1、父母过度教养和亲子冲突与青少年抑郁的关系及发展性差异*王歆逸1，2刘思含1伍新春1*（1.北京师范大学心理学部，北京 100875；2.闽江师范高等专科学校人文与管理学院，福州350108）摘要采用教养方式问卷、亲子冲突量表、抑郁自评量表，对 2041 名青少年进行调查，以考察父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的关系及发展性差异。结果发现：（1）总体上，父子冲突中介了父亲过度教养和青少年抑郁的关系，母子冲突中介了母亲过度教养和青少年抑郁的关系；（2）在发展阶段上，母亲过度教养的中介模型在青少年早中晚期均成立。父亲过度教养的中介模型仅在早期成立；中期父亲过度教养总效应不显著；晚期父亲过度教养仅具
2、有直接效应。研究要点1.考察父母过度教养与青少年抑郁的关系及其作用机制。2.从发展角度为处于不同阶段的青少年家庭提供教养建议。关键词父母过度教养；亲子冲突；青少年；抑郁；发展性差异中图分类号：B844.2DOI：10.20058/ki.CJAP.0220091引言抑郁是一种持续低落、厌恶活动的消极 心 理 状 态（National Institute of MentalHealth，2021），青少年抑郁是广受关注的社会问题。作为个体发展的“风暴时期”，青少年抑郁的发生率居高不下，而抑郁也会给青少年的学业发展、社交技能和身心健康等造成危害（Cortes-Denia et al.，2020）。家
3、庭因素对青少年抑郁具有重要影响。根据生态系统理论，家庭是青少年发展的微观环境（Bronfenbrenner&Morris，1998），父母教养方式对青少年抑郁具有直接影响（Ebrahimi et al.，2017）。在教养方式中，过度教养引起了越来越多的关注。过度教养应用心理学2023 年第 29 卷第 1 期，071-079Chinese Journal ofApplied Psychology2023.Vol.29.No.1，071-079*基金项目：北京社会科学基金重点项目（22JYA006）。*通信作者：伍新春，男，博士，北京师范大学心理学部教授，e-mail：。应用心理学2023 年
4、第 29 卷第 1 期是指父母通过提供大量不必要的帮助、过多的建议和风险规避等方式过度参与孩子生活的非适应性教养方式（Segrin et al.，2015）。有研究者认为过度保护是过度教养的重要特征之一（Kwon et al.，2017），过度教养的父母总是试图保护他们的孩子免受任何障碍和风险的影响（Segrin et al.，2012）。而父母过度保护被定义为父母为孩子设定的限制，以及父母对孩子有能力独立从事活动的干涉程度（Spada et al.，2017），这与过度保护的定义较多重合之处。因此本研究将过度保护作为过度教养的关键表征。研究表明，不良的教养方式，如过度教养，是情绪调节问题的预
5、测因素（Adenzato et al.，2019），会进一步引发情绪障碍。大量研究也验证了母亲过度教养与青少年抑郁的正相关关系（Love et al.，2022）。尽管已有研究为过度教养与青少年抑郁的关系提供了部分依据，但对其中介机制的探索仍较少。依恋理论认为，孩子在与父母的长期互动中形成了亲子依恋（Ma&Huebner，2008），而亲子依恋也会对青少年心理适应产 生 巨 大 的 影 响（Brumariu&Kerns，2010）。亲子冲突作为亲子依恋的功能性组成部分（Caffery&Erdman，2000），一方面会受到父母教养的影响，另一方面也会影响青少年的心理发展结果，也就是说，亲子冲突
6、可能在过度教养和青少年抑郁间起中介作用。实证研究也提供了相关证据。一方面，研究者认为，父母对青少年自主的干涉会引起亲子冲突（Hadiwijaya et al.，2017），而低自主权给予正是过度教养的特征之一。另一方面，亲子冲突与青少年抑郁正相关（Low，2021），亲子冲突营造了不良的家庭环境，使青少年的抑郁水平加剧。不过，以往研究通常将父母作为一个整体研究，而家庭系统理论认为，父子和母子子系统存在本质区别（Minuchin，1985），同时考虑父亲和母亲是有意义的。具体来看，前人研究表明，母亲过度教养要显著高于父亲（Scharf et al.，2017），且相比于父亲，母亲过度教养与孩子发
