翟培鑫 胡玉香 劉 莉

(山東師范大學(xué)心理學(xué)院，濟(jì)南 250014)

1 引言

焦慮是一種以生理性緊張的軀體癥狀和對(duì)未來(lái)的擔(dān)憂為主要特征的負(fù)面情緒狀態(tài)（Barlow,2002）。已有研究發(fā)現(xiàn)，大約有10% 的美國(guó)兒童達(dá)到焦慮障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)（Copeland, Angold,Shanahan, & Costello, 2014）。中國(guó)兒童青少年焦慮障礙檢出率高達(dá)20.31%～26.70%（傅小蘭, 張侃,2019）。作為兒童群體中發(fā)生率較高的一種情緒障礙，焦慮對(duì)兒童適應(yīng)有重要影響（馬月, 劉莉, 王欣欣, 王美芳, 2016）。因此，探討兒童焦慮的影響因素，對(duì)于減輕兒童焦慮癥狀、促進(jìn)兒童心理健康發(fā)展具有重要意義。

Bronfenbrenner（1979）的人類發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)理論指出，發(fā)展是人和環(huán)境交互作用的結(jié)果。兒童直接體驗(yàn)的環(huán)境（微系統(tǒng)）才能最直接地影響兒童適應(yīng)。其中，家庭作為兒童直接體驗(yàn)的一種主要微系統(tǒng)環(huán)境，對(duì)兒童心理適應(yīng)（如焦慮）尤為重要。例如，作為一個(gè)重要的家庭微系統(tǒng)因素，父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮狀況關(guān)系密切（Wang,Wang, & Liu, 2016）。

父母嚴(yán)厲管教是世界范圍內(nèi)普遍存在的一種管教方式。其中，心理攻擊和體罰是發(fā)生率最高的兩種嚴(yán)厲管教行為（Wang et al., 2016）。對(duì)世界各國(guó)父母嚴(yán)厲管教的統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，在測(cè)查前一年有73.11%～88.60% 的父母使用過(guò)心理攻擊，有28.00%～84.00%的父母使用過(guò)體罰（Lansford &Deater-Deckard, 2012; Wang et al., 2016）。Lansford等（2014）調(diào)查了8 個(gè)國(guó)家共1196 名兒童，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母體罰與兒童焦慮存在顯著正相關(guān)。Wang等（2016）對(duì)1971 個(gè)中國(guó)家庭的研究也發(fā)現(xiàn)了父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮的正相關(guān)關(guān)系。

然而，已有研究大多僅關(guān)注父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮的關(guān)系，鮮有研究對(duì)二者間關(guān)系的作用機(jī)制進(jìn)行深入探討。僅有的幾項(xiàng)相關(guān)研究大多從個(gè)體因素層面對(duì)二者間的關(guān)系機(jī)制進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)了一些兒童因素（如兒童自尊、HPA 軸活動(dòng)）和父母因素（如母親失望情緒）在二者間關(guān)系中起重要作用（王美芳, 劉莉, 金英娣, 2015; Clarke et al., 2007; Liu & Wang, 2020）。然而，已有研究較少探討家庭關(guān)系因素在二者關(guān)系中的作用。有研究指出，家庭關(guān)系可能是影響父母嚴(yán)厲管教與兒童適應(yīng)間關(guān)系的重要因素（Lee & Watson, 2017;Xing & Wang, 2017）。據(jù)此，本研究推測(cè)，家庭關(guān)系層面的因素（如家庭親密度）可能在父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮的關(guān)系中起重要作用。

家庭親密度是衡量家庭關(guān)系的一個(gè)重要維度，是指各家庭成員通過(guò)家庭內(nèi)部的歸屬感和認(rèn)同感來(lái)表達(dá)的親密感，同時(shí)也是家庭成員之間的情感紐帶（Johnson, Lavoie, & Mahoney, 2001）。首先，家庭成員之間的互動(dòng)模式可能影響家庭親密度。例如，有研究顯示，體罰等攻擊性教養(yǎng)方式與家庭親密度存在顯著負(fù)相關(guān)（Carvalho,Fernandes, & Relva, 2018; Lee & Watson, 2017）。其次，研究發(fā)現(xiàn)，家庭親密度可能在一定程度上減輕兒童焦慮等內(nèi)化問(wèn)題（王美芳, 張燕翎, 于景凱,邢曉沛, 2012; Priest & Denton, 2012）。基于此，本研究推測(cè)家庭親密度可能在父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮間起中介作用。

