趙非一，付強強，岳立萍，宋花玲，許 紅，夏小芥，韓 茨，明 星，胡 菁，徐 燕*

（1.上海杉達學(xué)院國際醫(yī)學(xué)技術(shù)學(xué)院,上海201209；2.同濟大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬楊浦醫(yī)院；3.上海中醫(yī)藥大學(xué)公共健康學(xué)院；4.上海中醫(yī)藥大學(xué)附屬市中醫(yī)醫(yī)院；5.華東師范大學(xué)）

對立違抗障礙(oppositional defiant disorder,ODD)是一種與發(fā)育水平不相符的，對權(quán)威存在明顯消極抵抗、敵意、挑釁、蔑視、不服從、易怒、報復(fù)和違規(guī)為主要行為特性的兒童期常見精神心理障礙，其發(fā)生可能影響兒童未來成長過程中的學(xué)術(shù)、社會及行為困難[1-3]。大樣本流行病學(xué)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，ODD的人口流行率估計值為1.4%～12.3%[4-5]。ODD性別差異Meta分析顯示，男性比女性有更高的患病率[6]。ODD會引起兒童難以克服的情緒應(yīng)對困難，不利于兒童的發(fā)育[7]，且這種危害的影響是持續(xù)的。長期跟蹤結(jié)果顯示，ODD兒童兩大典型癥狀群——煩躁和蔑視可能會限制其發(fā)展或直接使兒童不具有“完成學(xué)業(yè)和從事職業(yè)所需要的毅力、責(zé)任感及對規(guī)范的遵守”，進而破壞其與教育機構(gòu)（學(xué)校）/工作場所中所遇到的權(quán)威/監(jiān)督者（學(xué)校中的老師/工作中的領(lǐng)導(dǎo)）的關(guān)系[8]。有研究發(fā)現(xiàn)，和同齡人相比，患有或曾患有ODD的青年在學(xué)業(yè)上取得的成就更低、工作更替率更高、收入更低且工作/經(jīng)濟壓力更大[8]。此外，ODD還可能會誘發(fā)或伴發(fā)其他精神心理障礙[9]，并由此造成精神衛(wèi)生服務(wù)利用率急劇升高[10]，進而給整個社會衛(wèi)生服務(wù)保障體系帶來巨大壓力。很多ODD(尤其是合并注意缺陷多動障礙)兒童會進一步發(fā)展成為品行障礙（conduct disorder,CD）[1]，參與/主導(dǎo)嚴(yán)重的暴力或犯罪行為，和（或）存在嚴(yán)重的精神活性物質(zhì)濫用問題[11]。因此，ODD也被視為品行障礙和一些人格障礙的發(fā)展預(yù)測因子[12]。ODD的確切病因和病理機制尚不完全清楚，但遺傳是重要因素。來自表觀遺傳學(xué)的研究提示，ODD的遺傳率高達61%，且ODD與品行障礙共享50%的基因[13]。其中，2p12位點和AVPR1A基因與兒童早期、中期的攻擊行為相關(guān)[14]。來自神經(jīng)影像學(xué)、神經(jīng)生理學(xué)/神經(jīng)內(nèi)分泌學(xué)、神經(jīng)心理學(xué)方面的研究豐富了人們對ODD病因和病理機制的認(rèn)識，如基于體素的形態(tài)測量法測量皮質(zhì)體積的結(jié)構(gòu)研究的Meta分析顯示，左側(cè)杏仁核、腦島和額葉回的體積減小與ODD及品行障礙的發(fā)生相關(guān)[15]。有學(xué)者通過基礎(chǔ)心率和皮膚電活動評估發(fā)現(xiàn)，具有攻擊性的兒童/青少年自主神經(jīng)系統(tǒng)功能減少[16]；通過基礎(chǔ)皮質(zhì)醇水平測量發(fā)現(xiàn)，存在反社會行為的兒童，下丘腦-垂體軸水平顯著降低[17]。盡管ODD的病因和病理機制是復(fù)雜且綜合的，但家庭系統(tǒng)環(huán)境似乎是一個重要因素。既往大量研究均證實，家庭養(yǎng)育方式可以很好地預(yù)測兒童的對立和攻擊行為[18-19]。近幾年，ODD遺傳學(xué)領(lǐng)域的研究也開始傾向于探討（基因×環(huán)境）交互作用在ODD發(fā)生、發(fā)展中的影響。