父母關(guān)愛對(duì)農(nóng)村留守兒童抑郁的影響機(jī)制：追蹤研究*

范興華 方曉義 黃月勝 陳鋒菊 余 思

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父母關(guān)愛對(duì)農(nóng)村留守兒童抑郁的影響機(jī)制：追蹤研究*

范興華1方曉義2黃月勝1陳鋒菊1余 思1

(1湖南第一師范學(xué)院教科院, 長(zhǎng)沙 410205) (2北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院, 北京 100875)

為考察父母關(guān)愛對(duì)農(nóng)村留守兒童抑郁的影響機(jī)制, 采用父母關(guān)愛問卷、自尊量表、神經(jīng)質(zhì)人格問卷、友誼質(zhì)量問卷和抑郁量表對(duì)279名四年級(jí)和七年級(jí)農(nóng)村兒童進(jìn)行2.5年追蹤調(diào)查。以前、后測(cè)間一直處于相同留守狀態(tài)的207名兒童為分析對(duì)象, 結(jié)果顯示：與非留守兒童相比, 前后測(cè)中單、雙留守兒童報(bào)告的父母關(guān)愛均較少、抑郁均較高; 雙留守兒童的后測(cè)抑郁顯著高于前測(cè); 控制性別對(duì)抑郁的作用后, 父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁有即時(shí)與延時(shí)負(fù)向預(yù)測(cè)效應(yīng); 即時(shí)預(yù)測(cè)中, 自尊、神經(jīng)質(zhì)起部分中介作用; 延時(shí)預(yù)測(cè)中, 后測(cè)自尊、神經(jīng)質(zhì)起部分中介作用; 增加控制后測(cè)父母關(guān)愛對(duì)后測(cè)抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)的作用后, 前測(cè)父母關(guān)愛對(duì)后測(cè)抑郁的直接效應(yīng)降低但仍接近顯著, 同時(shí)對(duì)后測(cè)自尊、神經(jīng)質(zhì)的直接作用不顯著; 上述兩種控制條件下, 前測(cè)父母關(guān)愛與前測(cè)友誼質(zhì)量交互項(xiàng)對(duì)后測(cè)自尊與神經(jīng)質(zhì)的預(yù)測(cè)作用均顯著, 隨著友誼質(zhì)量的提高, 父母關(guān)愛對(duì)自尊、神經(jīng)質(zhì)的延時(shí)影響增大, 后測(cè)自尊與神經(jīng)質(zhì)的中介效應(yīng)隨之增強(qiáng); 該調(diào)節(jié)效應(yīng)僅發(fā)生在初中留守兒童中。

留守兒童; 父母關(guān)愛; 抑郁; 自尊; 神經(jīng)質(zhì)人格; 友誼質(zhì)量

1 問題提出

隨著我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展, 農(nóng)村勞動(dòng)力紛紛進(jìn)城務(wù)工?；诮?jīng)濟(jì)原因, 許多農(nóng)民工將未成年子女留在家鄉(xiāng), 由父母一方監(jiān)護(hù)或祖輩、親戚代管。這些未成年人被稱為“農(nóng)村留守兒童”, 簡(jiǎn)稱留守兒童。據(jù)全國婦聯(lián)課題組推算, 2010年全國留守兒童約為6102.55萬, 且人數(shù)呈逐年增長(zhǎng)之勢(shì)。由于親子分離常給未成年子女帶來情緒問題, 因此, 留守兒童的心理健康狀況引起了社會(huì)關(guān)注。

抑郁是兒童心理健康的重要指標(biāo), 是一種感到無力應(yīng)對(duì)外界壓力而產(chǎn)生的消極情緒。研究發(fā)現(xiàn), 留守兒童的抑郁得分顯著高于非留守兒童(侯珂, 劉艷, 屈智勇, 蔣索, 2014; Liu, Li, Chen, & Qu, 2015)。抑郁的素質(zhì)壓力理論(diathesis-stress theory) (Monroe & Simons, 1991)認(rèn)為, 抑郁發(fā)生受到壓力和素質(zhì)的共同影響。其中, 壓力泛指重大生活事件、生活中的不利變化等; 素質(zhì)指易患抑郁的生理和心理特征。一方面, 壓力激發(fā)了素質(zhì), 素質(zhì)使得患病的潛在傾向變?yōu)楝F(xiàn)實(shí), 即壓力通過素質(zhì)的中介影響抑郁發(fā)生; 另一方面, 素質(zhì)調(diào)節(jié)著壓力對(duì)抑郁的影響程度, 隨著素質(zhì)水平提高, 壓力對(duì)抑郁的影響增大。而且, 壓力會(huì)引發(fā)個(gè)體對(duì)支持資源的需求, 低社會(huì)支持將增加個(gè)體的抑郁易感性(Auerbach, Bigda-Peyton, Eberhart, Webb, & Ho, 2011), 積極的友誼關(guān)系則有助于個(gè)體的壓力適應(yīng)(Zhao, Liu, & Wang, 2015)。就留守兒童而言, 生活中面臨的主要問題是缺少父母關(guān)愛, 許多兒童因此變得敏感和自卑, 不僅在意別人看法, 也對(duì)自己失去信心, 并伴隨有委屈、無助、憂慮等抑郁體驗(yàn); 為緩解關(guān)愛缺失帶來的不利, 他們會(huì)找朋友玩耍、談心等(周宗奎, 孫曉軍, 劉亞, 周東明, 2005; 范興華, 2012)。上述現(xiàn)象中, 父母關(guān)愛缺失(壓力)與抑郁是否存在因果關(guān)系？若存在, 以敏感、自卑為主要特點(diǎn)的神經(jīng)質(zhì)人格、低自尊在此關(guān)系中是否扮演了素質(zhì)的角色？所起作用是中介是調(diào)節(jié)抑或兩者兼有？同時(shí), 以談心等活動(dòng)為內(nèi)容的同伴友誼能否有效緩解相應(yīng)不利？素質(zhì)壓力理論為此探究提供了理論框架。

1.1 父母關(guān)愛缺失與留守兒童抑郁情緒

Hobfoll (2001)認(rèn)為, 壓力是個(gè)體與環(huán)境間的平衡狀態(tài)被破壞后, 個(gè)體資源遭到損失或損失的威脅或不能獲得充足資源產(chǎn)生的, 此處資源既包括物質(zhì)資源也包括人際關(guān)系資源。父/母外出后, 親子缺少直接互動(dòng), 留守兒童的父母關(guān)愛資源面臨缺失。父母關(guān)愛(parental care)是父母教養(yǎng)行為的重要方面, 在西方指父母在心理和情感層面對(duì)孩子的關(guān)注和接納(Lancaster, Rollinson, & Hill, 2007); 在我國可分為情感關(guān)愛與物質(zhì)關(guān)愛, 其中, 前者與西方概念一致, 后者帶有明顯的中國色彩(王燕, 張雷, 2007)。留守情境下, 父/母給予孩子的物質(zhì)關(guān)愛少, 但一般會(huì)通過電話等媒介與孩子交流, 關(guān)注和指導(dǎo)孩子成長(zhǎng)。鑒此, 范興華(2012)將“父母給予兒童幫助、指導(dǎo)、鼓勵(lì)、肯定以及與孩子溝通交流等發(fā)生的情況”定義為父母關(guān)愛, 強(qiáng)調(diào)對(duì)孩子心理和情感層面的關(guān)注和接納。研究發(fā)現(xiàn), 與非留守兒童相比, 留守兒童感知到的父母關(guān)愛少(范興華, 2012), 對(duì)家庭領(lǐng)域的需要更未得到滿足、被父母所愛的需要更加強(qiáng)烈(常青, 夏緒仁, 2008)。按照Hobfoll (2001)的觀點(diǎn), 父母關(guān)愛資源被減損或需求未被滿足, 將給兒童帶來壓力感。

研究發(fā)現(xiàn), 父母教養(yǎng)方式中的情感溫暖(Quach, Epstein, Riley, Falconier, & Fang, 2015)和父母支持(田錄梅, 陳光輝, 王姝瓊, 劉海嬌, 張文新, 2012)對(duì)青少年抑郁有負(fù)向預(yù)測(cè)性, 童年期的父母關(guān)愛對(duì)成年期抑郁有顯著預(yù)測(cè)作用(Lancaster et al., 2007)。說明, 父母關(guān)愛缺失是兒童青少年抑郁的風(fēng)險(xiǎn)因素, 對(duì)抑郁有即時(shí)和延時(shí)影響。這種建立在親子直接互動(dòng)基礎(chǔ)上的關(guān)愛效應(yīng)是否適用于與父母長(zhǎng)期分離的留守兒童？我們認(rèn)為, 盡管關(guān)愛形式發(fā)生了變化, 但本質(zhì)并未改變。據(jù)此假設(shè)H1：父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁有即時(shí)與延時(shí)負(fù)向預(yù)測(cè)性。

