谷 莉 李玉杰 周廣東

(1 廣東醫(yī)科大學人文與管理學院，生命質量與應用心理研究中心，生命質量與心理測評干預重點實驗室，東莞 523808) (2 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387) (3 天津師范大學心理學部，天津 300387) (4 學生心理發(fā)展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387) (5 廣東金融學院外國語言與文化學院，廣州 510521)

1 前言

注意缺陷多動障礙（attention deficit hyperactivity disorder, ADHD）是學齡期兒童常見的神經行為障礙，其癥狀特征表現(xiàn)為與發(fā)展水平不相稱的注意力缺陷和多動沖動（American Psychiatric Association,2013）。全球兒童ADHD 患病率已上升至10%（Hammerness, Karampahtsis, Babalola, & Alexander,2015），中國兒童患病率大約為6.26%（Wang et al., 2017）。伴隨ADHD 癥狀的社會普及以及人們對其重視程度的提高，很多父母、教師會對兒童日常生活中的注意力不集中、多動行為進行過度診斷和不適當干預。然而，因ADHD 早期階段核心癥狀難以確診，《精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊（第五版）》（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-5th edition, DSM-5）診斷標準已將ADHD 起病年齡從7 歲延至12 歲以前（American Psychiatric Association, 2013）。這表明，部分學齡期兒童未被確診但仍表現(xiàn)出ADHD 癥狀，且癥狀有持續(xù)性發(fā)展風險。有研究表明，具有ADHD 癥狀的兒童容易有學業(yè)問題、不良同伴關系以及攻擊性行為，其癥狀持續(xù)到成年，與攻擊性犯罪及反社會行為更為相關（Scholtens, Rydell, & Yang-Wallentin, 2013; Tseng, Kawabata, Gau, & Crick,2014）。因此，探索學齡期兒童ADHD 癥狀的影響因素對癥狀發(fā)展風險預估、ADHD 預防及干預都具有重要意義。

盡管ADHD 的生物遺傳因素已得到廣泛認可，ADHD 癥狀的終生發(fā)展變化模式及基因學研究結果顯示，ADHD 非單一性遺傳病因，還受社會環(huán)境的影響（Mahone & Denckla, 2017）。父母教養(yǎng)方式和同伴關系是影響學齡期兒童行為的兩大社會環(huán)境因素。父母教養(yǎng)方式是指父母在日常生活中對子女所持有的行為傾向、行為模式以及教養(yǎng)態(tài)度的綜合。Baumrind（1967）運用形態(tài)類型學方法將教養(yǎng)方式分為三類，分別是權威型（或民主型）、專制型和縱容型教養(yǎng)方式。權威型教養(yǎng)方式是指同時表現(xiàn)出控制和情感支持，父母表現(xiàn)出對子女既有掌控，也給予溫暖支持和接納；專制型教養(yǎng)方式是指較多的控制行為和較少的情感支持，父母表現(xiàn)出對子女嚴厲、專制，常伴有身體懲罰和言語責罵，溫暖支持度較低；縱容型教養(yǎng)方式是指過多使用情感支持的行為策略而很少使用行為控制，父母表現(xiàn)出對子女言行過于放任，缺乏管束（Oliveira et al., 2018）。ADHD 癥狀形成機制的雙通道模型指出，個體的認知發(fā)展通道和動機發(fā)展通道均受父母教養(yǎng)方式的影響（Sonuga-Barke, 2002）。認知發(fā)展通道上，注意缺陷癥狀因任務失敗受父母批評而不愿繼續(xù)練習，缺少完整訓練任務從而加劇注意缺陷癥狀；動機發(fā)展通道上，父母對兒童難以長時間等待獎勵回饋而產生的多動沖動行為進行懲罰，從而增加兒童對延遲滿足的厭惡反應（何梅, 張微, 宋紅艷, 2012）。實證研究發(fā)現(xiàn)，與正常兒童父母相比，ADHD 兒童父母更傾向于使用訓斥、體罰的專制型教養(yǎng)方式，而很少給予子女溫暖支持（Bhide, Sciberras, Anderson,Hazell, & Nicholson, 2019）。鑒于縱容型教養(yǎng)方式與ADHD 相關性較弱，且在相關研究中量表信度較低（Kern & Jonyniene, 2012; Olivari, Tagliabue, &Confalonieri, 2013），本研究將不予探討。