如遺傳證據(jù)顯示，單胺氧化酶A（MAOA）和多巴胺轉(zhuǎn)運蛋白（DATI）基因與兒童的對立違抗、攻擊和破壞性行為有關(guān)[20-22]，且這些遺傳因素與環(huán)境因素的交互作用進一步增加了兒童的情緒和行為自我控制困難，甚至被認(rèn)為是構(gòu)成兒童犯罪的潛在行為學(xué)基礎(chǔ)[23]。根據(jù)兒童發(fā)展理論，親子關(guān)系、成員支持、生活習(xí)慣、教育風(fēng)格以及家庭功能等家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激會對兒童的學(xué)習(xí)能力、社會適應(yīng)及問題行為等產(chǎn)生不同程度的影響[24]。既往關(guān)注家庭系統(tǒng)環(huán)境與ODD兒童癥狀、行為的實證研究大多致力于探討父母的教育/教養(yǎng)方式、父母的情緒調(diào)控能力或兒童自身的情緒調(diào)控能力與ODD癥狀、破壞性行為之間的相關(guān)性[18-19,25]，對于家庭適應(yīng)性、家庭凝聚力或父母婚姻狀態(tài)的潛在影響力關(guān)注不多。為此，我們立足該研究薄弱點，預(yù)測家庭系統(tǒng)環(huán)境的三大方面——家庭適應(yīng)性/凝聚力、親子關(guān)系、父母婚姻關(guān)系，可能與ODD兒童的情緒行為存在一定聯(lián)系，就此開展調(diào)查研究。為擴大樣本量，同時也為了更好地通過家庭系統(tǒng)環(huán)境因素預(yù)測ODD早期臨床特征，除了確診的ODD兒童外，具有明顯ODD傾向的兒童也被納入調(diào)查。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取整群抽樣的方法，對上海市某九年一貫制學(xué)校6個年級（三年級～八年級）所有班級的班主任發(fā)放邀請函（注明研究目的、意義、主要程序、知情同意書），邀請他們參與本項研究（倫理批號：No.2017SHL-HL-07）。根據(jù)研究程序，班主任被告知需要完成以下兩項任務(wù)：第一，根據(jù)ODD 8項典型癥狀[2]粗篩自己班級內(nèi)符合2條及以上的學(xué)生（班主任根據(jù)學(xué)生在學(xué)校內(nèi)的表現(xiàn)進行粗篩）；第二，將ODD清單發(fā)給學(xué)生家長，邀請他們參與研究。簽署知情同意書后，家長根據(jù)清單進行粗篩，符合清單2條及以上的學(xué)生（家長根據(jù)學(xué)生在家庭中的表現(xiàn)粗篩）。然后，將班主任和家長粗篩的名單重疊，被兩者同時篩選出的學(xué)生作為診斷候選人進入診斷程序。由6名醫(yī)學(xué)心理科專科醫(yī)師通過半結(jié)構(gòu)式訪談，結(jié)合美國精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊第5版(Diagnostic and statistical manual of mental health disorders:Fifth edition,DSM-5)[2]中關(guān)于ODD診斷標(biāo)準(zhǔn)進行診斷，最終確診為ODD/或具有明顯ODD傾向的兒童納入本研究。納入標(biāo)準(zhǔn)：①由醫(yī)學(xué)心理科醫(yī)師確診的ODD兒童；②由心理?？漆t(yī)師通過半結(jié)構(gòu)式訪談判斷，該兒童雖然未達到ODD診斷標(biāo)準(zhǔn)第1條中的4項或4項以上的典型癥狀，但是符合至少2條癥狀且癥狀突出、強烈且頻繁(每周至少1次)，同時，由心理?？漆t(yī)師判斷，2種對抗違抗癥狀超過年齡對應(yīng)的個體發(fā)展水平、性別和文化規(guī)范，即可認(rèn)為該兒童雖然未達到ODD臨床診斷標(biāo)準(zhǔn)但存在明顯ODD傾向。排除標(biāo)準(zhǔn)：①根據(jù)DSM-5[2]結(jié)合相關(guān)心理學(xué)測驗、量表及其他檢查確診屬于品行障礙、間歇性暴怒障礙、注意缺陷多動障礙及反社會人格障礙兒童；②通過半結(jié)構(gòu)式訪談確定該兒童的對立違抗情緒屬于正常的青春期叛逆所致；③ODD合并其他精神心理障礙者；④單親家庭的兒童。中止標(biāo)準(zhǔn)：①被試者可在任何時候、因任何理由主動要求退出研究；②因其他不可預(yù)見的原因研究被迫中止。

