消極情緒對(duì)學(xué)前兒童問(wèn)題行為的影響：父母嚴(yán)厲管教的中介作用

摘 要 本研究以358 名學(xué)步兒為被試，探討兒童早期不同消極情緒表現(xiàn)是否會(huì)通過(guò)父母嚴(yán)厲管教影響學(xué)前期的問(wèn)題行為。結(jié)果顯示：（1）母親嚴(yán)厲管教在受限后沮喪和學(xué)前兒童外化問(wèn)題行為之間起部分中介作用，即受限后沮喪不僅直接正向預(yù)測(cè)外化問(wèn)題行為，還會(huì)通過(guò)母親嚴(yán)厲管教影響外化問(wèn)題行為。（2）恐懼對(duì)學(xué)前兒童內(nèi)化問(wèn)題行為的直接作用顯著，但父母嚴(yán)厲管教在其中的中介作用不顯著。研究結(jié)果揭示了早期受限后沮喪和恐懼對(duì)學(xué)前期問(wèn)題行為的作用機(jī)制存在差異。

關(guān)鍵詞 受限后沮喪 恐懼 問(wèn)題行為 嚴(yán)厲管教

1 引言

問(wèn)題行為一直是發(fā)展心理學(xué)領(lǐng)域內(nèi)的熱門話題。眾所周知，遺傳因素和社會(huì)環(huán)境均會(huì)影響學(xué)前兒童問(wèn)題行為的發(fā)展。消極情緒是具有遺傳基礎(chǔ)的困難型氣質(zhì)的核心內(nèi)容之一，決定了兒童的發(fā)展方向（Rothbart， 1989）。同時(shí)，父母嚴(yán)厲管教是影響學(xué)前兒童問(wèn)題行為發(fā)展的重要家庭因素之一。探明兒童消極情緒和父母嚴(yán)厲管教如何共同影響學(xué)前兒童問(wèn)題行為對(duì)促進(jìn)學(xué)前兒童身心健康發(fā)展具有重要意義。

以往研究發(fā)現(xiàn)，消極情緒高的兒童有較多的問(wèn)題行為（Streit et al.， 2017）?？謶趾褪芟藓缶趩孰m同屬于消極情緒，但分別體現(xiàn)了行為抑制系統(tǒng)和行為激活系統(tǒng)的作用（Fox， 1991; Lewis， 2010），由此會(huì)導(dǎo)致不同的行為結(jié)果（劉亞鵬等，2019; Moranet al.， 2013）。具體為，恐懼與抑郁/ 焦慮、社交退縮等內(nèi)化問(wèn)題行為顯著正相關(guān)，受限后沮喪與攻擊、違抗等外化問(wèn)題行為顯著正相關(guān)（Moran et al.，2013）。但也有少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，受限后沮喪與內(nèi)化問(wèn)題行為顯著正相關(guān)（Nozadi et al.， 2015），還有研究發(fā)現(xiàn)兩者無(wú)關(guān)（Eisenberg et al.， 1998）。

嚴(yán)厲管教（harsh parenting）是指父母對(duì)兒童采取的強(qiáng)硬行為和消極情緒表達(dá)，包括言語(yǔ)攻擊（如呵斥和辱罵）和身體攻擊（如打屁股）（Changet al.， 2003）。一方面，兒童會(huì)模仿、內(nèi)化父母嚴(yán)厲、強(qiáng)硬的管教行為，從而出現(xiàn)較多的外化問(wèn)題行為（Chen amp; Raine， 2018; Flouri amp; Midouhas， 2017;Pinquart， 2017）；另一方面，父母嚴(yán)厲管教可能威脅到了兒童的安全依戀而導(dǎo)致其內(nèi)化問(wèn)題行為（Lunkenheimer et al.， 2017; Mckinney amp; Szkody，2019）。

根據(jù)家庭雙向互動(dòng)理論，父母與兒童之間的關(guān)系是雙向的，父母在影響兒童發(fā)展的同時(shí)也受兒童的影響（呂勤等， 2003）。例如，兒童的大哭、發(fā)脾氣等消極情緒表現(xiàn)能夠引起母親的斥責(zé)、打屁股等嚴(yán)厲管教行為（ Xing et al.， 2017）。但恐懼和受限后沮喪是兩種表現(xiàn)形式不同的消極情緒，父母面對(duì)孩子的恐懼和受限后沮喪是否會(huì)有不同的行為反應(yīng)還沒(méi)有一致結(jié)論。有研究發(fā)現(xiàn)，受限后沮喪會(huì)導(dǎo)致母親體罰等強(qiáng)硬的管教行為，而恐懼不會(huì)導(dǎo)致母親的嚴(yán)厲管教行為（Armour et al.， 2018）；還有研究發(fā)現(xiàn)，恐懼和受限后沮喪對(duì)母親養(yǎng)育方式?jīng)]有影響（Klein et al.， 2016）。因此，恐懼和受限后沮喪是否會(huì)導(dǎo)致父母不同的反應(yīng)還需進(jìn)一步探討。