步入小學后，同伴關系成為影響兒童ADHD癥狀的另一重要因素。已有研究發(fā)現(xiàn)，同伴偏好可預測ADHD 兒童半年后注意力問題和多動沖動行為的減少，同伴拒絕可預測半年后注意力問題和多動沖動行為的增加（Tseng et al., 2014）。已有研究發(fā)現(xiàn)，有50%～80%的ADHD 兒童遭受同伴拒絕（Kok, Groen, Fuermaier, & Tucha, 2016）。ADHD 兒童的同伴關系問題源于其癥狀對同伴交往的影響（Ros & Graziano, 2018）。注意力缺陷癥狀導致兒童在同伴交往過程中分心，從而缺失部分交流信息，多動沖動癥狀導致交往情境中不適當?shù)亩鄤?、侵入性及干擾性行為，從而遭受同伴拒絕。

父母教養(yǎng)方式是奠定學齡期兒童同伴關系發(fā)展的基礎。權威型教養(yǎng)方式下的兒童表現(xiàn)出更多的親社會行為和更強的情緒調節(jié)能力（Carlo, White,Streit, Knight, & Zeiders, 2018）。專制型教養(yǎng)方式下兒童的攻擊行為更顯著（Kawabata, Alink, Tseng,van Ijzendoorn, & Crick, 2011）。ADHD 研究結果也表明：積極父母教養(yǎng)方式下的ADHD 兒童較少有同伴拒絕問題，呈現(xiàn)出更好的同伴關系和更多的親社會行為；消極父母教養(yǎng)方式下呈現(xiàn)出較低水平的親社會行為和社交技能（Bhide, Sciberras,Anderson, Hazell, & Nicholson, 2017）。綜上，父母教養(yǎng)方式、同伴關系和ADHD 癥狀三者關系密切。然而大部分研究以ADHD 兒童為研究對象，少有研究探討學齡期兒童ADHD 癥狀的影響機制。本研究推斷，父母教養(yǎng)方式可能會通過同伴關系影響學齡期兒童ADHD 癥狀。

近年來，越來越多的研究關注父親在兒童行為塑造及發(fā)展中的作用，然而大部分ADHD 家庭因素都與母親相關（Joseph et al., 2019）。即使研究中有父親對ADHD 兒童影響的相關信息，母親也往往是信息提供者（Johnston & Mash, 2001）。有研究發(fā)現(xiàn)，父親頻繁命令式的養(yǎng)育方式與兒童后期多動、注意力、攻擊和行為問題相關（Herbert,Harvey, Lugo-Candelas, & Breaux, 2013）。大部分研究中的父母教養(yǎng)方式自我報告只采用養(yǎng)育者，且是一方養(yǎng)育者的自我報告，存在一定主觀因素。不同評分者所處環(huán)境和參與兒童教育程度不同也會造成結果差異（Wallace, Ullsperger, & Nikolas,2016; Willcutt, 2012）。因此，本研究同時報告父親和母親的教養(yǎng)方式，以揭示雙親教養(yǎng)方式在兒童同伴關系和ADHD 癥狀發(fā)展中的作用。此外，父母評價的方式只能從教養(yǎng)方式實施方角度呈現(xiàn)教養(yǎng)方式特點，本研究由學齡兒童評價教養(yǎng)方式更能從受體方角度呈現(xiàn)父母雙方的教養(yǎng)方式特點。