1.2 研究方法

1.2.1 測評工具

1.2.1.1 破壞性行為障礙問卷(Disruptive Behavior Disorders Questionnaire,DBQ)[26]共8個因子，是ODD 8項典型癥狀清單的匯總，由兒童的父親或母親填寫(0分為否，1分為是)。DBQ評分越高，表明ODD癥狀越多/越明顯。本次調(diào)查中，該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach′s α)為 0.821。

1.2.1.2 家庭適應(yīng)性和凝聚力評估量表(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale,FACES-Ⅱ)[27]是一種自我報告式的評價量表，以兩個維度評估家庭環(huán)境。適應(yīng)性（14個條目）：家庭體系隨家庭處境和家庭在不同發(fā)展階段出現(xiàn)的問題而相應(yīng)改變的能力，即家庭系統(tǒng)為了應(yīng)對外部處境變化（危機、壓力等）而改變其角色分配、權(quán)勢結(jié)構(gòu)或聯(lián)系方式的能力；凝聚力（16個條目）：家庭成員之間的情感聯(lián)系。每個受訪的父親或母親以1分（幾乎從不）～5分（幾乎總是）評估他們對家庭實際狀況的感知。總分越高，表明家庭凝聚力/適應(yīng)性越好。本次調(diào)查中，該量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.830。

1.2.1.3 婚姻適應(yīng)量表(Dyadic Adjustment Scale,DAS)[28]用于評估兒童父母婚姻關(guān)系的質(zhì)量。每位參與的家長完成DAS婚姻一致性（13個條目）、婚姻滿意度（10個條目）、情感表達（4個條目）和婚姻內(nèi)聚性（5個條目）4個分量表測評。27個條目提供了從0～5分的程度選項；2個條目提供了從0～4分的程度選項；2個條目僅提供“是”或“否”的選項；1個條目提供0～6分的程度選項。32個條目的得分相加為DAS總分，總分越高表明婚姻質(zhì)量越高。本次調(diào)查中，該量表的Cronbach′s α為 0.887。

1.2.1.4 兒童-家長關(guān)系量表(Child-Parent Relationship Scale,CPRS)[29]用于評估親子關(guān)系，含26項條目。每位受訪的家長采用Likert式5分制評分法（1分為完全不是，5分為總是如此）評估親子關(guān)系的3個方面：①親密性（10個條目）；②沖突性（12個條目）；③依賴性（4個條目）。本次調(diào)查中，該量表的 Cronbach′s α為 0.831。

1.2.1.5 一般情況調(diào)查問卷 自制問卷，含受訪者的年齡、性別、教育水平、家庭平均月收入情況、孩子的性別、既往學(xué)年各科目的平均成績等。

1.2.2 研究質(zhì)量控制 回收問卷2周后，隨機抽取初始調(diào)查對象人數(shù)的20%(n=26)重測4份量表，進行前后一致性的Kappa分析，當(dāng)Kappa＜0.4時前期研究作廢，重新抽樣、重新調(diào)查。本次調(diào)查中，重測Kappa=0.88，表明兩次調(diào)查結(jié)果已經(jīng)取得相當(dāng)滿意的一致程度，可以用于之后的統(tǒng)計分析。