1.2 自尊、神經(jīng)質(zhì)人格對(duì)父母關(guān)愛缺失與抑郁關(guān)系的中介與調(diào)節(jié)

自尊是個(gè)體對(duì)自我的情感性評(píng)價(jià), 影響其對(duì)周圍環(huán)境的應(yīng)對(duì)：高自尊者傾向于對(duì)環(huán)境信息進(jìn)行積極加工, 更多表現(xiàn)為樂觀、自信和成功期望; 低自尊者對(duì)環(huán)境中的負(fù)性信息存在注意偏向, 更多體驗(yàn)到抑郁等消極情緒(Sowislo & Orth, 2013)。神經(jīng)質(zhì)是與負(fù)性情緒體驗(yàn)有關(guān)的人格因子, 表現(xiàn)為情緒穩(wěn)定性的差異：高神經(jīng)質(zhì)者易情緒化, 自我圖式較消極, 有保持負(fù)性信息的傾向, 遭受打擊時(shí)容易產(chǎn)生沮喪等消極情緒; 低神經(jīng)質(zhì)者多表現(xiàn)為平靜, 較少出現(xiàn)不良情緒反應(yīng)。Roberts和Kendler (1999)發(fā)現(xiàn), 自尊和神經(jīng)質(zhì)一起對(duì)抑郁進(jìn)行預(yù)測(cè)時(shí), 主效應(yīng)均顯著, 表明兩者是結(jié)構(gòu)上既關(guān)聯(lián)又獨(dú)立的抑郁素質(zhì)。不僅如此, 它們亦可作為社會(huì)性發(fā)展結(jié)果的指標(biāo)。自尊反映了個(gè)體對(duì)自我的理解, 是一個(gè)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu), 容易受到各種內(nèi)外壓力的影響(Ramsawh, Ancoli-Israel, Sullivan, Hitchcock, & Stein, 2011)。神經(jīng)質(zhì)是人格的核心成分之一, 出現(xiàn)在童年晚期, 隨年齡增長(zhǎng)穩(wěn)定性增加, 成熟于成年期; 在此期間, 童年逆境、慢性生活壓力對(duì)其發(fā)展有消極影響(Ramsawh et al., 2011; Uliaszek et al., 2010)。研究顯示, 自尊部分中介了父母關(guān)愛對(duì)大學(xué)生幸福感(曾曉強(qiáng), 2010)和童年期父母關(guān)愛對(duì)老年期壓力反應(yīng)(Engert et al., 2010) 的影響; 神經(jīng)質(zhì)部分中介了慢性生活壓力對(duì)青少年抑郁(Uliaszek et al., 2010)和童年逆境對(duì)大學(xué)生睡眠質(zhì)量 (Ramsawh et al., 2011)的影響?？傊? 壓力通過自尊與神經(jīng)質(zhì)的即時(shí)與延時(shí)中介對(duì)健康產(chǎn)生影響。

低自尊或高神經(jīng)質(zhì)者的抑郁易感性較高, 可能導(dǎo)致壓力對(duì)抑郁的影響加重。自尊的緩沖假說認(rèn)為壓力情境下, 低自尊者因缺少足夠的應(yīng)對(duì)資源而容易遭受抑郁, 高自尊者因擁有較多的應(yīng)對(duì)資源能有效緩解壓力帶來的不利。陽性乘法模型(the positive multiplicative model)指出, 神經(jīng)質(zhì)與逆境對(duì)疾病風(fēng)險(xiǎn)存在交互影響, 神經(jīng)質(zhì)水平越高, 逆境對(duì)疾病風(fēng)險(xiǎn)的影響越大(Kendler, Kuhn, & Prescott, 2004)。研究發(fā)現(xiàn), 自尊能緩解總的生活壓力對(duì)大學(xué)生抑郁(Eisenbarth, 2012)、低水平親子關(guān)系對(duì)青少年抑郁(黨清秀, 李英, 張寶山, 2016)的影響, 但不能減弱壓力事件數(shù)目、不同領(lǐng)域的生活壓力(Moksnes, Eilertsen, & Lazarewicz, 2016)對(duì)青少年抑郁的消極效應(yīng); 神經(jīng)質(zhì)會(huì)加重累積壓力對(duì)普通成人抑郁癥(Vinkers et al., 2014)慢性壓力對(duì)病人抑郁癥初始水平及其變化(的不利影響, 但不能調(diào)節(jié)生活壓力事件對(duì)青少年抑郁的作用(Yang, Chiu, Soong, & Chen, 2008)。這說明, 低自尊和高神經(jīng)質(zhì)只會(huì)加重某些特定壓力對(duì)抑郁的 影響。

日常生活中, 留守兒童需面對(duì)父母關(guān)愛缺失壓力; 同時(shí), 與非留守兒童相比, 其自尊較低, 神經(jīng)質(zhì)與抑郁水平均較高(Liu et al., 2015; 蘭燕靈等, 2009)。這是因?yàn)楦改戈P(guān)愛缺失抑制了自尊與神經(jīng)質(zhì)人格的發(fā)展從而導(dǎo)致抑郁上升？抑或因?yàn)樽宰鸾档团c神經(jīng)質(zhì)提高, 引發(fā)兒童對(duì)消極信息的注意偏向增加, 進(jìn)而加重了父母關(guān)愛缺失對(duì)抑郁的影響？基于前述論證, 我們推斷, 這兩種影響途徑可能同時(shí)存在。故假設(shè)如下：

H2：在父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的即時(shí)預(yù)測(cè)中, 自尊與神經(jīng)質(zhì)既起中介作用又起調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)作用中, 自尊有加強(qiáng)效應(yīng), 神經(jīng)質(zhì)有減弱效應(yīng)。

H3：在父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的延時(shí)預(yù)測(cè)中, 后測(cè)自尊與神經(jīng)質(zhì)既有中介效應(yīng)又有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.3 友誼質(zhì)量對(duì)父母關(guān)愛缺失與抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)關(guān)系的調(diào)節(jié)

作為重要的支持資源, 同伴友誼可使兒童學(xué)會(huì)情緒表達(dá)與調(diào)節(jié)、獲得情感支持和體驗(yàn)到安全感與信心(Wen & Lin, 2012), 也具有潛在治療功能, 能幫助逆境中的兒童健康成長(zhǎng)(Zhao et al., 2015)。研究發(fā)現(xiàn), 同伴關(guān)系越好, 親子疏離感對(duì)青少年抑郁(Jager, Yuen, Putnick, Hendricks, & Bornstein, 2015)和父親過分干涉對(duì)犯罪青少年神經(jīng)質(zhì)人格(彭運(yùn)石, 王玉龍, 龔玲, 彭磊, 2013)的影響越小; 同伴接納度越高, 低父子依戀對(duì)兒童自尊的影響越弱(Pinto, Veríssimo, Gatinho, Santos, & Vaughn, 2015)?？梢? 同伴關(guān)系能調(diào)節(jié)親子關(guān)系變量對(duì)兒童抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)人格的影響。父母關(guān)愛隸屬于親子關(guān)系, 同伴友誼是同伴關(guān)系的重要組成部分。由于親子長(zhǎng)期分離, 留守兒童將會(huì)更多地與同伴交往, 友誼對(duì)親子關(guān)系與人格發(fā)展關(guān)系的影響可能更大。據(jù)此假設(shè)H4：友誼質(zhì)量能增強(qiáng)父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁、自尊、神經(jīng)質(zhì)人格的即時(shí)影響。

其次, 積極的同伴交往經(jīng)驗(yàn)?zāi)芘囵B(yǎng)兒童的角色采擇技能, 有助于兒童理解他人的思想與情感; 童年期的父母關(guān)愛對(duì)成年期抑郁(Lancaster et al., 2007)、自尊(Engert et al., 2010)、神經(jīng)質(zhì)人格(Reti et al., 2002)均有延時(shí)預(yù)測(cè)效應(yīng)。由此推斷, 同伴友誼能幫助兒童更好地理解父/母外出打工的動(dòng)機(jī), 進(jìn)而緩解父母關(guān)愛缺失對(duì)人格發(fā)展的長(zhǎng)期影響, 故假設(shè)H5：友誼質(zhì)量能加強(qiáng)父母關(guān)愛對(duì)留守兒童自尊、神經(jīng)質(zhì)人格、抑郁的延時(shí)影響。