綜上所述，本研究以7～11 歲學齡期兒童為被試，考察父母教養(yǎng)方式、學齡期兒童同伴關系對ADHD 癥狀的影響，這與以ADHD 兒童為研究對象的研究相比更聚焦于癥狀本身。本研究采用教養(yǎng)方式維度問卷簡明版的兒童版、父母自我報告版和父母互評版，多樣化的報告方式不僅能增加結果的可信度，同時可從不同角度探討父母教養(yǎng)方式對學齡兒童ADHD 癥狀的影響，從而為家庭教育領域提供可靠建議。本研究提出以下假設：（1）父母教養(yǎng)方式影響學齡期兒童ADHD 癥狀；（2）同伴拒絕在父母教養(yǎng)方式影響ADHD 癥狀中起中介作用；（3）父親教養(yǎng)方式和母親教養(yǎng)方式在影響ADHD癥狀，以及通過同伴關系影響ADHD癥狀的路徑中存在差異性。

2 研究方法

2.1 被試

選取983 名7～11 歲（平均年齡9.06±0.92 歲）學齡兒童（男526 名, 女457 名）為被試?；厥諆和行柧碇性u價父親問卷954 份，評價母親問卷965 份；回收父親有效問卷中自評問卷902 份，配偶評價問卷868 份；回收母親有效問卷中自評問卷930 份，配偶評價問卷875 份。該研究已通過倫理審查，所有問卷施測取得了學生本人及其監(jiān)護人和校方同意，并與學生監(jiān)護人簽署了知情同意書。

2.2 研究工具

2.2.1 ADHD 癥狀量表

采用DSM-5 中的ADHD 癥狀量表。該量表共有18 個題目，分為注意缺陷和多動–沖動兩個維度，每個維度包含9 個項目，選“是”計1 分，選“否”則計0 分。本研究中，注意缺陷維度和多動沖動維度的內部一致性系數(shù)分別為0.69 和0.76。

2.2.2 父母教養(yǎng)方式量表

采用Robinson，Mandleco，Olsen 和Hart（2001）編制的教養(yǎng)方式維度簡明版問卷（Parenting Styles & Dimensions Questionnaire-Short Version, PSDQShort Version）中權威型教養(yǎng)方式（15 題）和專制型教養(yǎng)方式（12 題）兩維度，共有27 個題目。該量表采用5 點計分，從“從來沒有”到“總是有”分別計1～5 分，得分越高代表越經常使用相應的教養(yǎng)方式。該量表已被證實具有較好的信效度，且在中國被試群體中顯示出優(yōu)良的心理測量學特性（李董平, 張衛(wèi), 李丹黎, 王艷輝, 甄霜菊, 2012; Robinson et al., 2001）。本研究采用該問卷兒童版對兒童施測，采用該問卷的父母自評版和父母互評版對被試父親和母親分別實施自評和互評。在三種報告方式下，權威型維度的內部一致性系數(shù)為0.89～0.92，專制型維度的內部一致性系數(shù)為0.84～0.88。

2.2.3 同伴拒絕

采用同伴提名法評定學齡兒童的同伴拒絕情況。被試以班級為單位，被要求瀏覽全班同學名字后，寫出三位最不喜歡的同學的名字（負提名）。對每個被試的負提名頻次作為“同伴拒絕”的指標，每提名一次計1 分，分數(shù)越高表明遭受同伴拒絕水平越高。同伴提名法被認為是評定同伴關系的經典方法，廣泛應用于國內外諸多同伴關系研究中（陳欣銀, 李正云, 李伯黍, 1994; 吳婧軒, 王娟, 2019; Coie, Dodge, & Coppotelli, 1983）。

2.3 研究程序

教養(yǎng)方式維度簡明版問卷（兒童版）和同伴提名法的施測以班級為單位集體進行。具體由兩名有施測經驗的心理學研究生作為主試進行施測。施測過程中，班主任均回避。平時監(jiān)管兒童學習生活較多的看護者一方填寫ADHD 癥狀量表，根據(jù)兒童日常表現(xiàn)進行客觀評價。父母分別填寫教養(yǎng)方式維度簡明版問卷（成人版）的父母自評版和父母互評版。