氣質(zhì)影響兒童社會(huì)適應(yīng)的間接效應(yīng)模型認(rèn)為，兒童氣質(zhì)會(huì)影響環(huán)境，環(huán)境進(jìn)而影響兒童的社會(huì)適應(yīng)（Sanson et al.， 2004）。據(jù)此推斷，兒童的消極情緒可能會(huì)通過(guò)父母嚴(yán)厲管教的中介作用導(dǎo)致兒童的問(wèn)題行為。以往有兩項(xiàng)研究對(duì)此進(jìn)行了驗(yàn)證。其中一項(xiàng)橫斷研究結(jié)果表明，3 歲兒童的消極情緒會(huì)通過(guò)母親的權(quán)威型養(yǎng)育方式影響其問(wèn)題行為（Paulussen-Hoogeboom et al.， 2008）。另外一項(xiàng)研究對(duì)35 名兒童進(jìn)行了追蹤研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：母親拒絕否認(rèn)在母親報(bào)告的學(xué)前兒童的消極情緒和焦慮/抑郁之間中起到了中介作用；父親養(yǎng)育方式在父親報(bào)告的消極情緒和抑郁/ 焦慮之間的中介作用不顯著（Bruggen et al.， 2010）。

上述研究為日后研究提供了新思路，但仍存在諸多不足。首先，沒(méi)有對(duì)消極情緒的不同成分進(jìn)行細(xì)化探討。以往大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，受限后沮喪主要影響外化問(wèn)題行為，恐懼主要影響內(nèi)化問(wèn)題行為（劉亞鵬等， 2019; Moran et al.， 2013）。這可能是因?yàn)閮和氖芟藓缶趩屎涂謶忠鸶改覆町惢酿B(yǎng)育行為，進(jìn)而導(dǎo)致不同的問(wèn)題行為。所以有必要對(duì)恐懼和受限后沮喪進(jìn)行細(xì)化研究。其次，以往研究對(duì)父親養(yǎng)育行為的關(guān)注較低。實(shí)際上，隨著社會(huì)變遷，父親參與到照料兒童日常生活中的時(shí)間越來(lái)越多。但在養(yǎng)育子女的過(guò)程中，父母承擔(dān)的任務(wù)仍然有差異：母親主要負(fù)責(zé)照顧兒童的日常起居，父親更多地參與兒童的游戲互動(dòng)（Lamb， 1987）。而且父親對(duì)兒童恐懼和受限后沮喪的敏感性和反應(yīng)可能不同于母親。所以父親對(duì)兒童外化和內(nèi)化問(wèn)題行為的影響也可能與母親不同。這些問(wèn)題均需要更多的實(shí)證研究佐證。最后，第一項(xiàng)研究為橫斷研究，無(wú)法說(shuō)明消極情緒、養(yǎng)育方式和問(wèn)題行為之間的準(zhǔn)因果關(guān)系；第二項(xiàng)研究雖然采用了追蹤研究設(shè)計(jì)，但樣本量過(guò)小，導(dǎo)致誤差的幾率較大，限制了研究結(jié)果的推廣。

基于上述不足，本研究擬采用追蹤研究設(shè)計(jì)，考察以下幾個(gè)問(wèn)題：（1）兒童早期的受限后沮喪和恐懼對(duì)父母嚴(yán)厲管教的影響是否存在差異？ 受限后沮喪和恐懼1 歲前逐漸增多，12 個(gè)月時(shí)開(kāi)始分化，14 個(gè)月時(shí)已經(jīng)分化（Braungart-Rieker et al.， 2010）。所以本研究關(guān)注兒童14 個(gè)月時(shí)的受限后沮喪和恐懼。（2）父親和母親的嚴(yán)厲管教對(duì)學(xué)前兒童問(wèn)題行為的影響是否存在差異？父母嚴(yán)厲管教在兒童2 歲時(shí)達(dá)到高峰，且對(duì)兒童的發(fā)展具有重要意義（Brookeramp; Buss， 2014; Straus amp; Stewart， 1999），因此本研究在兒童2 歲時(shí)測(cè)量父母的嚴(yán)厲管教。此外，由于4歲時(shí)的問(wèn)題行為比較穩(wěn)定、有成熟工具有效測(cè)查（張光珍等， 2008），且能夠代表學(xué)前期的問(wèn)題行為，所以本研究在4 歲時(shí)測(cè)量問(wèn)題行為。（3）受限后沮喪和恐懼是否會(huì)通過(guò)父母嚴(yán)厲管教影響學(xué)前兒童的外化和內(nèi)化問(wèn)題行為？

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

本研究隨機(jī)招募南京市358 名14 個(gè)月大的兒童（漢族，男孩為183 名）與其父母參與研究。父母的平均受教育年限分別為15.23 年（SD = 2.41 年）和14.75 年（SD = 2.33 年）。在兒童2 歲和4 歲時(shí)，再次邀請(qǐng)這些家庭參與研究。其中，320 名被試在2 歲時(shí)繼續(xù)參加了本研究（男孩為162 名），286 名被試在4 歲時(shí)繼續(xù)參加了本研究（男孩為147 名）。