7、展后果的关系更为紧密（Schiffrin et al.，2019）。同时，研究表明，母子冲突，而不是父子冲突，会在父母变量与青少年抑郁间起到中介作用（Smithet al.，2019）。因此，本研究拟在同一个模型中探索父子/母子冲突在父亲/母亲过度教养与青少年抑郁之间的中介作用。此外，过度教养的相关研究通常只考察青少年晚期和成年早期的个体，过度教养在个体发展的各个时期都存在（Segrin etal.，2012）。青春期是个体生物功能、自我认知和社会能力高速发展的时期，通常分为三个阶段：早期（1012 岁）、中期（1315岁）和晚期（1618 岁）（Sumter et al.，2009）。过度教
8、养对不同发展阶段青少年的影响可能不同。例如，与在晚期发现的消极结果不同，有研究者认为过度教养对处在发展早期青少年的非学业发展而言可能是有益的（Gagnon et al.，2021），也有研究发现过度教养与中期青少年的积极发展结果正相关（Leung et al.，2021）。这表明过度教养在早期和中期可能是一种积极的教养方式，而在晚期，随着青少年自主性的增强，过度教养的作用就变得消极。同时，亲子冲突对情绪的影响在早期更加突出（Branje，2018），随着情绪稳定性的提升，这种影响会逐渐削弱。因此，本研究拟在机制探索的基础上，比较中介模型的发展性差异。基于上述研究，本研究提出过度教养、亲子冲突和
9、青少年抑郁三者关系的中介模型（如图 1 所示），研究假设如下：（1）亲子冲突中介了过度教养和青少年抑郁的关系（2）过度教养对青少年抑郁的影响在早期和中期是负向的，而在晚期是正向的。（3）72亲子冲突的中介作用在早期最强。2方法2.1研究对象采用方便取样，共 2345 名青少年参与调查，排除未与父母同居的被试后，共2041 人纳入研究。数据收集使用线上平台进行，错漏填的问卷无法提交，因此不存在缺失值。被试年龄范围在 1018 岁，平均年龄为 14.112.42 岁，其中 47.4%是男生，55.4%是独生子女。由于数据收集时间是 2020 年春季，有 82.2%的被试居家学习，因此是否返校也在后
10、续分析中被控制。2.2研究工具2.2.1过度教养采用蒋奖等人（2010）修订的父母教养方式问卷的过度保护维度对过度教养进行测量。这一维度包括 8 个项目（如“我觉得爸爸/妈妈干涉我做的任何一件事”），采用里克特 4 点计分，得分越高，代表过度教养的水平越高。父亲版问卷 Cronbach s 系数为 0.72，母亲版问卷 Cronbach s 系数为 0.76。2.2.2亲子冲突选用方晓义等人（2003）编制的亲子冲突问卷测量亲子冲突频率。该问卷包括 8个项目，分别询问被试与父母在学业、家务和交友等方面的冲突频率，使用里克特 5点计分，得分越高，代表亲子冲突的频率越高。该问卷父亲版和母亲版的 C
11、ronbach s 系数均为 0.94。2.2.3抑郁症状采用 Zung（1965）编制的抑郁自评量表测量青少年抑郁症状。该量表共有 20 个项目（如“我觉得闷闷不乐，情绪低沉”），使用里克特 4 点计分，得分越高，代表抑郁症状水平越高。量表的 Cronbach s 系数为0.69。2.3研究程序使用在线平台“问卷星”进行数据收集。研究团队在获得了问卷发放许可后，将问卷链接发送给青少年。问卷首页呈现了知情同意书，其中详细说明了研究目的。研究材料和程序得到了伦理委员会的批准。数据回收后，使用 SPSS 20.0 和 Mplus 8.0进行数据分析。2.4共同方法偏差检验采用 Harman 单因素
12、检验进行共同方法偏差检验。结果表明，第一公因子的方差解释率为 26.2%，小于 30%，因此本研究受共同方法偏差的影响较小。3结果3.1描述性统计结果相关分析的结果表明（见表 1），研究变量两两显著正相关，这初步支持了研究假设。是否返校和亲子冲突显著负相关，性别和青少年抑郁显著负相关，是否独生和年龄与亲子冲突和抑郁均显著负相关。因此，将青少年年龄、性别、是否独生和是否返校作为控制变量。方差分析表明，父亲过度保护在早中晚期无显著差异，母亲过度保护、母子冲突、父子冲突和青少年抑郁在早期显著低于中期和晚期（Fs3.53，ps0.05）。全样本中，母亲过度教养显著高于父亲（t=12.35，图 1假设模
