臧運洪,楊 靜

(1.興義民族師范學院，貴州 興義 562400；2.吉林大學 哲學社會學院，吉林 長春 130012)

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民族地區(qū)青少年的父親養(yǎng)育方式研究

臧運洪1,2,楊 靜1,2

(1.興義民族師范學院，貴州 興義 562400；2.吉林大學 哲學社會學院，吉林 長春 130012)

為檢驗民族地區(qū)青少年的父親養(yǎng)育方式的結構及發(fā)展特點，采用整群抽樣方法在中小學抽取2375名中小學生，進行問卷測試。發(fā)現四個因子：情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認、理解。問卷的內部一致性系數為0.737，四個因子累積方差貢獻率為46.437%。父親較多采用理解的養(yǎng)育方式，同時積極和消極養(yǎng)育方式并存。青少年的父親養(yǎng)育方式部分因子在年級、性別和家庭所在地方面差異均具有顯著性。青少年的父親養(yǎng)育方式在人口學變量方面有不同特點。

青少年；父親養(yǎng)育方式；結構特點

父親養(yǎng)育方式是指父親對子女進行撫養(yǎng)過程中穩(wěn)定的認識、情感態(tài)度和行為方式。父親的養(yǎng)育方式影響青少年的認知發(fā)展、自我意識的形成和行為的社會化[1]。積極的父親養(yǎng)育方式會促進青少年采用積極的應對方式[2]，形成良好的同伴依戀，促進其社會性的發(fā)展[3]及心理健康[4]。不良的養(yǎng)育方式會引起青少年抑郁障礙[5]和沖動行為[6]，是導致青少年暴力行為[7]、反社會人格傾向[8]和犯罪的高危因素[9]。

父親在青少年個體發(fā)展過程中扮演了重要角色，擔負著重要的導向作用，是其社會化的第一學習榜樣。本文試圖通過調查研究，為今后培育積極的父親養(yǎng)育方式和親子關系提供一定的方向引導。

一、研究方法

(一)被試

采用整群抽樣的方法在貴州某地區(qū)中小學共抽取被試2500人，有效被試2375人。男生1106人，女生1269人。被試年齡在9～22歲之間，平均年齡13.72±2.542歲。

(二)研究工具

采用父親教養(yǎng)方式問卷[10]，問卷四級計分(1-4)。分數越高，表示父親對青少年的影響越廣泛。由于原始問卷各因子項目太多，易引起被試的疲勞感，本文重新進行問卷修訂。簡版問卷共17個項目，簡版問卷Cronbach’s α系數為0.737，四個因子的累積方差貢獻率為46.437%。

(三)數據處理

用SPSS15.0、AMOS 7.0和HUDAP6.0對數據錄入與分析。

二、結果

(一)區(qū)分度分析

首先檢驗各個項目在高低組間(總分的前后27%)的差異是否達到顯著(p<0.05)。65個項目(除了項目20)均達到0.05以上的顯著性水平。檢驗65個項目與總分的相關，相關系數范圍為(r=-0.130～0.492)，刪除相關系數小于0.3的項目20個，剩余45個項目(r>0.3)的區(qū)分度良好。

(二)因素分析

1.探索性因素分析

探索性因素分析(樣本中奇數序號的數據)中，樣本的KMO=0.921，Bartlett’s球形檢驗χ2值為14278.127，df=990，p=0.000<0.001。采用主成分分析法、極大方差旋轉的方法，根據問卷原始結構限定為六個因子，方差累積貢獻率為41.605%。刪除因素負荷及項目共同度小于0.40的項目，最終剩余36個項目。對剩下的36個項目重新探索，最終剩余17個項目組成四個因子。四個因子的特征值分別為4.442、2.471、1.349和1.026，對應的方差貢獻率分別為22.209%、12.353%、6.745%和5.130%，方差累積貢獻率為46.437%。四個因子分別命名為：情感溫暖，嚴厲干涉懲罰，拒絕否認，理解。

2.正式問卷的結構驗證

(1)結構方程模型驗證

對模型進行驗證性因素分析(用偶數序號的數據)(圖1)，各擬合指標較好，基本符合統計要求[11]，表明模型對數據有較好的擬合性和穩(wěn)健性。

圖1 青少年父親養(yǎng)育方式四個因子模型

圖2 A層面結構圖

(2)最小空間法驗證

根據層面理論將青少年父親養(yǎng)育方式分為兩個層面。A層面包括四個元素：情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解。B層面包括兩個元素：積極養(yǎng)育和消極養(yǎng)育。運用最小空間分析法分析青少年父親養(yǎng)育方式結構的維度。青少年父親養(yǎng)育方式的層面結構圖呈二維性。A和B層面的異化系數和區(qū)域指數均為0.183和1.000，上述擬合指標都達到了統計標準[12]。