1.2.3 研究流程圖(見圖1）

圖1 研究流程圖

1.2.4 統(tǒng)計學(xué)方法 在進行統(tǒng)計分析前，檢查量表條目缺失數(shù)據(jù)占比。共發(fā)放131套問卷（每套含4份評價量表及一般情況問卷），回收有效問卷125套（6套問卷答案存在明顯矛盾，視為無效問卷），總回收率達95.42%。在有效問卷中，4名家長（3.2%）漏填了1～3個條目。通過IBM SPSS 21.0期望最大化算法和極大似然估計[30]估算缺失條目。對完整的數(shù)據(jù)通過SPSS 21.0對各觀察變量與人口學(xué)變量之間的相關(guān)性進行統(tǒng)計描述和統(tǒng)計推斷（相關(guān)分析和回歸分析）。分類資料用率（%）表示，定量資料用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（）表示，差異水平分別設(shè)定在0.05，0.01和0.001。

2 結(jié)果

2.1 受訪對象家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激與兒童對立違抗情緒和行為的整體情況 受訪家庭兒童的家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激，包括家庭適應(yīng)性/凝聚力、親子關(guān)系以及父母婚姻關(guān)系，與ODD/ODD傾向兒童的情緒行為嚴(yán)重程度主要通過 DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS總分情況顯示，結(jié)果見表1。

表1 受訪家庭DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS總分情況 單位：分

2.2 受訪對象父親（父親-兒童配對）與母親（母親-兒童配對）報告家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激的差異比較 考慮到受訪對象中有父親/母親-兒童配對兩種形式，而父、母作為男性和女性對于家庭適應(yīng)性/凝聚力、親子關(guān)系、夫妻婚姻關(guān)系的理解和態(tài)度可能存在偏差，因此研究者對父親-兒童配對（本調(diào)查中收到該配對問卷39份）和母親-兒童配對（本調(diào)查中收到該配對問卷86份）的結(jié)果進行了兩獨立樣本t檢驗，結(jié)果見表2。

表2 受訪家庭父親和母親評估DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS的差異比較（） 單位：分

表2 受訪家庭父親和母親評估DBQ、FACES-Ⅱ、DAS、CPRS的差異比較（） 單位：分

組別父親-兒童組母親-兒童組t值P人數(shù)39 86 DBQ 3.69±1.36 3.70±1.39-0.258 0.203 FACES-Ⅱ97.51±17.62 97.29±20.01 0.490 0.633 DAS 85.42±16.31 83.57±17.60 1.880 0.094 CPRS 54.38±7.58 54.41±7.61-0.045 0.965

表2顯示，父親-兒童配對組和母親-兒童配對組4份量表評分比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義，表明由父親報告和由母親報告的兒童居家對立違抗行為表現(xiàn)差異不明顯。同時，受訪家庭父親和受訪家庭母親對家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激（包括家庭適應(yīng)性/凝聚力、親子關(guān)系、夫妻婚姻關(guān)系）的態(tài)度和看法也基本一致。提示，無論填寫問卷的對象是父親還是母親，評分結(jié)果差異無統(tǒng)計學(xué)意義，可以合并進行統(tǒng)計分析。即無論填寫問卷的是兒童的父親或母親，似乎并不會造成本次研究結(jié)果明顯的偏倚。

2.3 各觀察變量與人口學(xué)資料的相關(guān)分析及兒童對立違抗情緒行為與家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激3方面的相關(guān)關(guān)系 變量賦值：兒童性別(0=男，1=女)；父母受教育程度(1=小學(xué)，2=初中，3=高中，4=專科，5=本科，6=研究生)；兒童平均成績(1=50分以下，2=50～59分，3=60～69分，4=70～79分，5=80～90分)；家庭平均月收入(1=4 000元以下，2=4 000～＜8 000元，3=8 000～＜12 000元，4=12 000～＜15 000元，5=≥15 000元)。不同觀察變量與人口學(xué)資料的相關(guān)分析見表3，對立違抗癥狀與家庭適應(yīng)性、凝聚力、父母婚姻關(guān)系、親子關(guān)系各維度的相關(guān)性分析結(jié)果見表4。