從兒童14 個(gè)月到4 歲，72 個(gè)家庭因搬家等原因退出研究，被試流失率為20%。本研究采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)分析了兒童14 個(gè)月時(shí)的恐懼和受限后沮喪、父母受教育程度和24 個(gè)月時(shí)的父母嚴(yán)厲管教是否因被試流失產(chǎn)生偏差。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩組被試在父母受教育程度上無(wú)顯著差異（母親受教育程度： M1= 14.85， SD1 = 2.27， M2 = 14.73， SD2 = 2.35; t = .37， df= 355; 父親受教育程度： M1 = 15.46， SD1 = 2.49， M2 =15.17， SD2 = 2.39; t = .91， df = 352; ps gt; .05），在消極情緒和父母嚴(yán)厲管教上也無(wú)顯著差異（恐懼： M1 =2.43， SD1 = .53， M2 = 2.48， SD2 = .56; t = -.65， df = 353;受限后沮喪： M1 = 2.68， SD1 = .47， M2 = 2.66， SD2 = .46;t = .41， df = 356; 母親嚴(yán)厲管教： M1 = 2.41， SD1 = .52，M2 = 2.40， SD2 = .45; t = .14， df = 307; 父親嚴(yán)厲管教：M1 = 2.36， SD1 = .53， M2 = 2.45， SD2 = .48; t = -1.13， df =300; ps gt; .05）。這提示，本研究結(jié)果沒(méi)有因被試的流失產(chǎn)生偏差。

2.2 研究工具

2.2.1 消極情緒

嬰兒行為問(wèn)卷（Infant Behavior Questionnaire，IBQ） 被廣泛運(yùn)用于測(cè)量?jī)和臍赓|(zhì)（Rothbart，1981），且在中國(guó)人群中具有良好的信效度（于珩等， 2011；Gartstein amp; Rothbart， 2003）。本研究從中抽取部分條目測(cè)量恐懼（8 個(gè)條目；例如“當(dāng)見(jiàn)到陌生人的時(shí)候，遠(yuǎn)離陌生人”）和受限后沮喪（11個(gè)條目，例如“在等著吃東西或喝東西的時(shí)候，大聲哭鬧”），并采用“從不或很少（1 分）”到“幾乎總是（5 分）”五級(jí)計(jì)分。本研究采用Lisrel 8.70統(tǒng)計(jì)軟件，以極大似然估計(jì)法對(duì)新問(wèn)卷進(jìn)行驗(yàn)證因素分析，結(jié)果顯示該問(wèn)卷擬合良好（χ 2 = 294.08，df = 146， χ 2/df = 2.01， CFI = .91， IFI = .91， GFI = .91，RMSEA = .055）。兩個(gè)維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為.72 和.64。

2.2.2 父母嚴(yán)厲管教

陳欣銀等修訂的養(yǎng)育方式分類卡片（Child-Rearing Practices Report Q-Sort）問(wèn)卷在中國(guó)人群中具有良好的信效度（張光珍等， 2019；Chen et al.，2000），并從“完全不符合（1 分）”到“完全符合（5分） ” 5 級(jí)評(píng)分。本文從中選取了拒絕否認(rèn)（7 個(gè)條目，例如 “我覺(jué)得我的孩子有點(diǎn)使我失望”）和懲罰定向（5 個(gè)條目，例如 “我告訴我的孩子，如果他/ 她做了壞事，他/ 她就要受到懲罰”）兩個(gè)維度，將其合并為嚴(yán)厲管教（Kennedy et al.， 2004）。得分越高，父母越嚴(yán)厲。父母嚴(yán)厲管教的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為.74 和.73。

2.2.3 問(wèn)題行為

Achenbach 編制的兒童行為量表（Child BehaviorCheck List， CBCL）在測(cè)量中國(guó)兒童問(wèn)題行為時(shí)具有良好的信效度（蘇林雁等， 1998）。該量表采用Likert 式3 級(jí)計(jì)分，從“不符合”到“非常符合”分別記為0、1 和2 分。其中，攻擊行為（例如“愛(ài)打人”）和違抗行為 （例如“在家不聽(tīng)話”）為外化問(wèn)題行為；抑郁/ 焦慮（例如“緊張不安，非常敏感”）和社交退縮 （例如“集體活動(dòng)時(shí)，喜歡一個(gè)人玩，不愿和別人交往”）為內(nèi)化問(wèn)題行為。本研究中，父親評(píng)價(jià)的外化和內(nèi)化問(wèn)題行為的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為.86 和.76，母親評(píng)價(jià)的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為.85 和.76。本研究將父母報(bào)告的外化問(wèn)題行為的得分加和平均作為外化問(wèn)題行為分?jǐn)?shù)，內(nèi)化問(wèn)題行為做同樣處理（Eiden et al.， 2007）。

2.3 研究過(guò)程

在幼兒14 個(gè)月時(shí)，本研究通過(guò)南京某婦幼保健醫(yī)院，采用電子郵件和電話的方式隨機(jī)邀請(qǐng)幼兒參與研究。此時(shí)，母親評(píng)價(jià)幼兒的消極情緒和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。然后，在兒童2 歲時(shí)，邀請(qǐng)父母分別填寫父母嚴(yán)厲管教問(wèn)卷。兩年后，再次邀請(qǐng)父母分別評(píng)價(jià)兒童的問(wèn)題行為。所有研究人員均經(jīng)過(guò)培訓(xùn)。所有家庭均簽訂了知情同意書。