13、型父母过度教养和亲子冲突与青少年抑郁的关系及发展性差异73应用心理学2023 年第 29 卷第 1 期p0.001），母子冲突显著高于父子冲突（t=3.55，p2.92，ps0.01）。3.2父母过度教养的中介模型：总体规律对父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的关系进行结构方程模型检验。模型（见图 2a）拟合较为理想（2/df=2.08，CFI=1.00，TLI=0.99，RMSEA=0.02，SRMR=0.02）。父亲过度教养与父子冲突正相关（=0.37，SE=0.03，p0.001），母亲过度教养与母子冲突正相关（=0.39，SE=0.03，p0.001）。父子冲突和母子冲突均与青少年91
14、231 父亲过度教养1SD0.540.600.872 母亲过度教养0.57*140.9156780.502.425 青少年抑郁0.25*0.29*0.37*0.40*16 青少年年龄0.010.040.08*0.10*0.13*17 青少年性别0.04*0.020.04-0.01-0.08*-0.05*18 青少年独生-0.05*-0.04-0.08*-0.08*-0.12*0.030.10*19 青少年返校-0.02-0.03-0.10*-0.09*-0.030.17*-0.010.15*1M1.952.101.861.911.6814.113 父子冲突0.40*0.27*14 母子冲突0.
15、26*0.41*0.76*1表 1父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的相关和描述性统计注：*p0.05，*p0.01，*p0.001。注：*p0.05，*p0.01，*p0.001。图 2父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的关系模型74抑 郁 正 相 关（=0.13，SE=0.04，p=0.001；=0.22，SE=0.04，p0.001）。父母过度教养与青少年抑郁的直接相关在纳入中介变量后仍然显著（=0.08，SE=0.03，p=0.01；=0.12，SE=0.03，p0.001）。采用 Bootstrap 检验进行中介效应检验，当 95%置信区间不包括 0 的时候，中介效应显著，使用 R2
16、med 代表中介效应量。如表 2 所示，父子冲突中介了父亲过度教养与青少年抑郁的关系，母子冲突中介了母亲过度教养与青少年抑郁的关系。模型解释了青少年抑郁 21%的变异，间接效应占总效应的 43%。3.3父母过度教养的中介模型：发展性差异首先，进行多组中介模型检验（王济川等，2011），三组模型的拟合良好（早期：2/df=1.60，CFI=1.00，TLI=0.98，RMSEA=0.03，SRMR=0.02；中期：2/df=1.25，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.02，SRMR=0.02；晚 期：2/df=1.00，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.002，SRMR=0.02）。其次，限定组间测量模型相等，自由估计模型的拟合良好（2（df=18）=23.17，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.02，SRMR=0.02）。最后，进一步限定路径系数相等，限制模型的拟合显著差 于 自 由 估 计 模 型（2（df=34）=50.70，CFI=1.00，TLI=0.99，RMSEA=0.03，SRMR=0.03，2=27.53，df=16