再者, 隨著年齡增長(zhǎng), 兒童對(duì)友誼質(zhì)量的認(rèn)識(shí)由對(duì)友誼外在行為特征的認(rèn)識(shí)逐步深化為對(duì)內(nèi)在的、情感性特征的認(rèn)識(shí), 轉(zhuǎn)折的關(guān)鍵年齡為10~15歲。Sullivan指出, 友誼(尤其是青春期之前建立的)能幫助青少年消除童年期的不良親子交往經(jīng)歷給發(fā)展帶來的不利。這意味著, 初中兒童對(duì)友誼質(zhì)量的認(rèn)識(shí)比小學(xué)兒童更深刻, 有助于他們消解父母關(guān)愛缺失壓力對(duì)成長(zhǎng)的負(fù)面影響。據(jù)此假設(shè)H6：友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)僅發(fā)生在初中留守兒童中。

進(jìn)入青春期后, 女性的抑郁水平顯著高于男性(Moksnes et al., 2016), 故分析時(shí)控制性別對(duì)抑郁的影響。綜合各假設(shè), 將其整合為圖1即時(shí)預(yù)測(cè)模型(M1)和圖2延時(shí)預(yù)測(cè)模型(M2)。由于父母對(duì)青少年早期子女的教養(yǎng)方式有較高穩(wěn)定性(Moilanen, Rasmussen, & Padilla-Walker, 2015), 故M2在控制性別作用后增加控制T2父母關(guān)愛的作用, 以考察兩種控制條件下T1父母關(guān)愛對(duì)T2抑郁的影響機(jī)制及其變化。對(duì)M1與M2檢驗(yàn)時(shí), 若T1友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, 則再考察它是否受學(xué)段調(diào)節(jié)。

圖1 父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的即時(shí)影響模型(M1)

圖2 父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的延時(shí)影響模型(M2)

2 研究方法

2.1 被試

根據(jù)父母外出情況, 可將留守兒童分為父親外出、雙親外出和母親外出三類兒童, 其中前兩類占絕大多數(shù), 且兩者的抑郁得分差異是否顯著尚無定論(侯珂等, 2014; Zhao et al., 2015)。借鑒以往研究范式, 以非留守兒童為對(duì)照組, 以父親外出兒童、雙親外出兒童為實(shí)驗(yàn)組開展追蹤研究。2009年10月, 從湖南省湘鄉(xiāng)市2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3所初中與3所小學(xué)作為取樣學(xué)校, 以班為單位對(duì)四年級(jí)、七年級(jí)學(xué)生進(jìn)行前測(cè)(T1), 獲得來自完整家庭的父親外出且由母親監(jiān)護(hù)的兒童(簡(jiǎn)稱單留守)116名、雙親外出且由祖輩監(jiān)護(hù)的兒童(簡(jiǎn)稱雙留守)84名和父母從未外出且由父母監(jiān)護(hù)的兒童(簡(jiǎn)稱非留守)79名, 共279名。2012年5月進(jìn)行追蹤調(diào)查(T2), 獲得有效被試264名, 其中57名被試監(jiān)護(hù)類型和/或留守類型在追蹤期間發(fā)生了改變而不參與分析。以前后測(cè)中一直處于相同留守狀態(tài)的207名兒童為分析對(duì)象, 其中雙留守72人、單留守79人、非留守56人; 男生110名, 女生97名; 四年級(jí)85人, 七年級(jí)122人。前測(cè)時(shí)被試年齡在8~14歲之間, 平均10.90 ± 1.58歲。

2.2 研究工具

父母關(guān)愛問卷 由范興華、方曉義和陳鋒菊(2011)根據(jù)Takahashi和Sakamoto編制的情感關(guān)系量表(ARS)修訂而成, 共8題, 要求被試報(bào)告最近一年內(nèi)父母給予其幫助、鼓勵(lì)、指導(dǎo)等情況發(fā)生的頻率, 5點(diǎn)計(jì)分, 1為很少, 5為非常多。計(jì)算項(xiàng)目均分, 得分越高代表感知到的父母關(guān)愛越多。前后測(cè)中問卷Cronbach α系數(shù)為0.86、0.89。

自尊量表 采用Rosenberg量表中文版(汪向東, 王希林, 馬弘, 1999)。共10題, 4點(diǎn)計(jì)分, 從1“非常符合”到4“很不符合”。將肯定表述題答案反向計(jì)分后求各題均分, 分?jǐn)?shù)越高代表自尊越高。前后測(cè)中問卷Cronbach α系數(shù)為0.79、0.83。

神經(jīng)質(zhì)人格問卷 選自鄒泓(2003)修訂的青少年人格五因素問卷, 含9題, 5點(diǎn)計(jì)分, 1為“完全不像我”, 5為“非常像我”。計(jì)算項(xiàng)目均分, 得分越高代表情緒穩(wěn)定性越差。前后測(cè)中問卷Cronbach α系數(shù)為0.73、0.81。

友誼質(zhì)量量表 選自Gauze, Bukowski, Aquan- Assee和Sippola (1996)修訂的青少年友誼質(zhì)量量表(FQS), 共19題, 要求被試從伙伴關(guān)系、幫助與支持、安全性和親密性四方面評(píng)價(jià)與最要好同性朋友的關(guān)系質(zhì)量。5點(diǎn)計(jì)分, 1為“完全不符合”, 5為“完全符合”。計(jì)算項(xiàng)目均分, 得分越高代表友誼質(zhì)量越好。前后測(cè)中問卷Cronbach α系數(shù)為0.82、0.79。

抑郁量表 選自Radloff編制的CES-D中文版(汪向東等, 1999)。要求被試回答過去一周內(nèi)癥狀出現(xiàn)的頻度。4點(diǎn)評(píng)分, 1為“偶爾或無”, 4為“大部分時(shí)間或持續(xù)”, 共20題?？隙ū硎鲱}計(jì)分經(jīng)反向轉(zhuǎn)換后, 計(jì)算項(xiàng)目均分, 分?jǐn)?shù)越高代表抑郁心情越嚴(yán)重。前后測(cè)中問卷Cronbach α系數(shù)為0.83、0.89。

2.3 數(shù)據(jù)收集過程

以班為單位施測(cè)。前測(cè)和后測(cè)中, 各校施測(cè)時(shí)間間隔均控制在1周內(nèi)。施測(cè)時(shí), 主試將題目逐個(gè)讀給小學(xué)生聽, 以助其理解后作答; 初中生被試在主試講解指導(dǎo)語后獨(dú)立作答。作答結(jié)束后, 主試檢查問卷, 發(fā)現(xiàn)有漏答或亂答現(xiàn)象, 及時(shí)請(qǐng)被試補(bǔ)答或糾正或作廢卷處理。

2.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)M1和M2模型包含的研究變量分別進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果顯示, M1 (χ2/= 4.04, NFI = 0.85, IFI = 0.82, RMSEA = 0.142)和M2 (χ2/= 4.54, NFI = 0.85, IFI = 0.77, RMSEA = 0.154)的單因子結(jié)構(gòu)模型的整體擬合情況均較差。說明數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差問題。

2.5 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 16.0與AMOS 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析, 含初步分析與模型檢驗(yàn)。初步分析包括MANOVA方差分析、重復(fù)測(cè)量方差分析和Pearson相關(guān)分析。模型檢驗(yàn)含即時(shí)預(yù)測(cè)模型(M1)與延時(shí)預(yù)測(cè)模型(M2)檢驗(yàn), 且均分兩步：(1)檢驗(yàn)自尊與神經(jīng)質(zhì)在關(guān)愛→抑郁間的中介作用以及友誼質(zhì)量對(duì)父母關(guān)愛→抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)路徑的調(diào)節(jié)作用; (2)檢驗(yàn)自尊、神經(jīng)質(zhì)對(duì)關(guān)愛→抑郁路徑的調(diào)節(jié)作用。其中, M2檢驗(yàn)又分為僅控制性別作用和同時(shí)控制性別與T2父母關(guān)愛的作用兩種情況。

3 結(jié)果與分析

3.1 初步分析

3.1.1 三類兒童的變量得分比較及其發(fā)展趨勢(shì)

