的人口社會(huì)學(xué)變量和研究的父母親職壓力和父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)這兩個(gè)變量進(jìn)行了描述性分析和差異性分析(t檢驗(yàn));接著,采用Pearson相關(guān)分析分析兩個(gè)變量的相關(guān)性:最后,使用回歸分析和交叉滯后分析的方法對(duì)兩個(gè)變量之間的準(zhǔn)因果關(guān)系進(jìn)行了探究分析。

    3結(jié)果分析

    3.1父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的兩年追=蹤比較

    對(duì)ODD行為表現(xiàn)兒童的父母親職壓力、ODD行為表現(xiàn)第一年與第二年的得分進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,在父母親職壓力上,第一年得分為94.87(20.25),第二年得分為91.13(20.94)。兩年相比有顯著差異,t(300)=3.55,p<0.000:在ODD行為表現(xiàn)上,第一年得分為2.32(2.44),第二年得分為1,83(2,18),兩年相比有顯著差異,t(300)=3.99,p<0.000。與第一年相比,親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年的得分下降顯著。

    由于不同性別兒童可能對(duì)親職壓力有所影響,不同性別兒童的ODD行為表現(xiàn)評(píng)價(jià)得分可能有所不同,所以對(duì)不同性別兒童的父母親職壓力和ODD行為表現(xiàn)也進(jìn)行兩年比較,做獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示.

    表1顯示,在第一年和第二年的數(shù)據(jù)中,男女生在父母親職壓力上均沒有顯著差異,而在ODD行為表現(xiàn)上。兩年均是男孩顯著高于女孩。后續(xù)將兒童性別轉(zhuǎn)化成虛擬變量納入分層回歸中進(jìn)行控制。表1還顯示,與第一年相比,男孩第二年的父母親職壓力和他們的ODD行為表現(xiàn)均有顯著的下降,分別是t(209)=3.49,p<0.001,t(209)=3.54,p<0.001:而女孩第二年的父母親職壓力和他們的行為表現(xiàn)均沒有顯著下降,t(88)=1.02,p>0.05,t(88)=1.74,p>0.05。

    3.2父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的相關(guān)分析

    采用Pearson相關(guān)分析ODD行為表現(xiàn)兒童兩年中父母親職壓力、ODD行為表現(xiàn)的相關(guān)情況。結(jié)果如表2所示。

    從表2上可以看出,第一年親職壓力與第二年親職壓力之間的相關(guān)系數(shù)為0.61(p<0.001),第一年父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)得分和第二年父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)得分之間的相關(guān)系數(shù)為0.57(p<0.001)。第一年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關(guān)系數(shù)為0.59(p<0.001),第二年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關(guān)系數(shù)為0.55(p<0.001)。對(duì)第一年與第二年親職壓力之間的相關(guān)系數(shù)和第一年與第二年父母評(píng)價(jià)ODD行為表現(xiàn)得分之間的相關(guān)系數(shù),以及第一年與第二年的親職壓力與ODD行為表現(xiàn)之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行Z分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化檢驗(yàn)是否有差異。檢驗(yàn)結(jié)果表明相關(guān)系數(shù)之間并無顯著差異(前者的Z=0.75,p=0.45;后者的Z=0.72,p=0.47),表明兩者之間的關(guān)系具有一定穩(wěn)定性,保證了交叉滯后分析的前提為一致性(synchronic-ity)和穩(wěn)定性(stationarity)

    (Kenny,1975)。其中一致性一般可由在前后兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)分別對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行同時(shí)測(cè)量得到支持,而穩(wěn)定性則由影響變量的因素的強(qiáng)度和方向不隨時(shí)間變化這一點(diǎn)來支持(即第一年與第二年兩個(gè)變量之間的相關(guān)相近),并不要求變量具有不變性(stability),因而可以對(duì)本研究的數(shù)據(jù)進(jìn)一步進(jìn)行交叉滯后分析。

    3.3父母親職壓力與兒童ODD行為表現(xiàn)的交叉滯后分析

    根據(jù)方差分析和相關(guān)分析的結(jié)果,采用線性回歸進(jìn)行交叉滯后分析。

    首先,考察第一年父母親職壓力對(duì)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)的預(yù)測(cè)。先將兒童性別作為第一層變量引入回歸方程,以控制其影響;然后將第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)引入回歸方程,控制ODD行為表現(xiàn)穩(wěn)定性的影響:接下來再將第一年的父母親職壓力引入回歸方程:最后,將各自變量間的交互作用依次引入回歸方程。結(jié)果表明,僅兒童性別和第一年父母親職壓力的交互作用項(xiàng)可以顯著預(yù)測(cè)第二年的ODD行為表現(xiàn)(β=-0.634,p<0.05)。其他主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均未達(dá)到顯著。