2.4 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS22.0 對被試ADHD 癥狀、父母教養(yǎng)方式和同伴拒絕得分進行描述性統(tǒng)計和相關分析。采用Mplus8.0 進行路徑分析，采用Bootstrap 方法進行中介效應檢驗，Bootstrap 設定為1000。以權威型和專制型父母教養(yǎng)方式為自變量，同伴拒絕為中介變量，注意缺陷和多動沖動為因變量建立模型。

3 結果

3.1 各變量的描述統(tǒng)計和相關分析結果

對父母教養(yǎng)方式、同伴拒絕與ADHD 癥狀進行了描述性統(tǒng)計與相關分析，結果見表1。

表 1 各變量的描述統(tǒng)計及相關分析結果

3.2 中介效應分析

采用Herman 單因素法測量共同方法偏差，在兒童評價父母教養(yǎng)方式的模型中，單因素的解釋比例是23.36%；父母互評的模型中，單因素的解釋比例是28.73%；父母自評的模型中，單因素的解釋比例是28.19%。以上三個模型的單因素解釋比例均小于40%，說明不存在共同方法偏差（周浩, 龍立榮, 2004）。

本研究的人口學變量包括性別、年齡、家庭收入和父母教育程度?？刂粕鲜鲎兞亢髮δＰ涂傮w結果無實質影響，特別是對中介路徑及顯著性路徑無影響。因此為了模型簡潔性，在后續(xù)分析中不再納入人口學變量。

中介效應分析結果顯示（由于該模型為飽和模型，因此不再報告模型的擬合指數(shù)），兒童報告父母教養(yǎng)方式時，同伴拒絕在父親權威型教養(yǎng)方式影響注意力缺陷癥狀（β=?0.027,p=0.044, 95%CI[?0.046, ?0.007], 占總效應的44%）和多動沖動癥狀（β=?0.029,p=0.047, 95%CI[?0.050, ?0.008], 占總效應的81%）之間起完全中介作用；同伴拒絕在父親的專制型教養(yǎng)方式影響注意力缺陷癥狀（β=0.025,p=0.036, 95%CI[0.008, 0.042], 占總效應的54%）和多動沖動癥狀（β=0.028,p=0.029, 95%CI[0.009, 0.046], 占總效應的62%）之間起完全中介作用。

兒童報告母親教養(yǎng)方式時，母親專制型教養(yǎng)方式直接正向影響兒童的注意力缺陷癥狀（β=0.138,p=0.003, 95%CI[0.043, 0.227]）和多動沖動癥狀（β=0.140,p=0.003, 95%CI[0.045, 0.228]），見圖1。

圖 1 兒童報告的父母教養(yǎng)方式通過同伴拒絕影響ADHD 癥狀

父母自評教養(yǎng)方式時，父親自我報告結果顯示同伴拒絕在父親專制型教養(yǎng)方式影響注意力缺陷癥狀（β=0.028,p=0.004, 95%CI[0.015, 0.042], 占總效應的18%）和多動沖動癥狀（β=0.031,p=0.006,95%CI[0.017, 0.045], 占總效應的16%）之間起部分中介作用。父親專制型教養(yǎng)方式直接影響兒童的注意力缺陷癥狀（β=0.128,p=0.001, 95%CI[0.052,0.204]）和多動沖動癥狀（β=0.161,p＜0.001, 95%CI[0.097, 0.226]）。

母親自我報告結果顯示，母親專制型教養(yǎng)方式直接影響兒童的注意力缺陷癥狀（β=0.209,p＜0.001, 95%CI[0.137, 0.281]）和多動沖動癥狀（β=0.199,p＜0.001, 95%CI[0.130, 0.268]），母親權威型教養(yǎng)方式直接影響兒童的注意力缺陷癥狀（β=?0.221,p＜0.001, 95%CI[?0.294, ?0.147]）和多動沖動癥狀（β=?0.157,p＜0.001, 95%CI[?0.230,?0.085]），見圖2。