2.4 數(shù)據(jù)處理

首先，本研究采用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 21.0，運(yùn)用Little' s MCAR 檢驗(yàn)分析數(shù)據(jù)缺失類型的結(jié)果為完全隨機(jī)缺失（χ 2 = 6530， df = 6411， p gt; .05）。所以本研究采用EM 模型填補(bǔ)了缺失值。其次，本研究運(yùn)用Harman 單因子檢驗(yàn)分析共同方法偏差（Podsakoffet al.， 2003）。對(duì)兒童消極情緒、母親嚴(yán)厲管教和母親報(bào)告的問(wèn)題行為的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，特征根值大于1 的因子有30 個(gè)，第一個(gè)因子解釋的變異量是9.81%，小于40%；對(duì)兒童消極情緒、父親嚴(yán)厲管教和父親報(bào)告的問(wèn)題行為的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，特征根值大于1 的因子有29 個(gè)，第一個(gè)因子解釋的變異量是10.51%，小于40%。這說(shuō)明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。再次，在刪除少數(shù)極端值后，本研究還檢測(cè)了變量間的多重共線性問(wèn)題，結(jié)果顯示本研究不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題（容忍度均大于.20，方差膨脹因子VIF 均小于1.20）。然后，本研究進(jìn)行了皮爾遜積差相關(guān)分析、獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)和配對(duì)樣本t 檢驗(yàn)。最后，采用Mplus 8.7 軟件進(jìn)行中介路徑分析。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)分析

采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)考察消極情緒和問(wèn)題行為是否存在性別差異，結(jié)果顯示，男孩受限后沮喪顯著高于女孩（M1 = 2.74， SD1 = .44， M2 = 2.58， SD2= .47；t = 2.99， df = 284， p lt; .01），男孩的內(nèi)化問(wèn)題行為顯著低于女孩（M1 = .19， SD1 = .11， M2 = .32， SD2= .18；t = -6.34， df = 283， p lt; .01）?？刂朴變盒詣e和年齡后，皮爾遜積差相關(guān)結(jié)果如表1 所示，母親受教育年限與父親嚴(yán)厲管教顯著正相關(guān)，父親受教育年限與兒童外化問(wèn)題行為顯著負(fù)相關(guān)，受限后沮喪與恐懼、外化問(wèn)題行為、母親嚴(yán)厲管教顯著正相關(guān)；恐懼與內(nèi)化問(wèn)題行為顯著正相關(guān)；父母嚴(yán)厲管教與內(nèi)化和外化問(wèn)題行為顯著正相關(guān)；母親嚴(yán)厲與父親嚴(yán)厲管教顯著正相關(guān)。但配對(duì)樣本t 檢驗(yàn)顯示，母親和父親嚴(yán)厲管教沒(méi)有顯著差異（M1 = 2.40，SD1 = .46， M2 = 2.44， SD2 = .49；t = -1.22， df = 290， p gt;.05）。

3.2 父母嚴(yán)厲管教的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究以兒童性別、年齡和父母受教育程度為控制變量，兒童受限后沮喪和恐懼為預(yù)測(cè)變量，父母嚴(yán)厲管教為中介變量，學(xué)前兒童的內(nèi)化和外化問(wèn)題行為為結(jié)果變量構(gòu)建中介作用模型（見(jiàn)圖1）。所有預(yù)測(cè)變量和中介變量進(jìn)行中心化處理后，采用Mplus 8.70結(jié)構(gòu)方程模型的路徑分析法驗(yàn)證中介作用模型。結(jié)果顯示，模型擬合指標(biāo)良好，χ 2 = 6.98， df = 7， RMSEA= .00， CFI = 1.00， TLI = 1.00， SRMR = .02。

路徑分析結(jié)果表明，受限后沮喪顯著正向預(yù)測(cè)母親嚴(yán)厲管教（β = .17， t = 2.52， p lt; .05），母親嚴(yán)厲管教顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)前兒童的外化問(wèn)題行為（β =.23， t = 3.96， p lt; .01）。受限后沮喪對(duì)外化問(wèn)題行為的直接效應(yīng)（β = .13， t = 2.11， p lt; .05） 和間接效應(yīng)（γ =.05， t = 2.25， p lt; .05） 均顯著。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，母親嚴(yán)厲管教的個(gè)別中介作用顯著（.17 × .23 = .04， SobelZ = 2.03， p lt; .05），占總體中介效應(yīng)的80.0%，但父親嚴(yán)厲管教的個(gè)別中介效應(yīng)不顯著（.12 × .10 = .01，Sobel Z = 1.10， p gt; .05）。這表明，受限后沮喪不僅直接影響外化問(wèn)題行為，還會(huì)通過(guò)母親嚴(yán)厲管教影響外化問(wèn)題行為。此外，受限后沮喪對(duì)內(nèi)化問(wèn)題行為的直接作用（β = .09， t = 1.59， p gt; .05） 和間接效應(yīng)（γ= .01， t = 1.43， p gt; .05） 均不顯著。

父親嚴(yán)厲管教顯著正向預(yù)測(cè)內(nèi)化問(wèn)題行為（β =.13， t = 2.08， p lt; .05）。恐懼對(duì)內(nèi)化問(wèn)題行為的直接效應(yīng)顯著（β = .12， t = 2.03， p lt; .05），但間接效應(yīng)不顯著（γ = .01， t = .73， p gt; .05）。由于總體中介效應(yīng)顯著不是個(gè)別中介效應(yīng)檢驗(yàn)的前提條件，本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)了父母嚴(yán)厲的個(gè)別中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，父母嚴(yán)厲管教的個(gè)別中介作用也均不顯著（母親：Sobel Z = .56; 父親： Sobel Z = .20; ps gt; .05）。這表明，恐懼不會(huì)通過(guò)父母嚴(yán)厲管教影響內(nèi)化問(wèn)題行為，但可直接影響內(nèi)化問(wèn)題行為。此外，恐懼對(duì)外化問(wèn)題行為的直接作用（β = .07， t = 1.08， p gt; .05） 和間接效應(yīng)（γ = .01， t = .89， p gt; .05）均不顯著。