首先, 以兒童類型為分組變量, 分別以T1變量、T2變量為結(jié)果變量進(jìn)行MANOVA分析。結(jié)果顯示, 兒童類型的主效應(yīng)在T1變量(Wilks,l= 0.85,= 3.27,< 0.001, η2= 0.076)、T2變量(Wilks,l= 0.83,= 3.95,< 0.001, η2= 0.090)中顯著。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn), 兒童類型在T1/T2父母關(guān)愛、T1/T2抑郁上的得分差異顯著(見表1), 單、雙留守的T1/T2父母關(guān)愛顯著低于非留守(s < 0.01), T1/T2抑郁顯著高于非留守(s < 0.05)。其次, 以兒童類型為被試間變量, 以測(cè)量時(shí)間為被試內(nèi)變量, 進(jìn)行3×2的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果表明, 僅抑郁的測(cè)量時(shí)間的主效應(yīng)顯著((1, 204) = 9.68,< 0.01, η2= 0.045), 雙留守的T2抑郁顯著高于T1抑郁(< 0.01); 所有變量的測(cè)量時(shí)間與兒童類型的交互效應(yīng)均不顯著。

表1 三類兒童在變量上的得分(M ± SD)

注：***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05, +< 0.08, 下同。

3.1.2 留守兒童研究變量的相關(guān)分析

非留守兒童作為對(duì)照組, 不再參與后續(xù)分析。對(duì)單留守、雙留守、四年級(jí)、七年級(jí)兒童研究變量的相關(guān)分別進(jìn)行分析。Z檢驗(yàn)顯示, 單留守與雙留守、四年級(jí)與七年級(jí)在變量的即時(shí)相關(guān)和延時(shí)相關(guān)系數(shù)上的差異均不顯著。因此, 將不同留守類型、學(xué)段的留守兒童數(shù)據(jù)合在一起分析。Pearson相關(guān)分析發(fā)現(xiàn), 從同時(shí)性角度看, T1前測(cè)/T2后測(cè)中, 父母關(guān)愛與友誼質(zhì)量(= 0.23/0.25)、自尊(= 0.38/0.34)、神經(jīng)質(zhì)(= –0.37/–0.34)、抑郁(= –0.42/–0.58), 自尊與神經(jīng)質(zhì)(= –0.24/–0.32)、抑郁(= –0.29/–0.47)以及神經(jīng)質(zhì)與抑郁(= 0.33/0.37)的相關(guān)均顯著(s < 0.01); 友誼質(zhì)量與自尊(= 0.21/0.18)、神經(jīng)質(zhì)(= –0.24/–0.32)、抑郁(= –0.37/–0.31)的相關(guān)亦顯著(s < 0.05)。從延時(shí)性角度看, T1父母關(guān)愛與T2父母關(guān)愛(= 0.61), T1父母關(guān)愛/T1友誼質(zhì)量與T2自尊(= 0.29/0.25)、T2神經(jīng)質(zhì)(= –0.28/–0.18)、T2抑郁(= –0.45/–0.26)的相關(guān)顯著(s < 0.05)。此外, T1/T2抑郁與性別(男 = 0, 女= 1)的相關(guān)顯著(= 0.26/0.18,s < 0.05), 與留守時(shí)間、學(xué)段(小學(xué) = 0, 初中 = 1)的相關(guān)不顯著, 故模型檢驗(yàn)中僅控制性別的作用。

3.2 模型檢驗(yàn)

3.2.1 即時(shí)預(yù)測(cè)模型M1的檢驗(yàn)

首先, 對(duì)自尊與神經(jīng)質(zhì)的中介作用以及友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)。模型整體擬合指數(shù)較差(χ2/= 5.74, NFI = 0.81, CFI = 0.83, RMSEA = 0.178)。刪除不顯著路徑(T1父母關(guān)愛×T1友誼質(zhì)量→T1抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì), T1友誼質(zhì)量→T1自尊/神經(jīng)質(zhì)), 模型整體擬合指數(shù)良好(χ2/= 1.47, NFI = 0.95, CFI = 0.98, RMSEA = 0.056); 同時(shí), T1父母關(guān)愛→T1抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)以及T1自尊→T1抑郁、T1神經(jīng)質(zhì)→T1抑郁的路徑均顯著(見圖3)。從預(yù)測(cè)效應(yīng)看, T1父母關(guān)愛對(duì)T1抑郁的總效應(yīng)為–0.38, 其中直接效應(yīng)–0.27, 占總效應(yīng)的71%; 間接效應(yīng)–0.11, 由T1自尊(–0.16×0.33 = –0.05)和T1神經(jīng)質(zhì)(–0.34×0.18 = –0.06)的中介效應(yīng)構(gòu)成, 占總效應(yīng)的29%。Bootstrap檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), T1自尊、T1神經(jīng)質(zhì)的中介效應(yīng)95%CI為(–0.10, –0.001)、(–0.12, –0.002), 均未包括0, 中介效應(yīng)顯著。說明父母關(guān)愛部分通過提升兒童自尊與情緒穩(wěn)定性來減少抑郁發(fā)生。

圖3 父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的即時(shí)影響模型(圖中數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù), 下同)

其次, 對(duì)自尊與神經(jīng)質(zhì)對(duì)父母關(guān)愛→抑郁路徑的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)。模型整體擬合指數(shù)較差(χ2/= 7.10, NFI = 0.46, CFI = 0.48, RMSEA = 0.202), 且T1父母關(guān)愛×T1自尊(β = –0.07,> 0.05)、T1父母關(guān)愛×T1神經(jīng)質(zhì)(β = 0.03,> 0.05)→T1抑郁的路徑均不顯著, 表明調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在。

3.2.2 延時(shí)預(yù)測(cè)模型M2的檢驗(yàn)

首先, 考察在控制性別作用后T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時(shí)中介以及T1友誼質(zhì)量對(duì)T1父母關(guān)愛→T2抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)路徑的調(diào)節(jié)。模型整體擬合情況較差(χ2/= 3.94, NFI = 0.78, CFI = 0.81, RMSEA = 0.140), T1關(guān)愛×T1友誼→T2抑郁以及T1友誼質(zhì)量→T2神經(jīng)質(zhì)的路徑不顯著。刪除不顯著路徑, 模型整體擬合情況良好(χ2/= 1.46, NFI = 0.93, CFI = 0.97, RMSEA = 0.055)。圖4顯示, T1父母關(guān)愛對(duì)T2抑郁總效應(yīng)為–0.40, 其中直接效應(yīng)–0.28, 占總效應(yīng)70%; 間接效應(yīng)–0.12, 占總效應(yīng)30%, 由T2自尊(0.24×–0.29 = –0.07)和T2神經(jīng)質(zhì)(–0.24× 0.19 = –0.05)的中介效應(yīng)組成, 對(duì)應(yīng)95%CI為(–0.13, –0.01)/(–0.09, –0.01), 均未包括0, 故中介效應(yīng)均顯著。說明, 前測(cè)父母關(guān)愛部分通過后測(cè)自尊、神經(jīng)質(zhì)人格的作用進(jìn)而影響后測(cè)抑郁。

圖4還顯示, T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑均顯著。采用SEM考察T1友誼質(zhì)量低(Z ≦ –1)、中(–1< Z < 1)、高(Z ≧ 1)三種水平下, T2自尊/神經(jīng)質(zhì)對(duì)T1父母關(guān)愛與T2抑郁關(guān)系的中介情況。在低分組, T1父母關(guān)愛→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)以及T2自尊/神經(jīng)質(zhì)→T2抑郁均不顯著, 說明中介效應(yīng)不存在。在中間組, T1父母關(guān)愛→T2抑郁顯著(β = –0.28,< 0.01); 同時(shí), T1父母關(guān)愛→T2自尊(β = 0.31,0.01)/神經(jīng)質(zhì) (β = –0.38,< 0.001)以及T2自尊(β = –0.28,0.01)/神經(jīng)質(zhì)(β = 0.21,< 0.05)→T2抑郁均顯著, 兩者中介效應(yīng)為–0.09/–0.08, 對(duì)應(yīng)95%CI為(–0.16, –0.02)/(–0.15, –0.01), 均未包括0, 故部分中介作用均顯著。在高分組, T1父母關(guān)愛→T2抑郁不顯著(β = –0.20,> 0.05), 但T1父母關(guān)愛→T2自尊(β = 0.60,0.001)/神經(jīng)質(zhì)(β = –0.44,< 0.001)以及T2自尊(β = –0.45,0.001)/神經(jīng)質(zhì)(β = 0.36,< 0.01)→T2抑郁的路徑均顯著, 兩者中介效應(yīng)為–0.27/–0.16, 其95%CI為(–0.34, –0.20)/(–0.21, –0.11), 均未包括0, 中介效應(yīng)均顯著, 兩者在T1關(guān)愛與T2抑郁間起完全中介作用。綜上, 隨著友誼質(zhì)量的提高, 父母關(guān)愛對(duì)自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時(shí)影響增大, 自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時(shí)中介效應(yīng)隨之增強(qiáng)。