值得注意的是，已有研究大多僅考察父母一方的嚴(yán)厲管教與兒童的關(guān)系（Lee, Perron, Taylor, &Guterman, 2011），或?qū)⒏改鸽p方作為整體進(jìn)行考察（Laskey & Cartwright-Hatton, 2009），鮮有研究分別考察父親和母親教養(yǎng)方式的不同作用。僅有的幾項(xiàng)相關(guān)研究表明，父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮的關(guān)系及其作用機(jī)制可能存在性別差異。例如，Wang 等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，相比父親體罰，母親體罰對(duì)兒童焦慮的影響更大。另有研究發(fā)現(xiàn)，母親拒絕（而非父親拒絕）在父母焦慮與兒童焦慮之間起中介作用（馬月等, 2016）。父母雙方的嚴(yán)厲管教與兒童焦慮間關(guān)系及其機(jī)制的不一致性提示，有必要考察父親和母親嚴(yán)厲管教各自與兒童焦慮的獨(dú)特關(guān)系。此外，家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為，家庭是一個(gè)復(fù)雜的、有組織的系統(tǒng)，父親和母親在管教兒童時(shí)，既各自為政，又相互影響（張秀慧,王美芳, 劉莉, 2020; Cox & Paley, 2003）。因此，從家庭系統(tǒng)的角度出發(fā)，在同一模型中考察父親和母親嚴(yán)厲管教與兒童焦慮的關(guān)系，不僅更符合家庭成員間的真實(shí)關(guān)系狀況，而且能同時(shí)考察父親和母親管教與兒童發(fā)展間關(guān)系的關(guān)聯(lián)性和差異性。鑒于此，本研究擬在家庭系統(tǒng)理論的視角下，在同一模型中同時(shí)考察父母雙方的嚴(yán)厲管教行為（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮的關(guān)系，以及家庭親密度在二者關(guān)系中可能的中介作用，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討兒童性別在這一中介效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 被試

采取整群抽樣法，選取濟(jì)南市一所普通小學(xué)的642 名4～6 年級(jí)的小學(xué)生為被試，回收有效問(wèn)卷605 份（男生304 名，女生301 名），問(wèn)卷有效率為94.24%。其中，四年級(jí)166 名（10.10±0.31 歲），五年級(jí)265 名（11.07±0.34 歲），六年級(jí)174 名（12.03±0.30 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 父母嚴(yán)厲管教（心理攻擊/體罰）量表

采用親子沖突解決策略量表（C T S P C）（Straus, Hamby, Finkelhor, Moore, & Runyan, 1998）中文修訂版的心理攻擊和體罰分量表測(cè)量小學(xué)兒童在最近一年內(nèi)分別經(jīng)歷父親、母親嚴(yán)厲管教的情況。本量表采用7 點(diǎn)計(jì)分方式，各分量表所有項(xiàng)目的總分即為嚴(yán)厲管教頻繁性得分?？偡衷礁?，表明越頻繁。已有研究表明，該量表的中文修訂版具有較高的信效度（宋占美, 王美芳, 王芳,2019）。本研究中，父親心理攻擊、父親體罰、母親心理攻擊和母親體罰分量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.75、0.83、0.77 和0.83。

2.2.2 兒童焦慮量表

采用Spence 兒童焦慮量表中文版（Spence,1997）測(cè)查小學(xué)兒童的焦慮情況。該量表共有44 個(gè)項(xiàng)目，由分離焦慮、軀體傷害恐懼、社交恐懼、驚恐障礙、強(qiáng)迫沖動(dòng)障礙和廣泛性焦慮6 個(gè)分量表構(gòu)成。該量表采取0～3 的4 點(diǎn)計(jì)分，各分量表項(xiàng)目的總分作為各焦慮亞型的得分。得分越高，表明兒童焦慮水平越高。已有研究發(fā)現(xiàn)該量表的中文版具有較理想的信效度（宋占美等, 2019;王美芳等, 2015）。本研究中，總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.94，各分量表的Cronbach’s α 系數(shù)在0.70～0.90 之間。