    然后,考察第一年兒童的ODD行為表現(xiàn)對(duì)第二年的父母親職壓力的預(yù)測(cè)。同樣,先將兒童性別作為第一層變量引入回歸方程,以控制其影響;然后將第一年的父母親職壓力引入回歸方程,控制父母親職壓力穩(wěn)定性的影響:接下來再將第一年的兒童ODD行為表現(xiàn)引入回歸方程:最后。將各自變量間的交互作用依次引入回歸方程。結(jié)果表明,第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力(β=0.649,p<0.001),兒童性別可以預(yù)測(cè)顯著第二年父母親職壓力(β=0.535,p<0.05)。其他主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均未達(dá)到顯著。

    從以上結(jié)果來看,交互作用表明性別在親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)作用,參考前人的做法(Aiken&West,1991;劉俊升,2012)。將男孩、女孩分開進(jìn)行分析。先控制第一年ODD行為表現(xiàn),再以第一年父母親職壓力為自變量,以第二年兒童ODD行為表現(xiàn)為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),對(duì)于男孩,第一年兒童ODD行為表現(xiàn)可以顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)(β=0.416,p<0.001),第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)(B=0,199,p<0.01)。對(duì)于女孩,第一年兒童ODD行為表現(xiàn)可以顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)(β=0.732,p<0.001),而第一年父母親職壓力則無法顯著預(yù)測(cè)第二年兒童ODD行為表現(xiàn)。

    仍將男孩、女孩分開分析。先控制第一年父母親職壓力,再以第一年ODD行為表現(xiàn)為自變量,以第二年父母親職壓力為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),對(duì)于男孩,第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力(β=0.642,p<0.001),第一年兒童ODD行為表現(xiàn)無法顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力。對(duì)于女孩,第一年父母親職壓力可以顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力(β=0.494,p<0.001),第一年兒童ODD行為表現(xiàn)無法顯著預(yù)測(cè)第二年父母親職壓力。

    將男孩、女孩分開進(jìn)行交叉滯后分析的結(jié)果如圖1和圖2所示。結(jié)果表明。對(duì)男孩來說,父母第一年的親職壓力可能顯著預(yù)測(cè)第二年男孩的ODD行為表現(xiàn),而對(duì)女孩來說。父母第一年的親職壓力則無法顯著預(yù)測(cè)女孩第二年的ODD行為表現(xiàn)。

    4討論

    本研究發(fā)現(xiàn):父母親職壓力和ODD行為表現(xiàn)得分兩年均各自相關(guān)顯著,但在第二年里得分均有顯著降低;ODD行為表現(xiàn)兒童的父親和母親在親職壓力和對(duì)兒童ODD行為表現(xiàn)評(píng)價(jià)上并不存在顯著差異:第一年的父母親職壓力可以預(yù)測(cè)第二年的男孩的ODD行為表現(xiàn),但無法預(yù)測(cè)第二年女孩的ODD行為表現(xiàn);無論是女孩還是男孩,他們第一年的ODD行為表現(xiàn)都無法預(yù)測(cè)第二年的父母親職壓力。研究結(jié)果證實(shí)了研究假設(shè)l、2、4,證明了父母親職壓力對(duì)兒童的ODD行為表現(xiàn)有顯著影響:部分的證實(shí)了研究假設(shè)3,沒能證實(shí)ODD行為表現(xiàn)對(duì)父母親職壓力的預(yù)測(cè)。

    4.1父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年顯著下降但相對(duì)穩(wěn)定

    父母評(píng)價(jià)兒童的ODD行為表現(xiàn)在第二年里有顯著降低,這種顯著下降主要體現(xiàn)在男孩中,這可能是由于本研究中兒童來自1-5年級(jí),平均年齡為9.57歲(SD=1.58),而ODD發(fā)病最高峰在9-10歲(CosteHo,Mustillo,Erkanli,Keeler,&Angold,2003),隨著兒童年齡增長一歲,一年之后的再測(cè)中父母評(píng)價(jià)的ODD行為表現(xiàn)出現(xiàn)了顯著降低。也有可能隨著孩子具有ODD行為表現(xiàn)的時(shí)間延長,父母逐漸適應(yīng)了孩子的問題行為,評(píng)價(jià)的分?jǐn)?shù)相應(yīng)的低了。此外,盡管ODD行為表現(xiàn)的父母親職壓力和父母評(píng)ODD行為表現(xiàn)在第二年出現(xiàn)了顯著下降,但父母親職壓力和兒童的ODD行為表現(xiàn)在第一年和第二年評(píng)分之間存在著顯著的高相關(guān),第一年和第二年的父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)之間存在顯著的高相關(guān)。所以,雖然父母親職壓力和兒童ODD行為表現(xiàn)在第二年中有明顯下降的趨勢(shì),但這種下降呈現(xiàn)出相對(duì)穩(wěn)定,并沒有超出異常,仍舊具有一定穩(wěn)定性。

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