其次, 在圖4初始模型基礎(chǔ)上增加控制T2父母關(guān)愛的作用。模型整體擬合指數(shù)較差(χ2/= 8.26, NFI = 0.59, CFI = 0.60, RMSEA = 0.220), T1友誼質(zhì)量→T2抑郁、T1關(guān)愛×T1友誼→T2抑郁的作用不顯著, 故刪除其路徑; 同時(shí), T1父母關(guān)愛→T2自尊(β = 0.04,> 0.05)/神經(jīng)質(zhì)(β = –0.09,> 0.05)的預(yù)測(cè)不顯著, 但T2自尊(β = –0.26,< 0.001)/神經(jīng)質(zhì)(β = 0.15,< 0.05)→T2抑郁的作用顯著, T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的中介效應(yīng)為–0.01/–0.01, 其95%CI(–0.04, 0.02)/(–0.04, 0.01)均包含0, 中介效應(yīng)不顯著, 故刪除T1父母關(guān)愛→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑。在此基礎(chǔ)上, 增加T1/T2父母關(guān)愛以及T2自尊與神經(jīng)質(zhì)的殘差相關(guān), 模型整體擬合指數(shù)可以接受(χ2/= 1.90, NFI = 0.90, CFI = 0.95, RMSEA = 0.077)。圖5顯示, T1父母關(guān)愛→T2抑郁的直接效應(yīng)(β = –0.14)接近顯著, 小于僅控制性別時(shí)的效應(yīng)(β = –0.28); T2自尊/神經(jīng)質(zhì)對(duì)關(guān)愛→抑郁的直接中介作用消失; T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)均顯著, 且與僅控制性別時(shí)的預(yù)測(cè)力相近、預(yù)測(cè)性質(zhì)不變。

圖4 控制性別作用后, 父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的延時(shí)影響模型

再者, 考察友誼質(zhì)量調(diào)節(jié)效應(yīng)是否受學(xué)段調(diào)節(jié)。對(duì)小學(xué)留守兒童而言, 圖4 (χ2/= 2.42, NFI = 0.70, CFI = 0.76, RMSEA = 0.160)、圖5 (χ2/= 1.97, NFI = 0.72, CFI = 0.82, RMSEA = 0.133)模型的擬合指數(shù)均較差, 同時(shí)T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的作用均不顯著。對(duì)初中留守兒童而言, 圖4 (χ2/= 1.46, NFI = 0.91, CFI = 0.97, RMSEA = 0.070)、圖5 (χ2/= 1.57, NFI = 0.90, CFI = 0.96, RMSEA = 0.075)模型的擬合指數(shù)均可接受, 且T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊(β = 0.23/0.20)/神經(jīng)質(zhì)(β = –0.23/–0.30)的作用均顯著(s < 0.05)。說明, 兩種控制條件下友誼質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)均顯著, 且與總樣本中調(diào)節(jié)作用的實(shí)質(zhì)一致。

最后, 對(duì)M2中T2自尊/神經(jīng)質(zhì)對(duì)T1父母關(guān)愛→T2抑郁路徑的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)。僅控制性別作用(χ2/= 5.16, NFI = 0.49, CFI = 0.52, RMSEA = 0.166)和同時(shí)控制性別與T2父母關(guān)愛作用(χ2/= 7.67, NFI = 0.37, CFI = 0.38, RMSEA = 0.211)兩種條件下, 模型整體擬合情況均較差, 且T1關(guān)愛×T2自尊/神經(jīng)質(zhì)→T2抑郁的路徑均不顯著, 說明調(diào)節(jié)作用不存在。

綜上, H1假設(shè)、H2與H3中的中介作用假設(shè)、H5的部分假設(shè)以及H6被證實(shí); H2與H3中的調(diào)節(jié)作用假設(shè)、H4以及 H5的部分假設(shè)未獲支持。

4 討論

本文借助抑郁的素質(zhì)壓力理論框架, 以留守兒童為被試, 以父母關(guān)愛缺失為壓力, 以低自尊、神經(jīng)質(zhì)人格和低友誼質(zhì)量為素質(zhì), 考察了它們對(duì)抑郁的交互影響。

4.1 留守現(xiàn)象對(duì)兒童心理適應(yīng)有不利影響

趙景欣、劉霞和張文新(2013)認(rèn)為, 在沒有根據(jù)實(shí)驗(yàn)研究程序嚴(yán)格選擇實(shí)驗(yàn)組(留守兒童)和對(duì)照組的情況下, 難以判斷父母外出與兒童心理問題間的因果關(guān)系。本研究雖未采用隨機(jī)化程序選擇被試, 但通過追蹤設(shè)計(jì)選取了2.5年內(nèi)一直處于相同留守狀態(tài)的單、雙留守為實(shí)驗(yàn)組以及非留守為對(duì)照組, 控制了性別、留守時(shí)間、家庭結(jié)構(gòu)、曾留守經(jīng)歷、實(shí)際監(jiān)護(hù)人變更的影響, 為較準(zhǔn)確地判斷留守現(xiàn)象對(duì)兒童發(fā)展的影響奠定了基礎(chǔ)。

與非留守相比, 單、雙留守前后測(cè)中報(bào)告的父母關(guān)愛均較少、抑郁均較高, 表明留守兒童的抑郁情緒相對(duì)嚴(yán)重, 且缺少父母關(guān)愛是其重要誘因。這與“壓力是抑郁誘因”的素質(zhì)壓力理論觀點(diǎn)一致。究其原因, 缺少父母關(guān)愛會(huì)導(dǎo)致兒童對(duì)親情、陪伴、支持的需要得不到滿足, 并引發(fā)周圍人的歧視與欺負(fù), 使之出現(xiàn)抑郁的可能性增大。研究還發(fā)現(xiàn), 單、雙留守在變量的即時(shí)和延時(shí)相關(guān)系數(shù)上的差異均不顯著, 表明研究變量對(duì)兩類兒童抑郁的影響模式趨于一致; 但雙留守后測(cè)抑郁高于前測(cè), 說明除父母關(guān)愛等變量外, 還有其它壓力與素質(zhì)助推了抑郁的不利發(fā)展。例如, 與單留守相比, 雙留守報(bào)告的同伴欺負(fù)更多(傅王倩, 張磊, 王達(dá), 2016)、家庭氣氛更冷清、監(jiān)護(hù)人的學(xué)習(xí)管理能力更差(范興華, 簡(jiǎn)晶萍, 陳鋒菊, 于夢(mèng)嬌, 周妍, 諶俏, 2018)、對(duì)留守?zé)赖南麡O評(píng)價(jià)更高(趙景欣, 申繼亮, 2011), 且上述變量對(duì)抑郁均有正向預(yù)測(cè)性。這些風(fēng)險(xiǎn)因素與父母關(guān)愛缺失以及青春期身心適應(yīng)問題匯聚在一起, 容易使雙留守感到無力應(yīng)對(duì), 從而導(dǎo)致抑郁增加。

圖5 控制性別與T2父母關(guān)愛作用后, T1父母關(guān)愛對(duì)留守兒童T2抑郁的延時(shí)影響模型

4.2 父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的影響

控制性別作用后, 留守兒童感知到的父母關(guān)愛越少, 體驗(yàn)到的即時(shí)與延時(shí)抑郁越多。父母是個(gè)體成長(zhǎng)過程中的重要他人, 對(duì)兒童青少年社會(huì)性情緒發(fā)展的作用主要體現(xiàn)為提供情感支持和工具性支持并與之建立起心理聯(lián)結(jié); 從病理學(xué)看, 缺乏父母支持是青少年抑郁發(fā)生的高風(fēng)險(xiǎn)因素(田錄梅等, 2012)。由于親子長(zhǎng)期分離, 留守兒童得到的父/母情感支持與工具性支持較少, 面對(duì)壓力時(shí)容易產(chǎn)生抑郁情緒; 而且, “血濃于水”的親情關(guān)愛有不可替代性, 因此父母關(guān)愛缺失對(duì)抑郁亦有延時(shí)效應(yīng)。這提示, 要減少留守現(xiàn)象對(duì)兒童成長(zhǎng)的影響, 父母的參與必不可少。