2.2.3 家庭親密度問(wèn)卷

采用費(fèi)立鵬等（1991）修訂的家庭親密度與適應(yīng)性量表第二版（FACESⅡ-CV）中的家庭親密度分量表測(cè)查小學(xué)兒童家庭親密度水平。該分量表共有16 個(gè)項(xiàng)目，采用1～5 的5 點(diǎn)計(jì)分法，所有項(xiàng)目的總分即為家庭親密度得分。得分越高，表明家庭親密度的水平越高。在本研究中，家庭親密度分量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS24.0 和AMOS24.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和有調(diào)節(jié)的中介分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法（周浩, 龍立榮,2004）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特征根大于1 的因子共有17 個(gè)，且最大因子方差的解釋率為20.40%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 小學(xué)兒童焦慮的基本特點(diǎn)

對(duì)兒童焦慮的6 個(gè)維度進(jìn)行2（兒童性別：男、女）×3（年級(jí)：四年級(jí)、五年級(jí)、六年級(jí)）的多因素方差分析（MANOVA）。結(jié)果表明（見(jiàn)表1），兒童焦慮各癥狀的性別主效應(yīng)（Fs＜1.23,df=1,ps＞0.05），年級(jí)主效應(yīng)（Fs＜1.70,df=2,ps＞0.05）以及性別與年級(jí)的交互效應(yīng)（Fs＜0.81,df=2,ps＞0.05）均不顯著。

表 1 兒童焦慮的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表 2 各變量之間的相關(guān)

3.3 父母嚴(yán)厲管教、家庭親密度與兒童焦慮的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明（見(jiàn)表2），父母心理攻擊和體罰與兒童焦慮各維度均呈顯著正相關(guān)（rs＞0.10,ps＜0.05），與家庭親密度均呈顯著負(fù)相關(guān)（rs＜?0.16,ps＜0.01），家庭親密度與兒童焦慮各維度均呈顯著負(fù)相關(guān)（rs＜?0.11,ps＜0.01）。

3.4 父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮：家庭親密度的中介效應(yīng)

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型， 采用偏差矯正的Bootstrap 法（抽取5000 次）分別檢驗(yàn)家庭親密度在父母嚴(yán)厲管教的兩種方式（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮之間的中介效應(yīng)。其中，年級(jí)為控制變量，父母心理攻擊和體罰是外源潛變量，是模型中的自變量，分別以心理攻擊和體罰分量表的各項(xiàng)目為觀測(cè)指標(biāo)。兒童焦慮為內(nèi)生潛變量，是模型中的因變量，以六個(gè)維度得分為觀測(cè)指標(biāo)。之后，進(jìn)一步采用多群組結(jié)構(gòu)方程模型考察中介效應(yīng)是否存在兒童性別差異。

3.4.1 父母心理攻擊與兒童焦慮：家庭親密度的中介效應(yīng)

首先檢驗(yàn)父母心理攻擊對(duì)兒童焦慮的直接效應(yīng)，結(jié)果顯示（見(jiàn)圖1），模型擬合良好：χ2/df=2.26，RMSEA=0.05，CFI=0.98，TLI=0.97。父親和母親心理攻擊均能顯著正向預(yù)測(cè)兒童焦慮（β父親=0.17, β母親=0.29,ps＜0.05）。在直接效應(yīng)模型基礎(chǔ)上，加入家庭親密度這一中介變量，結(jié)果表明（見(jiàn)圖1），模型擬合良好：χ2/df=2.64，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.96。父母心理攻擊與兒童焦慮之間的路徑系數(shù)降低（β父親=0.14, β母親=0.23,ps＜0.05），但依然顯著。父母心理攻擊顯著負(fù)向預(yù)測(cè)家庭親密度（β父親=?0.13, β母親=?0.23,ps＜0.05），家庭親密度顯著負(fù)向預(yù)測(cè)兒童焦慮（β=?0.26,p＜0.001）。父親和母親心理攻擊通過(guò)家庭親密度影響兒童焦慮狀況的95% 的置信區(qū)間分別為[0.004, 0.07]和[0.02, 0.10]，不包含0。這一結(jié)果表明，家庭親密度在父親和母親心理攻擊與兒童焦慮之間均起顯著的中介作用。

3.4.2 父母體罰與兒童焦慮：家庭親密度的中介效應(yīng)