父母互評教養(yǎng)方式時，母親評價父親教養(yǎng)方式的結果顯示，同伴拒絕在父親專制型教養(yǎng)方式影響注意力缺陷癥狀（β=0.026,p=0.001, 95%CI[0.011, 0.039]，占總效應的14%）和多動沖動癥狀（β=0.028,p=0.001, 95%CI[0.014, 0.043]，占總效應的13%）之間起部分中介作用。父親專制型教養(yǎng)方式直接影響兒童注意力缺陷癥狀（β=0.163,p＜0.001,95%CI[0.095, 0.231]）和多動沖動癥狀（β=0.184,p＜0.001, 95%CI[0.116, 0.252]）；父親權威型教養(yǎng)方式直接影響兒童的注意力缺陷癥狀（β=?0.219,p＜0.001, 95%CI[?0.292, ?0.145]）和多動沖動癥狀（β=?0.142,p＜0.001, 95%CI[?0.216, ?0.067]）。

父親評價母親教養(yǎng)方式的結果顯示，母親專制型教養(yǎng)方式直接影響兒童的注意力缺陷癥狀（β=0.148,p＜0.001, 95%CI[0.081, 0.215]）和多動沖動癥狀（β=0.182,p＜0.001, 95%CI[0.115, 0.249]），見圖3。

圖 2 父母自評報告的教養(yǎng)方式通過同伴拒絕影響ADHD 癥狀

圖 3 父母互評報告的教養(yǎng)方式通過同伴拒絕影響ADHD 癥狀

4 討論

4.1 父母教養(yǎng)方式與ADHD 癥狀的關系

本研究結果顯示，父母教養(yǎng)方式影響學齡期兒童注意缺陷癥狀和多動沖動癥狀。這與以往ADHD研究結果一致，積極教養(yǎng)方式增加ADHD 兒童的保護性功能（Healey, Flory, Miller, & Halperin, 2011），消極教養(yǎng)方式增加ADHD 兒童癥狀及負性情緒（Moroney,Tung, Brammer, Peris, & Lee, 2017; Ullsperger, Nigg, &Nikolas, 2016）。結果說明權威型教養(yǎng)方式對有注意缺陷或多動沖動癥狀的兒童是更積極且適合的教養(yǎng)方式，而專制型教養(yǎng)方式會增加ADHD 癥狀。

本研究依據(jù)不同報告人評定父母教養(yǎng)方式，結果呈現(xiàn)出父親與母親教養(yǎng)方式對ADHD 影響的差異性。在權威型教養(yǎng)方式上，只有母親評價的權威型教養(yǎng)方式作為保護性因子負向影響ADHD癥狀。本研究發(fā)現(xiàn)母親自評權威分數(shù)顯著高于他評父親的權威分數(shù)，且母親無論評價自己還是評價丈夫的權威型教養(yǎng)方式都直接影響兒童ADHD癥狀。而父親自評權威分數(shù)與他評母親的權威分數(shù)無顯著差異，且父親無論評價自己還是評價妻子的權威型教養(yǎng)方式都與ADHD 癥狀無關。本研究相關結果表明，所有報告形式下權威型教養(yǎng)方式均和ADHD 癥狀呈負相關，然而路徑分析結果卻顯示出父親評價的權威型教養(yǎng)方式并不影響ADHD 癥狀。因此，本研究推測存在父親對權威型教養(yǎng)方式特點不敏感的可能性。

此外，兒童報告父母教養(yǎng)方式結果顯示，只有母親的專制型教養(yǎng)方式正向影響ADHD 癥狀。母親的專制型教養(yǎng)方式與3～18 歲子女的注意力不集中和多動沖動癥狀存在密切關系（Oliveira et al.,2018）。Calkins，Dedmon，Gill，Lomax 和Johnson（2002）的挫折感研究結果也顯示，當母親侵擾行為過多、敏感性較低時，幼兒消極情緒較多，且表現(xiàn)出注意控制能力較差。相反，母親的積極回應、溫暖支持性行為能促進兒童的努力控制（effortful control），并對兒童后期的努力控制具有顯著的預測作用（Karreman, van Tuijl, van Aken, & Dekovi?, 2008）。這可能因為母親是兒童的主要看護人，承擔著日常生活中主要的養(yǎng)育責任，親子互動時間較父親更長，專制型母親對兒童的ADHD 癥狀有更多關注和管束的機會。