如表3、表4所示，人口學(xué)變量與幾個觀察變量之間存在相關(guān)關(guān)系中，兒童平均成績與各家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激（適應(yīng)性/凝聚力，父母婚姻關(guān)系、親子關(guān)系）呈正相關(guān)(P＜0.05)，與對立違抗情緒行為呈負相關(guān)(P＜0.05)，提示家庭適應(yīng)性/凝聚力和（或）父母婚姻關(guān)系和（或）親子關(guān)系差的家庭，ODD或ODD傾向兒童的學(xué)習(xí)成績則相對更差；另外，兒童對立違抗情緒行為越嚴(yán)重，其學(xué)習(xí)成績也會越差。受訪家庭的父母受教育程度與ODD或ODD傾向兒童對立違抗情緒行為嚴(yán)重程度之間不相關(guān)(r父親=0.030,P＞0.05；r母親=0.027,P＞0.05)，這與大眾一貫的理解（受到良好教育的父母、高學(xué)歷的父母，其教育的孩子會更聽話、更不容易發(fā)生對立違抗/破壞性行為）可能并不一致，或者說擁有良好教育背景/高學(xué)歷的父母，也難以完全規(guī)避孩子不發(fā)展成為ODD或ODD傾向兒童。另外，受訪家庭兒童DBQ總分與FACES-Ⅱ、DAS、CPRS總分之間相關(guān)：①DBQ總分與FACES-Ⅱ總分及各維度得分呈負相關(guān)(r=-0.360～-0.324,P＜0.05)，提示家庭適應(yīng)性/凝聚力越差則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯；②DBQ總分與DAS總分及各維度（除婚姻一致性外）得分呈負相關(guān)(r=-0.249～-0.204)，其中，DBQ總分與DAS總分(r=-0.249,P＜0.05)、婚姻滿意度(r=-0.246,P＜0.05)、婚姻內(nèi)聚性(r=-0.237,P＜0.001)得分3項相關(guān)性尤其密切，提示父母婚姻關(guān)系越差（尤其是父母自身對婚姻滿意度越低，和/或父母雙方婚姻內(nèi)聚性越差）則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯；③DBQ總分與CPRS總分及親密性維度得分呈負相關(guān)(r=-0.638,P＜0.05；r=-0.497,P＜0.05)，與沖突性維度得分呈正相關(guān)(r=0.613,P＜0.05)，提示親子關(guān)系越差（尤其是父母與子女間沖突越激烈），則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯。值得一提的是，DBQ總分與父母婚姻關(guān)系中的婚姻一致性相關(guān)性并不密切(P＞0.05)。