首先檢驗(yàn)父母體罰對(duì)兒童焦慮的直接效應(yīng)，結(jié)果顯示（見(jiàn)圖2）模型擬合良好：χ2/df=2.64，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.96。母親體罰顯著正向預(yù)測(cè)兒童焦慮（β=0.25,p＜0.01），但父親體罰對(duì)兒童焦慮的直接效應(yīng)不顯著（β=0.08,p＞0.05）。在直接效應(yīng)模型基礎(chǔ)上，加入家庭親密度這一中介變量，模型擬合良好，χ2/df=2.82，RMSEA=0.06，CFI=0.96，TLI=0.95。母親體罰仍然可以顯著預(yù)測(cè)兒童焦慮（β=0.19,p＜0.01），但系數(shù)有所下降。母親體罰顯著負(fù)向預(yù)測(cè)家庭親密度（β=?0.18,p＜0.01），家庭親密度顯著負(fù)向預(yù)測(cè)兒童焦慮（β=?0.32,p＜0.001）。母親體罰通過(guò)家庭親密度影響兒童焦慮的95%置信區(qū)間為[0.02, 0.10]，不包含0，表明家庭親密度在母親體罰與兒童焦慮之間起顯著的中介作用。在加入中介變量之后，父親體罰對(duì)兒童焦慮的直接效應(yīng)仍不顯著（β=0.06,p＞0.05），且父親體罰不能顯著預(yù)測(cè)家庭親密度（β=?0.07,p＞0.05）。家庭親密度通過(guò)父親體罰影響兒童焦慮的中介作用的95%置信區(qū)間為[?0.02, 0.06]，包含0，表明家庭親密度在父親體罰與兒童焦慮之間不起顯著中介作用。

圖 1 家庭親密度在父母心理攻擊與兒童焦慮間的中介作用模型

3.4.3 中介效應(yīng)的兒童性別差異

采用多群組結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步考察家庭親密度在父母嚴(yán)厲管教（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮關(guān)系中的中介作用是否存在兒童性別差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)圖1、圖2），各中介模型均存在顯著的兒童性別差異（Δχ2s＞2.30,ps＜0.001）。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，母親嚴(yán)厲管教（心理攻擊/體罰）對(duì)家庭親密度的負(fù)向預(yù)測(cè)作用在女孩組比在男孩組中更強(qiáng)（男孩: β心理攻擊=?0.18,p＜0.05, β體罰=?0.06，p＞0.05; 女孩: β心理攻擊=?0.30, β體罰=?0.27,ps＜0.01），而父親嚴(yán)厲管教（心理攻擊/體罰）對(duì)家庭親密度的負(fù)向預(yù)測(cè)作用在男孩組比在女孩組中更強(qiáng)（男孩: β心理攻擊=?0.15, β體罰=?0.10,ps＞0.05; 女孩:β心理攻擊=?0.08, β體罰=?0.03,ps＞0.05）。此外，父親嚴(yán)厲管教（心理攻擊/體罰）對(duì)男孩焦慮的正向預(yù)測(cè)作用比女孩更強(qiáng)（男孩: β心理攻擊=0.17, p＞0.05,β體罰=0.21,p＜0.05; 女孩: β心理攻擊=0.13, β體罰=?0.14,ps＞0.05）。母親體罰對(duì)女孩焦慮的正向預(yù)測(cè)作用高于男孩（男孩: β=0.08, p＞0.05; 女孩: β=0.32,p＜0.01），而母親心理攻擊對(duì)女孩焦慮的正向預(yù)測(cè)作用低于男孩（男孩: β=0.26, p＜0.01; 女孩: β=0.19,p＞0.05）。家庭親密度對(duì)女孩焦慮的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著高于男孩（男孩: β心理攻擊=?0.20, β體罰=?0.27,ps＜0.01; 女孩: β心理攻擊=?0.32, β體罰=?0.37,ps＜0.001）。

圖 2 家庭親密度在父母體罰與兒童焦慮間的中介作用模型

4 討論

本研究在家庭系統(tǒng)理論的視角下，考察了父母雙方的嚴(yán)厲管教行為（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮的關(guān)系，以及家庭親密度在二者關(guān)系中可能的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭親密度在父母心理攻擊和母親體罰與兒童焦慮之間起顯著中介作用，且家庭親密度的中介作用存在顯著的兒童性別差異。具體討論如下。