4.2 同伴拒絕在父親教養(yǎng)方式與ADHD 癥狀之間的中介作用

本研究結果顯示，無論是兒童自我報告、父母自我報告還是配偶互評報告，均呈現(xiàn)出僅父親的專制型教養(yǎng)方式正向影響兒童同伴拒絕，且同伴拒絕僅在父親專制型教養(yǎng)方式與ADHD 癥狀之間發(fā)揮中介作用。這表明家庭影響因素中只有父親的專制型教養(yǎng)方式通過同伴關系作用于學齡兒童的ADHD 癥狀，父親越嚴厲專制，兒童被同伴拒絕的可能性越高，導致ADHD 癥狀更嚴重。本研究試從中介作用的前半路徑和后半路徑展開討論。

根據(jù)依戀理論，兒童內化了看護者的行為模式形成內部心理表征，并依據(jù)此建立同伴關系。如父子依戀可正向預測兒童的同伴依戀（王英芊等, 2016; Doyle, Lawford, & Markiewicz, 2009）。陳會昌、張宏學、陰軍莉、程小青和王明粵（2004）發(fā)現(xiàn)，父親的教養(yǎng)方式影響兒童的問題行為和學校適應，其中父親的拒絕和控制能負向預測兒童的助人行為；研究者對此解釋為榜樣機制，兒童從父親身上更能習得對他人的拒絕和控制行為，使兒童失去與同伴進行心理溝通的機會，移情能力的匱乏導致助人行為相應減少。而父親對于兒童消極情緒的消極回應，使得兒童的分享行為減少，攻擊行為和回避行為增加（Carson & Parke,1996）。此外，父親專制型教養(yǎng)方式更容易使兒童習得對社交線索的敵意歸因。有研究表明，父親的暴力行為和青少年的攻擊行為相關（Zhang et al.,2019），而ADHD 兒童和有攻擊性兒童不僅更容易敵意地解釋社交線索，還會在同伴挑釁期間使用更具敵意的反應方式（Ros & Graziano, 2018）。上述研究表明，學齡兒童在父親消極的教養(yǎng)方式及情緒回應下，容易習得敵意的社交線索和歸因，導致兒童與同伴相處時表現(xiàn)出較少的移情能力、助人和分享行為，較多的攻擊和回避性行為，從而影響他們的同伴關系。

本研究結果還顯示，同伴拒絕得分越高的學齡兒童其ADHD 癥狀越多。這支持ADHD 癥狀與同伴功能缺陷的行為因素相關的結果。特別是在中國文化中，擾亂群體和諧的行為（例如，在群體活動中過度活躍或沖動，或不注意規(guī)則）的學齡兒童更可能被視為違反社會規(guī)范，從而更有可能出現(xiàn)同伴關系問題。而消極的同伴交往經歷會使ADHD 癥狀進一步發(fā)展。這可能由于同伴拒絕導致兒童與同齡人互動、學習社會知識以及獲得實踐社會技能的重要發(fā)展機會被剝奪，進而增加了兒童在同伴互動中的不適當行為（Murray-Close et al., 2010）。

5 結論

（1）父母自評和互評報告中父母教養(yǎng)方式影響學齡兒童ADHD 癥狀，權威型教養(yǎng)方式負向影響ADHD 癥狀，專制型教養(yǎng)方式正向影響ADHD 癥狀；兒童報告中僅母親的專制型教養(yǎng)方式正向影響ADHD 癥狀。（2）三種報告方式結果均顯示同伴拒絕僅在父親專制型教養(yǎng)方式影響ADHD 癥狀中起中介作用，提示中國社會變遷下長期被忽視的父親職能應受到關注。