圖2中四個因子之間是順序關系，表明這四個因子具有不同的地位。位于結構圖中心的理解因子在青少年父親養(yǎng)育方式中居于主要位置，說明父親對子女較多采用理解方式；四個因子按重要性排序為：理解>情感溫暖>拒絕否認>嚴厲干涉懲罰。圖3中兩個因子呈極化結構分布，兩個因子之間是平行關系，它們具有相同的地位。圖4表明青少年父親養(yǎng)育方式的因子結構從兩個層面進行區(qū)分均能成立，且和諧地共處于同一種心理特質中。

3.青少年父親養(yǎng)育方式問卷的信度和效度分析

問卷內部一致性系數為0.737。青少年父親養(yǎng)育方式四個因子結構較清晰，各項目的因子負荷均大于0.40，四個因子總方差解釋率為46.437%。四個因子結構方程模型和最小空間模型擬合指標均良好，各因子間的皮爾遜相關系數范圍為r=0.137～0.418(ps<0.01)，表明問卷的結構效度較好。

4.青少年父親養(yǎng)育方式現狀特征

主要從年級、性別和家庭所在地三個方面，對青少年的父親養(yǎng)育方式現狀特征進行了分析。經獨立樣本t檢驗、單因素方差分析和事后檢驗，發(fā)現初高中(初二和高二除外)學生感受到了更多的父親情感溫暖關心愛護；初一學生感受到了更多的父親嚴厲干涉懲罰；四年級學生體驗到了更多來自于父親的拒絕否認與理解。和女生相比，男生感受到了更多來自于父親的嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解。和來自于城鎮(zhèn)的學生相比，來自于農村的學生體驗到更少的父親情感溫暖、拒絕否認和理解。

圖3 B層面結構圖

圖4 AB層面的合成結構圖

三、討論

(一)青少年父親養(yǎng)育方式因子結構及層面圖解釋

本文運用結構方程模型驗證了青少年父親養(yǎng)育方式包括四個因子。同時采用層面理論及最小空間法，驗證了問卷的雙層面結構：在A層面中，四個因子(情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解)呈模塊化結構分布，位于結構圖中心的理解因子在青少年父親養(yǎng)育方式中居于中心位置，說明父親較多采用理解的養(yǎng)育方式，和青少年間有良好的互動；在B層面中，兩個因子(積極養(yǎng)育、消極養(yǎng)育)呈極化結構分布，說明父親在和青少年互動的過程中，既采用積極的也采用消極的互動方式。

(二)青少年父親養(yǎng)育方式的現狀特征討論

與小學階段的學生相比，初中和高中階段(初二和高二除外)學生年齡的增長使他們更加懂事[3]，認知能力更為成熟和完善，能更客觀和理性地評價與父親之間的相處，體驗到來自于父親的關心和呵護。而初一學生有可能認知能力發(fā)展不完善，不能站在父親的角度思考問題，在和父親相處過程中更多感受到父親的嚴厲和批評。四年級學生由于年齡小，大多受到父親更多的關愛和呵護，對其一些偏差行為，父親也進行嚴厲的批評和懲罰。

由于性別角色差異[13]，男生和父親有更多相同的話題和興趣交流，對與父親間的微小沖突不敏感，所以父子間有更多的理解。同時男生由于性格原因，一些行為會突破常規(guī)，容易引起父親的嚴厲干涉懲罰和語言或心理上的拒絕。而相對來說，女生思維比較細膩和敏感，比較乖巧，易于更多體驗到和父親間的正性情感。周梅和孫圣濤[3，14]也認為父親對男生采用更多消極的教養(yǎng)方式，對女生采用更多積極的教養(yǎng)方式。

和城鎮(zhèn)學生的父親相比，農村學生的父親多數學歷較低，不能理性地和子女進行互動，自身理解等認知能力較弱[15]，和子女在情感溝通方面存在一定的阻礙；同時忙于生計，無暇顧及和子女的情感交流，忽視了對子女行為的關注和監(jiān)督。張曉潔等[16]也認為農村學生感受到了更多父親的溫暖和關愛。

四、結論

青少年的父親養(yǎng)育方式問卷具有較高的信度和效度，問卷包括四個因子：情感溫暖、嚴厲干涉懲罰、拒絕否認和理解。青少年和父親關系良好，父親對青少年較多采用理解的養(yǎng)育方式。在養(yǎng)育過程中，父親除了采用情感溫暖理解積極的養(yǎng)育方式外，有時也采用嚴厲干涉懲罰和拒絕否認等消極的養(yǎng)育方式。高中及初中、女生和城鎮(zhèn)的青少年感受到了更多的父親積極養(yǎng)育態(tài)度，初二和高二的青少年和父親的關系較為緊張，體驗到更多的父親消極養(yǎng)育方式，這些需進一步探究和思索。

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2016-07-10

2014年黔西南州科技局課題“黔西南州中小學學生心理健康動態(tài)監(jiān)測系統建立及心理危機干預的應用研究”(2014-1)。

臧運洪(1977- )，女，興義民族師范學院講師，吉林大學博士研究生，從事心理健康研究；楊靜(1981- )，女，興義民族師范學院講師，吉林大學博士研究生，從事認知與發(fā)展心理研究。

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2095-7602(2016)11-0071-04