表3 不同觀察變量與人口學(xué)資料的相關(guān)分析（r值）

表4 對立違抗癥狀與家庭適應(yīng)性/凝聚力、父母婚姻關(guān)系、親子關(guān)系總分及各維度的相關(guān)性分析

2.4 受訪對象家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激對對立違抗癥狀的回歸分析 為進一步討論家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激三大方面與ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀之間的關(guān)系，考察這三者對于對立違抗癥狀的預(yù)測作用以及預(yù)測程度的大小，以DBQ總分為因變量，以FACES-Ⅱ、DAS、CPRS各維度得分為自變量進行多元回歸分析（逐步選擇法）。結(jié)果如表5所示，家庭適應(yīng)性、婚姻滿意度、婚姻內(nèi)聚性及親子關(guān)系中的沖突性4個因子進入回歸方程，且4個因子中前3者具有顯著的負向預(yù)測作用，沖突性（親子關(guān)系）具有顯著的正向預(yù)測作用。經(jīng)方程檢驗，F(xiàn)=8.674，其相伴概率值P＜0.01，提示因變量和自變量之間的確存在線性回歸關(guān)系。根據(jù)表5所列的常數(shù)項和系數(shù)可得到一般回歸方程為：Y(DBQ總分)=7.871-1.414X1(家庭適應(yīng)性)-0.606X2(婚姻滿意度)-0.100X3(婚姻內(nèi)聚性)+0.319X4(沖突性)?；貧w系數(shù)檢驗的相伴概率P＜0.01，說明回歸系數(shù)≠0，回歸方程有意義。由于家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激的三方面彼此間存在不同程度的相關(guān)，因此在進行多元回歸分析時，同時對預(yù)測變量進行了多重共線性診斷。如表5所示，雖然家庭適應(yīng)性變量的容忍度（Tolerance）＜0.1，但方差膨脹因子（VIF）＞10，提示存在嚴(yán)重的多重共線性，無法區(qū)分該維度的截距和斜率。其他3項預(yù)測變量的Tolerance均小于0.1，4＜VIF＜7，提示這幾個預(yù)測變量之間的多重共線性存在但不嚴(yán)重。結(jié)合ODD癥狀的評分結(jié)果綜合分析后可得到回歸分析的最終結(jié)果。由于標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)絕對值越大，提示自變量對因變量的貢獻性越大，所以根據(jù)表5所示，影響作用從大到小依次為：家庭適應(yīng)性＞沖突性（親子關(guān)系）＞婚姻滿意度＞婚姻內(nèi)聚性，提示家庭適應(yīng)性好的家庭中，ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越不明顯；同樣，父母自身對婚姻滿意度越好或婚姻內(nèi)聚性越好，則孩子的對立違抗癥狀則越不明顯；相反，親子關(guān)系中的沖突性越顯著，孩子的兒童對立違抗癥狀也相應(yīng)更為明顯。不過，無論是家庭適應(yīng)性/凝聚力、父母婚姻關(guān)系還是親子關(guān)系，并不是所有維度全部進入回歸方程，該結(jié)果提示，盡管這三大家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激對于兒童對立違抗情緒和行為有一定解釋和預(yù)測作用，但預(yù)測作用有限，僅能作為部分預(yù)測。這三大家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激對兒童對立違抗情緒和行為的低預(yù)測度也說明ODD/ODD傾向的發(fā)生、發(fā)展還存在其他重要的潛在誘發(fā)或影響因素。

表5 家庭適應(yīng)性/凝聚力、父母婚姻關(guān)系、親子關(guān)系對對立違抗癥狀（破壞性行為）的回歸分析

3 討論

在現(xiàn)代生物-心理-社會醫(yī)學(xué)模式指導(dǎo)下，對于ODD這類精神心理疾病的探討不再局限于生理致病因素，更多的研究視角轉(zhuǎn)移到與心理、社會相關(guān)的兒童家庭系統(tǒng)環(huán)境，試圖從更廣泛的家庭環(huán)境中理解兒童異常情緒和行為問題的發(fā)展和維持路徑[25]。本研究以整合家庭系統(tǒng)理論[31]和人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論[32]的“家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激”概念為立足點，探討家庭適應(yīng)性/凝聚力、親子關(guān)系、父母婚姻關(guān)系與ODD或ODD傾向兒童對立違抗情緒、行為之間的相關(guān)性和預(yù)測作用。和研究者之前猜測的一樣，這三者均與兒童的對立違抗癥狀相關(guān)，且具有一定的預(yù)測作用。而研究結(jié)果似乎可以為后續(xù)搭建ODD或ODD傾向的家庭系統(tǒng)環(huán)境干預(yù)模型提供初步的理論支持。