同時(shí)控制性別與后測(cè)父母關(guān)愛的作用后, 前測(cè)父母關(guān)愛對(duì)后測(cè)抑郁仍有直接效應(yīng), 但明顯小于僅控制性別時(shí)的作用。結(jié)合圖5中T1/T2關(guān)愛呈高相關(guān)以及T2關(guān)愛→T2抑郁/自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑均顯著可知, T1關(guān)愛通過T2關(guān)愛的部分中介或直接對(duì)T2抑郁或再經(jīng)T2自尊/神經(jīng)質(zhì)后對(duì)T2抑郁產(chǎn)生影響, 此時(shí)T2關(guān)愛的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的65%{[–0.40– (–0.14)]/–0.40 = 65%}。這提示, 盡管父母關(guān)愛缺失對(duì)兒童抑郁有長(zhǎng)期不利, 但該影響并非完全不能逆轉(zhuǎn), 外出父母若能把握當(dāng)下, 給予孩子適度關(guān)愛, 亦能在較大程度上消除前期關(guān)愛缺失對(duì)兒童當(dāng)下抑郁的不利影響, 起到“亡羊補(bǔ)牢, 未為晚也”之效。

4.3 自尊、神經(jīng)質(zhì)在父母關(guān)愛與抑郁關(guān)系中的中介與調(diào)節(jié)

控制性別作用后, 自尊與神經(jīng)質(zhì)在父母關(guān)愛對(duì)抑郁的即時(shí)預(yù)測(cè)中起部分中介作用, 后測(cè)自尊與神經(jīng)質(zhì)在延時(shí)預(yù)測(cè)中起部分中介作用; 增加控制后測(cè)父母關(guān)愛的作用后, 后測(cè)自尊與神經(jīng)質(zhì)的直接中介效應(yīng)消失, 轉(zhuǎn)而通過間接的鏈?zhǔn)街薪?T1父母關(guān)愛→T2父母關(guān)愛→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)→T2抑郁)發(fā)揮作用。說明, 父母關(guān)愛對(duì)抑郁的抑制作用可部分通過提升即時(shí)或延時(shí)的自尊和情緒穩(wěn)定性來實(shí)現(xiàn)。父母關(guān)愛象征著父母在情感層面對(duì)孩子的接納和認(rèn)同, 有助于孩子形成積極的自我認(rèn)知和保持良好的情緒狀態(tài), 進(jìn)而減少抑郁發(fā)生。就留守兒童而言, 親子長(zhǎng)期缺乏直接互動(dòng), 加之父母文化程度較低, 難以理解親子溝通的重要性也不懂得溝通技巧, 使得他們有被拋棄感; 同時(shí), 由于缺乏父/母保護(hù), 生活中容易遭受外界歧視。被拋棄感和被歧視感的存在, 會(huì)引發(fā)兒童對(duì)自我與世界公正信念的質(zhì)疑, 致其自尊降低、情緒狀態(tài)變差。在素質(zhì)壓力理論看來, 對(duì)自我、世界的消極認(rèn)知是引發(fā)個(gè)體抑郁的重要直接原因。從信息加工的角度來看, 低自尊者對(duì)負(fù)性信息存在注意偏向, 高神經(jīng)質(zhì)者對(duì)外界刺激反應(yīng)過于強(qiáng)烈, 壓力情境下均易產(chǎn)生沮喪等消極情緒, 從而增加了抑郁發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)。

兩種控制條件下, 自尊、神經(jīng)質(zhì)對(duì)父母關(guān)愛與抑郁關(guān)系的即時(shí)和延時(shí)調(diào)節(jié)作用均不顯著, 自尊緩沖假說和陽性乘法模型均未獲支持。這與Moksnes等(2016)的結(jié)果一致, 但與Eisenbarth (2012)和黨清秀等(2016)的結(jié)果相左。已有結(jié)果明顯不一致, 可能與各研究關(guān)注壓力的不同層面有關(guān)。研究顯示, 自尊能緩沖同伴壓力對(duì)抑郁的作用(Moksnes, Moljord, Espnes, & Byrne, 2010), 卻不能調(diào)節(jié)家庭生活壓力(Moksnes et al., 2010)和相依性壓力事件(dependent events, 指事件發(fā)生可受個(gè)體控制或影響)對(duì)青少年抑郁的影響; 神經(jīng)質(zhì)對(duì)壓力與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)取決于壓力對(duì)個(gè)體的影響, 不嚴(yán)重的壓力事件對(duì)抑郁的消極效應(yīng)與神經(jīng)質(zhì)水平無關(guān)(Yang et al., 2008)。由此看來, 自尊不能緩沖家庭生活壓力和相依性壓力對(duì)抑郁的效應(yīng), 神經(jīng)質(zhì)不會(huì)加重一般生活壓力對(duì)抑郁的影響。

父母關(guān)愛缺失源于家庭教養(yǎng), 兒童對(duì)其感受既不十分強(qiáng)烈(見表1), 也非完全不可改變。外出父母與留守子女通常會(huì)定期溝通, 必要時(shí)兒童可主動(dòng)與外出父母取得聯(lián)系。不僅如此, 稍長(zhǎng)的兒童能認(rèn)識(shí)到父母外出務(wù)工對(duì)增強(qiáng)家庭教育投資能力和改善家人生活具有的積極意義, 有助于他們更好地詮釋父母關(guān)愛的內(nèi)涵?？傊? 父母關(guān)愛缺失這種來自家庭內(nèi)部的生活壓力, 因其影響程度一般且具有相依性特點(diǎn), 可能導(dǎo)致它與自尊、神經(jīng)質(zhì)的交互作用不顯著。

4.4 友誼質(zhì)量對(duì)父母關(guān)愛與自尊、神經(jīng)質(zhì)、抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

友誼質(zhì)量對(duì)父母關(guān)愛→自尊/神經(jīng)質(zhì)/抑郁的即時(shí)路徑和對(duì)父母關(guān)愛→抑郁的延時(shí)路徑的調(diào)節(jié)作用均不顯著。親子關(guān)系與友誼關(guān)系是兒童青少年的兩種主要親密關(guān)系, 對(duì)其適應(yīng)均有促進(jìn)作用; 但與友誼支持相比, 父母支持是早期青少年情緒問題的最好預(yù)測(cè)指標(biāo)(Helsen, Vollebergh, & Meeus, 2000)。而且, 在大多數(shù)留守兒童看來, 他人不可能提供太多有價(jià)值的幫助, 因?yàn)楦改甘遣豢商娲?周宗奎等, 2005)。這一認(rèn)知圖式影響了他們對(duì)各類社會(huì)支持的接納, 故調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。但T1關(guān)愛×T1友誼→T2自尊/神經(jīng)質(zhì)的路徑均顯著, 隨著友誼質(zhì)量提高, 父母關(guān)愛對(duì)自尊/神經(jīng)質(zhì)的延時(shí)影響增大。社會(huì)支持理論(social provisional theory)指出, 父母和同伴是影響兒童青少年發(fā)展的兩種重要支持來源, 當(dāng)一種關(guān)系質(zhì)量較差時(shí), 另一種關(guān)系會(huì)變得更為重要(Furman & Buhrmester, 1985)。盡管父母不可替代, 但隨著留守時(shí)間的延長(zhǎng), 兒童慢慢適應(yīng)了缺少父母關(guān)愛的生活, 他們常通過友伴活動(dòng)來轉(zhuǎn)移注意力和消解煩惱(范興華, 2012)。而且, 友誼質(zhì)量與移情能力(Chow, Ruhl, & Buhrmester, 2013)、人際感恩水平(Cohen, 2012)呈顯著正相關(guān)。這意味著, 友誼質(zhì)量較高的留守兒童, 對(duì)父母關(guān)愛的感知能力與感恩水平均較高, 有助于他們形成積極的自我心理表征。從長(zhǎng)遠(yuǎn)觀點(diǎn)看, 這將促進(jìn)自尊和情緒穩(wěn)定性的發(fā)展。因此, 友誼質(zhì)量能增強(qiáng)父母關(guān)愛對(duì)自尊與神經(jīng)質(zhì)人格的延時(shí)影響。此外, 該效應(yīng)僅發(fā)生在初中兒童中。究其原因, 可能與兒童的思維發(fā)展趨勢(shì)有關(guān)。初中兒童的抽象性邏輯思維較小學(xué)兒童更為成熟, 能更加全面客觀地認(rèn)識(shí)父母關(guān)愛的本質(zhì)。從小學(xué)到初中, 留守兒童中“認(rèn)為父母外出主要是為了持家和供自己成長(zhǎng)”的人數(shù)比例隨年級(jí)升高而增加(周宗奎等, 2005)。