4 討論

4.1 兒童消極情緒對(duì)父母嚴(yán)厲管教的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，受限后沮喪顯著正向預(yù)測(cè)母親的嚴(yán)厲管教，但不能顯著預(yù)測(cè)父親嚴(yán)厲管教。這與Xing 等人的研究結(jié)果一致，即消極情緒顯著正向預(yù)測(cè)母親的心理攻擊和體罰，但對(duì)父親的心理攻擊和體罰沒(méi)有顯著作用（Xing et al.， 2017）。這說(shuō)明，父母面對(duì)兒童受限后沮喪的反應(yīng)存在差異。究其原因可能有以下兩點(diǎn)：其一，母親對(duì)兒童的情緒表現(xiàn)非常感敏，而父親對(duì)兒童的受限后沮喪不如母親敏感，所以他也就很難嚴(yán)厲管教孩子（Hallers-Haalboom etal.， 2014）；其二，照料兒童的重?fù)?dān)一般落在母親身上，與父親相比，母親會(huì)付出更多的時(shí)間和精力照料兒童。由于睡眠不足、疲憊等問(wèn)題，母親在面對(duì)兒童受限后沮喪時(shí)就非常容易焦慮、憤怒而出現(xiàn)嚴(yán)厲管教行為。相比之下，受限后沮喪一般不會(huì)輕易導(dǎo)致父親的焦慮和憤怒，因此不會(huì)導(dǎo)致父親的嚴(yán)厲管教（Xing et al.， 2017）。

Xing 等人雖然發(fā)現(xiàn)兒童消極情緒能夠預(yù)測(cè)母親的嚴(yán)厲養(yǎng)育行為，但沒(méi)有對(duì)消極情緒的不同成分進(jìn)行劃分。本研究對(duì)消極情緒的不同成分進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，恐懼沒(méi)像受限后沮喪一樣顯著預(yù)測(cè)父母的嚴(yán)厲管教。這與前人研究結(jié)果一致（Armour et al.， 2018;Klein et al.， 2016）。這可能是因?yàn)榭謶謱儆谛袨橐种葡到y(tǒng)，不會(huì)輕易導(dǎo)致兒童的破壞、攻擊等行為，因此父母容易接受兒童的恐懼情緒，不會(huì)對(duì)其進(jìn)行嚴(yán)厲管教（Fox， 1991）。另外，還有研究發(fā)現(xiàn)，恐懼會(huì)使兒童順從父母的要求（van der Mark et al.，2002）。一般而言，順從的兒童很少招致父母的嚴(yán)厲管教。

4.2 父母嚴(yán)厲管教對(duì)學(xué)前兒童問(wèn)題行為的影響

本研究中，母親嚴(yán)厲管教顯著正向預(yù)測(cè)外化問(wèn)題行為。這與前人研究一致（Chang et al.， 2003;Flouri amp; Midouhas， 2017; Pinquart， 2017）。一方面，強(qiáng)制社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，家長(zhǎng)通過(guò)打罵等方式強(qiáng)迫兒童停止出現(xiàn)不良行為可能會(huì)使兒童產(chǎn)生強(qiáng)烈的抵觸情緒，并用更激烈的行為進(jìn)行反抗，而一旦家長(zhǎng)對(duì)兒童的消極行為做出妥協(xié)就會(huì)強(qiáng)化兒童的不良行為，最終導(dǎo)致兒童的外化問(wèn)題行為（Barlow et al.，1984）。另一方面，嚴(yán)厲管教是一個(gè)消極的情緒環(huán)境，積極的親子互動(dòng)在這個(gè)環(huán)境中不受重視，這可能會(huì)威脅兒童的安全型依戀，進(jìn)而導(dǎo)致外化問(wèn)題行為（Lunkenheimer et al.， 2017）。

此外，父親嚴(yán)厲管教顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)前兒童內(nèi)化問(wèn)題行為。這與張光珍等人的研究結(jié)果一致（張光珍等， 2019；Lunkenheimer et al.， 2017）。這可能是因?yàn)楦赣H打罵和拒絕否認(rèn)等嚴(yán)厲管教行為會(huì)使兒童覺(jué)得自己是不被接受的而產(chǎn)生強(qiáng)烈的挫敗感、自尊心受損，進(jìn)而逐漸變得抑郁、焦慮和退縮（張光珍等， 2019）。

最后，母親嚴(yán)厲管教和父親嚴(yán)厲管教對(duì)兒童問(wèn)題行為的影響存在差異。這可能是因?yàn)樵谥袊?guó)文化中，“慈母嚴(yán)父”形象深入人心，這種形象也反映了父子關(guān)系和母子關(guān)系不同，父子互動(dòng)失調(diào)通常高于母子互動(dòng)失調(diào)（劉莉， 王美芳， 2018）。即使母親嚴(yán)厲管教兒童，以往的“慈母”形象可能會(huì)使兒童敢于違抗、甚至出現(xiàn)攻擊行為，但焦慮、抑郁情緒較低；而父親以往的“嚴(yán)父”形象使兒童面對(duì)父親嚴(yán)厲管教時(shí)不敢違抗、產(chǎn)生強(qiáng)烈的挫敗感，進(jìn)而導(dǎo)致較高的焦慮、抑郁情緒。