3.1 家庭適應(yīng)性/凝聚力與對立違抗癥狀 大量研究表明，劇烈且頻繁的家庭沖突是ODD和兒童抑郁障礙的有力預(yù)測因素[25,33]，這與本研究結(jié)論基本一致。本研究結(jié)果顯示，家庭適應(yīng)性/凝聚力與兒童的對立違抗癥狀呈負相關(guān)，即ODD/ODD傾向兒童所在家庭的家庭適應(yīng)性/凝聚力越差，則該兒童的對立違抗情緒和行為越顯著。同時，研究還顯示，家庭適應(yīng)性/凝聚力和父母婚姻關(guān)系狀態(tài)及親子關(guān)系間呈正相關(guān)，表明家庭適應(yīng)性/凝聚力越好，則父母的婚姻狀態(tài)越好，親子關(guān)系也愈加融洽。從上述結(jié)論來看，家庭適應(yīng)性/凝聚力在兒童發(fā)育過程中其實可以被看作是一個“保護性因素”，用以解決ODD/ODD傾向兒童的行為和情緒障礙。這與Lucia等[34]在2006年提出的家庭保護性理論一致，即家庭適應(yīng)性/凝聚力不是家長與孩子之間的簡單互動關(guān)系，而是整個家庭層面的大環(huán)境因素，可以作為兒童發(fā)展中的“外部因素”，用以解決兒童發(fā)展中的“內(nèi)部因素”（即兒童發(fā)育過程中各種內(nèi)化和外化行為問題，即應(yīng)對來自心理、生理或外部環(huán)境的困擾所做出的相應(yīng)行為）。另外，多元回歸分析結(jié)果還提示，家庭適應(yīng)性/凝聚力中的家庭適應(yīng)性可以作為ODD傾向的潛在預(yù)測因素。而且，相比沖突性（親子關(guān)系）、婚姻滿意度及婚姻內(nèi)聚性，家庭適應(yīng)性的預(yù)測度更佳。

3.2 親子關(guān)系與對立違抗癥狀 Grant和同事[35]提出了不同的觀點，他們并不認(rèn)為家庭適應(yīng)性/凝聚力可以“直接”對兒童發(fā)育起到保護性作用。他們認(rèn)為，家庭適應(yīng)性/凝聚力是一種“遠端因素”，必須通過“近端因素”（包括親子關(guān)系、育兒方式等）進行間接介導(dǎo)，從而發(fā)揮保護性效益。換言之，親子關(guān)系在家庭適應(yīng)性/凝聚力與兒童問題解決中扮演著中介作用。對于親子關(guān)系是否真的在家庭環(huán)境刺激對ODD/ODD傾向兒童對立違抗癥狀的調(diào)節(jié)中起到中介作用，本研究尚不能回答這個問題。但從研究結(jié)果來看，親子關(guān)系（主要是依賴性、親密性維度）總體而言確實與家庭適應(yīng)性/凝聚力呈正相關(guān)，與對立違抗癥狀呈負相關(guān)，且親子關(guān)系中的沖突性維度（與對立違抗癥狀呈正相關(guān)）可以預(yù)測兒童的對立違抗傾向。這一結(jié)果提示，親子關(guān)系越差（尤其是家長-兒童沖突越激烈），則ODD/ODD傾向兒童的對立違抗情緒、行為則越顯著。相反，如果能夠改善親子關(guān)系（尤其是緩和家長-兒童的沖突和矛盾），則可以在一定程度上/部分抑制對立違抗癥狀的發(fā)生和發(fā)展。或者說，生活在親子關(guān)系和諧的家庭中，兒童較不容易發(fā)生ODD或出現(xiàn)ODD傾向。這與既往一些相關(guān)研究存在高度一致性。如既往有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，經(jīng)歷較差的親子關(guān)系的兒童通常有更多的內(nèi)化和外化問題，其中，惡劣的母子親子關(guān)系占兒童外化行為問題成因的10%～15%[36]。相反，和諧的親子關(guān)系則被證實可以保護孩子免受不良發(fā)育后果的影響[37]。