4.5 研究的意義、局限性及啟示

本研究采用追蹤設(shè)計(jì)考察了父母關(guān)愛對(duì)留守兒童抑郁的影響機(jī)制, 檢驗(yàn)了素質(zhì)壓力理論的觀點(diǎn), 豐富了處境不利兒童之研究成果; 同時(shí)為干預(yù)留守兒童抑郁提供了視角。首先, 增加兒童對(duì)父母關(guān)愛的感知。外出父母可利用電話、網(wǎng)絡(luò)等媒介實(shí)現(xiàn)親子溝通, 為滿足兒童的關(guān)愛需求提供心理上的可及性, 有助于降低其抑郁; 其次, 提升兒童自尊和情緒穩(wěn)定性, 可部分抵消父母關(guān)愛缺失對(duì)抑郁的影響, 進(jìn)而降低抑郁風(fēng)險(xiǎn); 再次, 幫助兒童建立起良好的友誼關(guān)系, 既可直接消解其抑郁情緒, 也可間接助推自尊與神經(jīng)質(zhì)人格的延時(shí)中介能力。

研究亦存在明顯局限。一是留守兒童被試共151人, 被試量較少。按照Bentle的觀點(diǎn), 樣本量至少要有待估計(jì)參數(shù)數(shù)目的5倍以上。圖5初始模型最為復(fù)雜, 待估計(jì)參數(shù)17個(gè), 需要85名以上被試, 超過四年級(jí)樣本量。因此, 擴(kuò)大樣本量能提高結(jié)果的信效度。二是一些重要因素未被納入。研究顯示, 親子分離時(shí)年齡越小, 兒童的抑郁水平越高(Liu, Li, & Ge, 2009); 6歲前與父母分離的兒童, 留守時(shí)間對(duì)抑郁無明顯影響; 6歲后分離的兒童, 留守時(shí)間越長(zhǎng), 抑郁水平越高(Ling, Fu, & Zhang, 2015); 親子溝通越頻繁、話題越多, 兒童的抑郁風(fēng)險(xiǎn)越低(Wang et al., 2015)。后續(xù)研究若能控制分離年齡的主效應(yīng)、分離年齡與留守時(shí)間的交互效應(yīng)以及親子溝通的作用, 亦可提高研究的內(nèi)部效度。

研究為后續(xù)探究提供了啟示。目前, 尚未發(fā)現(xiàn)某種素質(zhì)能完全解釋抑郁的發(fā)生。自尊與神經(jīng)質(zhì)的即時(shí)中介效應(yīng)、延時(shí)中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的29%與30%, 提示在父母關(guān)愛與留守兒童抑郁關(guān)系中, 有其他中介變量存在, 需進(jìn)一步探討。

Auerbach, R. P., Bigda-Peyton, J. S., Eberhart, N. K., Webb, C. A., & Ho, M.-H. R. (2011). Conceptualizing the prospective relationship between social support, stress, and depressive symptoms among adolescents., 475–487.

The direct and interactive effects of neuroticism and life stress on the severity and longitudinal course of depressive symptoms., 844–856.

Chang, Q., & Xia, X. R. (2008). A study of personality traits of rural left-behind children., 1406–1408, 1405.

[常青, 夏緒仁. (2008). 農(nóng)村留守兒童人格特征研究., 1406–1408, 1405. ]

Chow, C. M., Ruhl, H., & Buhrmester, D. (2013). The mediating role of interpersonal competence between adolescents’ empathy and friendship quality: A dyadic approach., 191–200.

Cohen, A. D. (2012).(Unpublished doctorial dissertation). University of Miami.

Dang, Q. X., Li, Y., & Zhang, B. S. (2016). Interpersonal relationships and adolescent depression: Roles of self- esteem and gender.(1), 69–73, 80.

[黨清秀, 李英, 張寶山. (2016). 不同類型人際關(guān)系對(duì)青少年抑郁情緒的影響——自尊和性別的作用.(1), 69–73, 80.]

Eisenbarth, C. (2012). Does self-esteem moderate the relations among perceived stress, coping, and depression?, 149–157.

Engert, V., Buss, C., Khalili-Mahani, N., Wadiwalla, M., Dedovic, K., & Pruessner, J. C. (2010). Investigating the association between early life parental care and stress responsivity in adulthood., 570–581.

Fan, X. H. (2012).. Changsha, China: Hunan Normal University Press.

[范興華. (2012).. 長(zhǎng)沙: 湖南師范大學(xué)出版社. ]

Fan, X. H., Fang, X. Y., & Chen, F. J. (2011). Development of family adversity scale for parent-absent children in rural China., 715–719, 724.

[范興華, 方曉義, 陳鋒菊. (2011). 留守兒童家庭處境不利問卷的編制., 715–719, 724. ]

Fan, X. H., Jian, J. P., Chen, F. J., Yu, M. J., Zhou, Y., & Shen, Q. (2018). Relationship between family adversity and psychological adaptation among the left-behind rural children: Psychological capital as a mediator., 206–211.

[范興華, 簡(jiǎn)晶萍, 陳鋒菊, 于夢(mèng)嬌, 周妍, 諶俏. (2018). 家庭處境不利與留守兒童心理適應(yīng): 心理資本的中介., 206–211. ]

Fu, W. Q., Zhang, L., & Wang, D. (2016). The discrimination perceived by left-at-home lower secondary school students in rural areas and its relationship with their problem behaviors: The mediating effect of social support.(1), 42–47.

[傅王倩, 張磊, 王達(dá). (2016). 初中留守兒童歧視知覺及其與問題行為的關(guān)系: 社會(huì)支持的中介作用.(1), 42–47.]

Furman, W., & Buhrmester, D. (1985). Children’s perceptions of the personal relationships in their social networks., 1016–1024.

Gauze, C., Bukowski, W. M., Aquan-Assee, J., & Sippola, L. K. (1996). Interactions between family environment and friendship and associations with self-perceived well-being during early adolescence., 2201–2216.

Helsen, M., Vollebergh, W., & Meeus, W. (2000). Social support from parents and friends and emotional problems in adolescence., 319–335.

Hobfoll, S. E. (2001). The influence of culture, community, and the nested-self in the stress process: Advancing conservation of resources theory., 337–421.

Hou, K., Liu, Y., Qu, Z. Y., & Jiang, S. (2014). The social adjustment of left-behind children in rural China: A propensity score analysis., 646–655.

[侯珂, 劉艷, 屈智勇, 蔣索. (2014). 留守對(duì)農(nóng)村兒童青少年社會(huì)適應(yīng)的影響: 傾向值匹配的比較分析., 646–655.]

Jager, J., Yuen, C. X., Putnick, D. L., Hendricks, C., & Bornstein, M. H. (2015). Adolescent-peer relationships, separation and detachment from parents, and internalizing and externalizing behaviors: Linkages and interactions., 511–537.

Kendler, K. S., Kuhn, J., & Prescott, C. A. (2004). The interrelationship of neuroticism, sex, and stressful life events in the prediction of episodes of major depression.631–636.

Lan, Y. L., Li, Y., Tang, X. J., Zhang, Y. Y., Qin, Y. N., & Qin, J. Y. (2009). Personality and depressive symptoms and their influential factors in children left-behind in rural area., 901–903.

[蘭燕靈, 李艷, 唐秀娟, 張燕燕, 覃業(yè)寧, 覃金艷. (2009). 農(nóng)村留守兒童個(gè)性、抑郁癥狀及影響因素分析., 901–903.]

Lancaster, G., Rollinson, L., & Hill, J. (2007). The measurement of a major childhood risk for depression: Comparison of the parental bonding instrument (PBI) 'parental care' and the childhood experience of care and abuse (CECA) 'parental neglect'., 263–267.

Ling, H., Fu, E., & Zhang, J. R. (2015). Effects of separation age and separation duration among left-behind children in China., 241–253.

Liu, Y., Li, X. W., Chen, L., & Qu, Z. Y. (2015).Perceived positive teacher-student relationship as a protective factor for Chinese left-behind children’s emotional and behavioural adjustment., 354– 362.

Liu, Z. K., Li, X. Y., & Ge, X. J. (2009). Left too early: The effects of age at separation from parents on Chinese rural children's symptoms of anxiety and depression., 2049–2054.

Moilanen, K. L., Rasmussen, K. E., & Padilla-Walker, L. M. (2015). Bidirectional associations between self-regulation and parenting styles in early adolescence., 246–262.