4.3 消極情緒對(duì)問(wèn)題行為的影響：父母嚴(yán)厲管教的中介作用

母親嚴(yán)厲管教在兒童受限后沮喪和外化問(wèn)題行為間起部分中介作用。這表明，受限后沮喪可能通過(guò)兩種途徑影響外化問(wèn)題行為：其一，受限后沮喪直接導(dǎo)致外化問(wèn)題行為。受限后沮喪體現(xiàn)了兒童行為激活系統(tǒng)的作用（Fox， 1991）。行為激活系統(tǒng)越活躍，兒童越易出現(xiàn)攻擊、破壞行為（Fox，1991）。因此，受限后沮喪與外化問(wèn)題行為的直接聯(lián)系可能源于兩者隸屬同一行為系統(tǒng)；其二，受限后沮喪通過(guò)母親嚴(yán)厲管教導(dǎo)致外化問(wèn)題行為。前人發(fā)現(xiàn)，消極情緒能通過(guò)母親權(quán)威型養(yǎng)育方式影響外化問(wèn)題行為（Paulussen-Hoogeboom et al.， 2008）。本追蹤研究結(jié)果與此基本一致。這反映了兒童的發(fā)展結(jié)果是兒童與家庭環(huán)境共同作用的結(jié)果。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，父親嚴(yán)厲管教顯著正向預(yù)測(cè)外化問(wèn)題行為，但受限后沮喪不會(huì)引起父親嚴(yán)厲管教，因此父親嚴(yán)厲管教的中介作用不顯著。這說(shuō)明，父親嚴(yán)厲管教在受限后沮喪和外化問(wèn)題行為間的中介作用與母親不同。

最后，恐懼對(duì)內(nèi)化問(wèn)題行為的直接作用顯著。這可能是因?yàn)榭謶趾蛢?nèi)化問(wèn)題行為同屬于行為抑制系統(tǒng)（Fox， 1991），有共同的神經(jīng)基礎(chǔ)所致。首先，恐懼會(huì)導(dǎo)致幼兒額葉delta–beta 耦合程度增強(qiáng)（Phelps et al.， 2016），額葉delta–beta 耦合程度高的幼兒有較多的焦慮和社交退縮（De Pascalis et al.，2020; Poppelaars et al.， 2018）。其次，右側(cè)額葉不對(duì)稱性越高，恐懼對(duì)內(nèi)化問(wèn)題行為的影響越大（Liuet al.， 2021）。綜上，額葉delta–beta 耦合異常和右側(cè)額葉不對(duì)稱性高可能是恐懼直接導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題行為的神經(jīng)基礎(chǔ)。但是，父母嚴(yán)厲在恐懼與內(nèi)化問(wèn)題行為間的中介作用不顯著。這說(shuō)明，恐懼對(duì)內(nèi)化問(wèn)題行為的作用途徑與受限后沮喪不同。這可能是由恐懼和受限后沮喪導(dǎo)致的后果不同，父母對(duì)兩者的應(yīng)對(duì)行為不同所致。

4.4 研究不足與展望

本研究具有重要的理論和實(shí)踐應(yīng)用意義，提示父母面對(duì)兒童消極情緒時(shí)應(yīng)采取合理的處理方法，避免采用打罵等嚴(yán)厲行為導(dǎo)致兒童問(wèn)題行為的發(fā)生、加劇。但本研究仍有不足之處：首先，由于兒童14 個(gè)月時(shí)的問(wèn)題行為表現(xiàn)不清晰、難以測(cè)量，本研究沒(méi)能在14 個(gè)月時(shí)對(duì)其進(jìn)行控制，導(dǎo)致沒(méi)能很好地驗(yàn)證三個(gè)變量間的動(dòng)態(tài)相互作用關(guān)系。所以在結(jié)果的解釋上還需謹(jǐn)慎，并且將來(lái)研究還需致力于開(kāi)發(fā)出能夠有效測(cè)量?jī)和? 歲前問(wèn)題行為的工具。其次，采用問(wèn)卷測(cè)量無(wú)法完全排除單一方法偏差。日后我們將綜合采用問(wèn)卷法、觀察法等進(jìn)行更客觀、更全面的研究。

5 結(jié)論

（1） 受限后沮喪會(huì)導(dǎo)致母親嚴(yán)厲管教，但不會(huì)導(dǎo)致父親嚴(yán)厲管教?？謶植粫?huì)引起父母嚴(yán)厲管教。（2） 母親嚴(yán)厲管教會(huì)導(dǎo)致學(xué)前兒童外化問(wèn)題行為，父親嚴(yán)厲管教會(huì)導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題行為。（3） 受限后沮喪不僅直接影響外化問(wèn)題行為，還會(huì)通過(guò)母親嚴(yán)厲管教影響外化問(wèn)題行為；但恐懼只會(huì)直接影響內(nèi)化問(wèn)題行為。本研究驗(yàn)證了受限后沮喪和恐懼對(duì)問(wèn)題行為的作用機(jī)制存在差異，也說(shuō)明父母嚴(yán)厲管教的中介作用不同。

參考文獻(xiàn)

劉莉， 王美芳. （2018）. 父母教養(yǎng)壓力與兒童內(nèi)化問(wèn)題行為的關(guān)系： 父母體罰的中介作用. 中國(guó)臨床心理學(xué)雜志， 26 （1）， 63-68.