3.3 父母婚姻關(guān)系與對立違抗癥狀 除親子關(guān)系外，父母婚姻關(guān)系也被認(rèn)為是兒童發(fā)育的重要影響因素[38]。而且，暴露于婚姻沖突對兒童內(nèi)化和外化行為的不利影響也已經(jīng)得到充分證明[39]。相反，適應(yīng)性婚姻關(guān)系與較低水平的兒童內(nèi)化和外化行為以及更好的情緒行為調(diào)節(jié)相關(guān)[38]。這與本研究結(jié)果一致。本研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻關(guān)系（尤其是婚姻滿意度、婚姻內(nèi)聚性）與ODD/ODD傾向兒童的對立違抗癥狀呈負相關(guān)，婚姻滿意度、婚姻內(nèi)聚性進入回歸方程，即對于兒童的ODD傾向有部分預(yù)測作用，且家庭中父母婚姻關(guān)系越差（尤其是父母自己對婚姻滿意度越低，或父母雙方婚姻內(nèi)聚性越差）,則ODD或ODD傾向兒童對立違抗癥狀越明顯。相反，和諧的婚姻狀態(tài)、滿意的婚姻質(zhì)量，則可能帶來兒童更少的對立違抗情緒、行為。值得一提的是，雖然研究者在對家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激進行調(diào)查和討論時沒有納入家長情緒調(diào)控能力和兒童情緒調(diào)控能力兩項家庭環(huán)境影響因素，但不可否認(rèn)的是，這兩項因素與ODD的發(fā)生、發(fā)展或ODD傾向的形成有著顯著聯(lián)系[18-19,25]。而且，這兩項因素也廣泛參與并影響了婚姻關(guān)系、親子關(guān)系在ODD發(fā)生、發(fā)展中的潛在效用。如家長情緒調(diào)控能力差則更容易導(dǎo)致惡劣的婚姻關(guān)系/親子關(guān)系[40]，從而造成兒童對立違抗癥狀的產(chǎn)生，這與兒童自身情緒調(diào)控能力較差導(dǎo)致的對立違抗癥狀同樣令人困擾。Harold等[41-42]報告不良的父母婚姻質(zhì)量是1年后兒童情緒調(diào)節(jié)失常的重要預(yù)測因素，而兒童情緒調(diào)節(jié)失常則顯著增加了其發(fā)生對立違抗行為問題的風(fēng)險。因此，在未來的研究中，希望納入家長/兒童情緒調(diào)控能力及其他更多的家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激，全面構(gòu)建家庭系統(tǒng)環(huán)境預(yù)測/干預(yù)模型，從家庭系統(tǒng)的各個方面深入探討其對兒童對立違抗行為/情緒的潛在積極/消極作用。

4 研究的局限與展望

本研究囿于經(jīng)費、研究周期和研究設(shè)計的局限，存在一些不足：①樣本資料偏少；②家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激因素很多，本研究僅納入了家庭適應(yīng)性/凝聚力、親子關(guān)系、父母婚姻關(guān)系3項；③性別在ODD發(fā)生率，以及發(fā)生、發(fā)展原因及癥狀表現(xiàn)中的差異均存在，但本研究同樣因為樣本資料較少/樣本代表性不高，未能進一步將參與者分為父親-男孩配對組，父親-女孩配對組，母親-男孩配對組和母親-女孩配對組進一步檢查性別動態(tài)在變量相關(guān)和回歸中的效應(yīng)。

研究展望：①進一步擴大樣本量（包括樣本數(shù)和樣本代表性）。由于城市與農(nóng)村，一線城市與二線、三線城市的家庭結(jié)構(gòu)不同，可能會對研究結(jié)果造成差異，需要進一步檢驗和論證。②本研究排除了單親家庭，理由是單親父/母如果納入研究，將在婚姻關(guān)系的評估這一項結(jié)局指標(biāo)中和其他樣本產(chǎn)生差異，從而造成研究結(jié)論的偏倚。所以，未來在檢測家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激的其他因素時，如果不涉及婚姻狀態(tài)的評估，或者將其作為可控變量時，就可以進一步納入單親家庭作為研究對象，因此產(chǎn)生的研究結(jié)果可能具有更大的現(xiàn)實價值和意義。③性別動態(tài)差異將在進一步的研究中得到更深入的解析。④家庭適應(yīng)性/凝聚力作為一種“遠端因素”，是直接對兒童發(fā)展起到保護性作用，還是需要通過親子關(guān)系等“近端因素”的介導(dǎo)起效？這一問題有賴于中介效應(yīng)模型的建立和更深入的路徑分析來解答。

5 小結(jié)

家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激與ODD兒童/ODD傾向兒童的情緒、行為相關(guān)，且可以對其進行有限的預(yù)測和解釋。另外，除家庭系統(tǒng)環(huán)境刺激外，ODD/ODD傾向的發(fā)生、發(fā)展還存在其他重要的潛在影響因素需要進一步的探究與論證。