Moksnes, U. K., Eilertsen, M. E. B., & Lazarewicz, M. (2016). The association between stress, self-esteem and depressive symptoms in adolescents., 22–29.

Moksnes, U. K., Moljord, I. E. O., Espnes, G. A. & Byrne, D. G. (2010). The association between stress and emotional states in adolescents: The role of gender and self-esteem., 430–435.

Monroe, S. M., & Simons, A. D. (1991). Diathesis-stress theories in the context of life stress research: Implications for the depressive disorders., 406–425.

Disentangling the effects of low self-esteem and stressful events on depression: Findings from three longitudinal studies., 307– 321.

Peng, Y. S., Wang, Y. L., Gong, L., & Peng, L. (2013). Relationship between parenting style and personality traits in juvenile delinquents: Moderating role of peer relationship., 956–958, 973.

[彭運(yùn)石, 王玉龍, 龔玲, 彭磊. (2013). 家庭教養(yǎng)方式與犯罪青少年人格的關(guān)系: 同伴關(guān)系的調(diào)節(jié)作用., 956–958, 973.]

Pinto, A., Veríssimo, M., Gatinho, A., Santos, A. J., & Vaughn, B. E. (2015). Direct and indirect relations between parent–child attachments, peer acceptance, and self-esteem for preschool children., 586–598.

Quach, A. S., Epstein, N. B., Riley, P. J., Falconier, M. K., & Fang, X. Y. (2015). Effects of parental warmth and academic pressure on anxiety and depression symptoms in Chinese adolescents., 106–116.

Ramsawh, H. J., Ancoli-Israel, S., Sullivan, S. G., Hitchcock, C. A., & Stein, M. B. (2011). Neuroticism mediates the relationship between childhood adversity and adult sleep quality., 130–143.

Reti, I. M., Samuels, J. F., Eaton, W. W., Bienvenu III, O.J., Costa, P. T., Jr., & Nestadt, G. (2002). Influences of parenting on normal personality traits., 55–64.

Roberts, S. B., & Kendler, K. S. (1999). Neuroticism and self-esteem as indices of the vulnerability to major depression in women., 1101– 1119.

Sowislo, J. F., & Orth, U. (2013). Does low self-esteem predict depressionand anxiety? A meta-analysis of longitudinal studies., 213–240.

Tian, L. M, Chen, G. H., Wang, S. Q., Liu, H. J., & Zhang, W. X. (2012). Effects of parental support and friendship support on loneliness and depression during early and middle adolescence., 944– 956.

[田錄梅, 陳光輝, 王姝瓊, 劉海嬌, 張文新. (2012). 父母支持、友誼支持對(duì)早中期青少年孤獨(dú)感和抑郁的影響., 944–956.]

Uliaszek, A. A., Zinbarg, R. E., Mineka, S., Craske, M. G., Sutton, J. M., Griffith, J. W., … Hammen, C. (2010). The role of neuroticism and extraversion in the stress-anxiety and stress-depression relationships., 363–381.

Vinkers, C. H., Joels, M., Milaneschi, Y., Kahn, R. S., Penninx, B. W. J. H., & Boks, M. P M. (2014). Stress exposure across the life span cumulatively increases depression risk and is moderated by neuroticism., 737–745

Wang, L. F., Feng, Z. Z., Yang, G. Y., Yang, Y. L., Dai, Q., Hu, C. B., … Zhao, M. X. (2015). The epidemiological characteristics of depressive symptoms in theleft-behind childrenand adolescents of Chongqing in China., 36–41.

Wang, X. D., Wang, X. L., & Ma, H. (1999).(Rev. ed., pp. 200–319). Beijing, China: Chinese Mental Health Journal Press.

[汪向東, 王希林, 馬弘. (1999).(增訂版, pp. 200–319). 北京: 中國心理衛(wèi)生雜志社.]

Wang, Y., & Chang, L. (2007). A study on the multi-dimensional structure of Chinese parents' warmth behavior.(2), 68–75.

[王燕, 張雷. (2007). 中國父母關(guān)愛行為的多維度測(cè)量研究.(2), 68–75.]

Wen, M., & Lin, D. H. (2012). Child development in rural China: Children left behind by their migrant parents and children of nonmigrant families., 120–136.

Yang, H. J., Chiu, Y. J., Soong, W. T., & Chen, W. J. (2008). The roles of personality traits and negative life events on the episodes of depressive symptoms in nonreferred adolescents: A 1-year follow-up study., 378–385.

Zeng, X. Q. (2010).Effect mechanism of parenting style on college students subjective well-being., 641–649.

[曾曉強(qiáng). (2010). 父母養(yǎng)育方式對(duì)大學(xué)生主觀幸福感的影響機(jī)制., 641–649.]

Zhao, J. X., &Shen, J. L. (2011). Relationship between cognitive appraisals for left-home hassles, depression and loneliness in rural left-home-children., 515–517.

[趙景欣, 申繼亮. (2011). 留守?zé)赖恼J(rèn)知評(píng)價(jià)與農(nóng)村留守兒童的抑郁、孤獨(dú)., 515–517.]

Zhao, J. X., Liu, X., & Wang, M. F. (2015). Parent–child cohesion, friend companionship and left-behind children’s emotional adaptation in rural China., 190–199.

Zhao, J. X., Liu, X., & Zhang, W. X. (2013). Peer rejection, peer acceptance and psychological adjustment of left-behind children: The roles of parental cohesion and children’s cultural beliefs about adversity., 797–810.

[趙景欣, 劉霞, 張文新. (2013). 同伴拒絕、同伴接納與農(nóng)村留守兒童的心理適應(yīng):親子親合與逆境信念的作用., 797–810.]

Zhou, Z. K., Sun, X. J., Liu, Y., & Zhou, D. M. (2005). Psychological development and education problems of children left in rural areas.()(1), 71–79.

[周宗奎, 孫曉軍, 劉亞, 周東明. (2005). 農(nóng)村留守兒童心理發(fā)展與教育問題.(1), 71–79.]

Zou, H. (2003).. Beijing, China: Beijing Normal University Publishing Company.

[鄒泓. (2003).. 北京: 北京師范大學(xué)出版社.]

The influence mechanism of parental care on depression among left-behind rural children in China: A longitudinal study

FAN Xinghua1; FANG Xiaoyi2; HUANG Yuesheng1; CHEN Fengju1; YU Si1

(1Department of Education, Hunan First Normal College, Changsha 410205, China) (2Institute of Developmental Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

There are about 61.02 million left-behind rural children in China, who were left at their hometowns by one or both of their rural-to-urban migrant parents. As a result of parental migration, left-behind children receive compromised parental care and are at higher risk for depression than non-left-behind children. In light of the huge number of Chinese left-behind children and their heightened risk for depression, the association between parental care and left-behind children’s depression and the underlying mechanisms were examined in a sample of 279 fourth-graders and seventh-graders over 2.5 years. The analytic sample included 72 children left behind by both parents, 79 children left behind by fathers, and 56 non-left-behind children. These children’s family structure, guardians, and the left behind type remained stable across the 2.5 years.

The results showed that children left behind at home by one or both of their migrant parents reported less parental care and higher depression at both the pretest and the posttest than non-left-behind children. Depression assessed at posttest was higher than that at pretest among children left behind by both parents. When controlling for gender, parental care at pretest was associated with concurrent depression among left-behind children via self-esteem and neuroticism; parental care at pretest also was associated with left-behind children’s depression at posttest via self-esteem and neuroticism at posttest. When controlling for gender and posttest parental care, pretest parental care was marginally associated with posttest depression but the mediation effects via posttest self-esteem and neuroticism disappeared. Under either controlling condition, the interaction between pretest parental care and pretest friendship quality predicted posttest self-esteem and neuroticism. Specifically, associations between pretest parental care and posttest self-esteem and neuroticism were stronger among left-behind 7th-graders with higher friendship quality than those with lower friendship quality.

The findings of this study supported some propositions of the diathesis-stress theory on depression. Moreover, the findings have several practical implications for future intervention on reducing depression among left-behind children. Programs that aim to decrease those children’s depression should pay attention to strengthening their parental care, improving their self-esteem and emotional stability, and promoting their friendship quality.

left-behind rural children; parental care; depression; self-esteem; neuroticism; friendship quality

2016-05-18

* 國家社科基金一般項(xiàng)目(13BSH064)資助。

方曉義, E-mail: fangxy@bnu.edu.cn

B844

10.3724/SP.J.1041.2018.01029