劉亞鵬， 鄧慧華， 梁宗保， 張光珍， 陸祖宏. （2019）. 早期情緒性對(duì)學(xué)前兒童問(wèn)題行為和社交能力的影響. 心理發(fā)展與教育， 35 （6）， 719-728.

呂勤， 陳會(huì)昌， 王莉， 陳欣銀. （2003）. 父母教養(yǎng)態(tài)度與兒童在2～4 歲期間的問(wèn)題行為. 心理學(xué)報(bào)， 35 （1）， 89-92.

蘇林雁， 李雪榮， 羅學(xué)榮， 萬(wàn)國(guó)斌， 楊志偉. （1998）. Achenbach 兒童行為量表的再標(biāo)準(zhǔn)化及效度檢驗(yàn). 中國(guó)心理衛(wèi)生雜志， 12 （2）， 67-69.

于珩， 張明浩， 陳欣銀， 鄧慧華， 陸祖宏. （2011）. 嬰兒氣質(zhì)的實(shí)驗(yàn)室觀察與母親報(bào)告的一致性及其影響因素研究. 心理發(fā)展與教育， 27 （3）， 247-254.

張光珍， 梁宗保， 陳會(huì)昌， 張萍. （2008）. 2～11 歲兒童問(wèn)題行為的穩(wěn)定性與變化. 心理發(fā)展與教育， 24 （2）， 1-5.

張光珍， 王桑， 梁宗保， 鄧慧華. （2019）. 父親養(yǎng)育對(duì)2 歲兒童社會(huì)性發(fā)展的影響： 氣質(zhì)的調(diào)節(jié)作用. 心理與行為研究， 17 （1）， 38-47.

Armour， J. A.， Joussemet， M.， Kurdi， V.， Tessier， J.， Boivin， M.， amp; Tremblay，R. E. （2018）. How toddlers' irritability and fearfulness relate to parenting：A longitudinal study conducted among Quebec families. Infant and ChildDevelopment， 27 （2）， Article e2062.

Barlow， D. H.， Patterson， G. R.， amp; Wells， K. C. （1984）. A social learning approach，vol. 3： Coercive family process. Behavior Therapy， 15 （1）， 121-127.

Braungart-Rieker， J. M.， Hill-Soderlund， A. L.， amp; Karrass， J. （2010）. Fear andanger reactivity trajectories from 4 to 16 months： The roles of temperament，regulation， and maternal sensitivity. Developmental Psychology， 46（4）， 791-804.

Brooker， R. J.， amp; Buss， K. A. （2014）. Harsh parenting and fearfulness intoddlerhood interact to predict amplitudes of preschool error-relatednegativity. Developmental Cognitive Neuroscience， 9， 148-159.

Bruggen， C. O. V. D.， Stams， G. J. J. M.， B?gels， S. M.， amp; Paulussen-Hoogeboom，M. C. （2010）. Parenting behaviour as a mediator between young children'snegative emotionality and their anxiety/depression. Infant and ChildDevelopment， 19 （4）， 354-365.

Chang， L.， Schwartz， D.， Dodge， K. A.， amp; Mcbride-Chang， C. （2003）. Harshparenting in relation to child emotion regulation and aggression. Journal ofFamily Psychology， 17 （4）， 598-606.

Chen， F. R.， amp; Raine， A. （2018）. Effects of harsh parenting and positive parentingpractices on youth aggressive behavior： The moderating role of early pubertaltiming. Aggressive Behavior， 44 （1）， 18-28.

Chen， X. Y.， Liu， M. W.， Li， B. S.， Cen， G. Z.， Chen， H. C.， amp; Wang， L. （2000）.Maternal authoritative and authoritarian attitudes and mother-childinteractions and relationships in urban China. International Journal ofBehavioral Development， 24 （1）， 119-126.

De Pascalis， V.， Vecchio， A.， amp; Cirillo， G. （2020）. Resting anxiety increases EEGdelta-beta correlation： Relationships with the reinforcement sensitivity theorypersonality traits. Personality and Individual Differences， 156， Article 109796.

Eiden， R. D.， Edwards， E. P.， amp; Leonard， K. E. （2007）. A conceptual model forthe development of externalizing behavior problems among kindergartenchildren of alcoholic families： Role of parenting and children's self-regulation.Developmental Psychology， 43 （5）， 1187-1201.

Eisenberg， N.， Shepard， S. A.， Fabes， R. A.， Murphy， B. C.， amp; Guthrie， I. K. （1998）.Shyness and children's emotionality， regulation， and coping： Contemporaneous，longitudinal， and across-context relations. Child Development， 69 （3）， 767-790.

Flouri， E.， amp; Midouhas， E. （2017）. Environmental adversity and children’s earlytrajectories of problem behavior： The role of harsh parental discipline. Journalof Family Psychology， 31 （2）， 234-243.

Fox， N. A. （1991）. If it's not left， it's right. Electroencephalograph asymmetry andthe development of emotion. American Psychologist， 46 （8）， 863-872.

Gartstein， M. A.， amp; Rothbart， M. K. （2003）. Studying infant temperament via theRevised Infant Behavior Questionnaire. Infant Behavior and Development，26 （1）， 64-86.

Hallers-Haalboom， E. T.， Mesman， J.， Groeneveld， M. G.， Endendijk， J. J.， vanBerkel， S. R.， van der Pol， L. D.， amp; Bakermans-Kranenburg， M. J. （2014）.

Mothers， fathers， sons and daughters： Parental sensitivity in families with twochildren. Journal of Family Psychology， 28（2）， 138-147.

Kennedy， A. E.， Rubin， K. H.， Hastings， P. D.， amp; Maisel， B. （2004）. Longitudinalrelations between child vagal tone and parenting behavior： 2 to 4 years.Developmental Psychobiology， 45 （1）， 10-21.

Klein， M. R.， Lengua， L. J.， Thompson， S. F.， Moran， L.， Ruberry， E. J.， Kiff， C.，amp; Zalewski， M. （2016）. Bidirectional relations between temperament andparenting predicting preschool-age children' s adjustment. Journal of ClinicalChild and Adolescent Psychology， 47（1）， S113-S126.

Lamb， M. E. （1987）. The father's role： Cross-cultural perspectives. LawrenceErlbaum Associates.

Lewis， M. （2010）. The development of anger. In M. Potegal， G. Stemmler， amp;C. Spielberger （Eds.）， International handbook of anger： Constituent andconcomitant biological， psychological， and social processes （pp. 177-191）.Springer.

Liu， R.， Calkins， S. D.， amp; Bell， M. A. （2021）. Frontal EEG asymmetry moderatesthe associations between negative temperament and behavioral problemsduring childhood. Development and Psychopathology， 33 （3）， 1016-1025.

Lunkenheimer， E.， Ram， N.， Skowron， E. A.， amp; Yin， P. F. （2017）. Harsh parenting，child behavior problems， and the dynamic coupling of parents' and children'spositive behaviors. Journal of Family Psychology， 31（6）， 689-698.

Mckinney， C.， amp; Szkody， E. （2019）. Parent and child depression： Moderatedmediation by gender and harsh parenting in emerging adults. Journal ofFamily Issues， 40 （5）， 594-612.

Moran， L. R.， Lengua， L. J.， amp; Zalewski， M. （2013）. The interaction betweennegative emotionality and effortful control in early social-emotionaldevelopment. Social Development， 22 （2）， 340-362.

Nozadi， S. S.， Spinrad， T. L.， Eisenberg， N.， amp; Eggum-Wilkens， N. D. （2015）.Associations of anger and fear to later self-regulation and problem behaviorsymptoms. Journal of Applied Developmental Psychology， 38， 60-69.

Paulussen-Hoogeboom， M. C.， Stams， G. J. J. M.， Hermanns， J. M. A.， Peetsma， T.T. D.， amp; van Den Wittenboer， G. L. H. （2008）. Parenting style as a mediatorbetween children's negative emotionality and problematic behavior in earlychildhood. Journal of Genetic Psychology， 169（3）， 209-226.

Phelps， R. A.， Brooker， R. J.， amp; Buss， K. A. （2016）. Toddlers' dysregulated fearpredicts delta-beta coupling during preschool. Developmental CognitiveNeuroscience， 17， 28-34.

Pinquart， M. （2017）. Associations of parenting dimensions and styles withexternalizing problems of children and adolescents： An updated metaanalysis.Developmental Psychology， 53 （5）， 873-932.

Podsakoff， P. M.， Mackenzie， S. B.， Podsakoff， N. P.， amp; Lee， J. Y. （2003）. Themismeasure of man（agement） and its implications for leadership research.Leadership Quarterly， 14 （6）， 615-656.

Poppelaars， E. S.， Harrewijn， A.， Westenberg， P. M.， amp; van der Molen， M. J. W.（2018）. Frontal delta-beta cross-frequency coupling in high and low socialanxiety： An index of stress regulation？ Cognitive Affective and BehavioralNeuroscience， 18 （4）， 764-777.

Rothbart， M. K. （1981）. Measurement of temperament in infancy. ChildDevelopment， 52 （2）， 569-578.

Rothbart， M. K. （1989）. Temperament and development. In G. A. Kohnstamm， J.E. Bates， amp; M. K. Rothbart （Eds.）， Temperament in childhood （pp. 187-248）.Wiley.

Sanson， A.， Hemphill， S. A.， amp; Smart， D. （2004）. Connections between temperamentand social development： A review. Social Development， 13 （1）， 142-170.

Straus， M. A.， amp; Stewart， J. H. （1999）. Corporal punishment by American parents：National data on prevalence， chronicity， severity， and duration， in relationto child and family characteristics. Clinical Child and Family PsychologyReview， 2 （2）， 55-70.

Streit， C.， Carlo， G.， Ispa， J. M.， amp; Palermo， F. （2017）. Negative emotionality anddiscipline as long-term predictors of behavioral outcomes in African Americanand European American children. Developmental Psychology， 53 （6）， 1013-1026.

van der Mark， I. L.， Bakermans-Kranenburg， M. J.， amp; van Ijzendoorn， M. H.（2002）. The role of parenting， attachment， and temperamental fearfulness inthe prediction of compliance in toddler girls. British Journal of DevelopmentalPsychology， 20 （3）， 361-378.

Xing， X. P.， Zhang， H. L.， Shao， S. H.， amp; Wang， M. F. （2017）. Child negativeemotionality and parental harsh discipline in Chinese preschoolers： Thedifferent mediating roles of maternal and paternal anxiety. Frontiers inPsychology， 8 ， Article 339.

本研究得到教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目（20JYCZH101）和國(guó)家社科基金教育學(xué)一般項(xiàng)目（BHA170130） 的資助。