4.1 父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮：家庭親密度的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，父母心理攻擊和母親體罰既可能直接增加兒童焦慮，也可能通過(guò)降低家庭親密度間接增加兒童焦慮。一方面，父母心理攻擊和母親體罰可以直接預(yù)測(cè)兒童焦慮。這可以由父母接受–拒絕理論（Rohner, 2004）解釋，兒童可能會(huì)將父母嚴(yán)厲管教解釋為父母對(duì)自己的拒絕，并因此產(chǎn)生焦慮。另一方面，父母心理攻擊以及母親體罰可以通過(guò)降低家庭親密度間接增加兒童焦慮。原因可能在于，父母心理攻擊和母親體罰可能是家庭關(guān)系中的一種不和諧因素，會(huì)對(duì)夫妻關(guān)系和親子關(guān)系造成不良影響（Zvara et al., 2015），并導(dǎo)致整個(gè)家庭的家庭親密度下降。家庭親密度的下降可能會(huì)從兩個(gè)方面影響兒童焦慮水平。首先，家庭親密度下降會(huì)導(dǎo)致兒童得到的家庭成員支持?jǐn)?shù)量和支持程度下降，當(dāng)面臨壓力因素時(shí)，他們更容易產(chǎn)生焦慮（從恩朝, 吳彥, 徐一峰,2019）。第二，家庭親密度下降會(huì)使兒童感受到一系列威脅（如擔(dān)心家庭關(guān)系破裂）從而使其焦慮水平升高。

與上述結(jié)果不一致的是，本研究發(fā)現(xiàn)，父親體罰對(duì)兒童焦慮的直接和間接效應(yīng)均不顯著。原因可能在于，首先，在當(dāng)前中國(guó)社會(huì)，母親仍是兒童的最主要教養(yǎng)者（Wong, Chen, Goggins, Tang, &Leung, 2009）。與母親相比，父親接觸孩子的時(shí)間和機(jī)會(huì)更少（杜鳳蓮, 王文斌, 董曉媛, 2018）。其次，父親嚴(yán)厲管教的頻繁性比母親更低，因此其對(duì)孩子造成負(fù)面影響的可能性也更小。最后，父親體罰的頻繁性顯著低于心理攻擊（Wang et al.,2016）。因此，在父親參與程度較低的情況下，低頻繁性的父親體罰可能更不足以直接引發(fā)兒童焦慮。同時(shí)，低頻繁性的父親體罰可能也不會(huì)對(duì)家庭親密度產(chǎn)生顯著影響，從而間接影響兒童焦慮。

4.2 兒童性別的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭親密度的中介效應(yīng)存在顯著的兒童性別差異。具體而言，父親嚴(yán)厲管教對(duì)男孩焦慮和家庭親密度的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，而母親嚴(yán)厲管教對(duì)女孩家庭親密度的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，母親體罰對(duì)女孩焦慮的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)。這一結(jié)果總體上支持了同性別假設(shè)，即當(dāng)父母對(duì)同性別兒童（父親對(duì)兒子，母親對(duì)女兒）實(shí)施嚴(yán)厲管教時(shí)，負(fù)面影響可能會(huì)更大（Deater-Deckard & Dodge,1997）。原因可能在于，基于性別具體化社會(huì)學(xué)習(xí)模型，兒童更可能將同性別家長(zhǎng)視作行為榜樣（Deater-Deckard & Dodge, 1997），因此他們可能更在意同性別父母的教養(yǎng)行為（Wang, Xing, &Zhao, 2014）。當(dāng)同性別父母實(shí)施嚴(yán)厲管教時(shí)，兒童更可能將其視為父母拒絕自己或不愛(ài)自己的表現(xiàn)，從而影響其對(duì)家庭親密度的感知，并產(chǎn)生焦慮情緒。此外，較之男孩，家庭親密度對(duì)女孩焦慮的負(fù)向預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，這可能是由于女孩對(duì)家庭關(guān)系的感知更加敏感。因此，當(dāng)家庭親密度下降時(shí)，女孩會(huì)比男孩感受到更多威脅，從而導(dǎo)致更高的焦慮水平。

然而，與大多數(shù)研究結(jié)果不一致的是，本研究發(fā)現(xiàn)母親心理攻擊對(duì)女孩焦慮的正向預(yù)測(cè)作用顯著低于男孩。其原因可能有以下兩點(diǎn)。第一，由于母親更多地參與女孩的教養(yǎng)（Simons, Whitbeck,Conger, & Wu, 1991），且在傳統(tǒng)的中國(guó)家庭中，女孩較男孩更多地協(xié)助母親處理家庭事務(wù)（Wang et al., 2014）。因此女孩可能比男孩更了解母親，她們更容易質(zhì)疑母親心理攻擊語(yǔ)言中的行為是否會(huì)真實(shí)發(fā)生。當(dāng)兒童產(chǎn)生這一質(zhì)疑時(shí)，母親心理攻擊對(duì)其焦慮的影響會(huì)隨之下降（Yau, Smetana, &Metzger, 2009）。因此較之男孩，母親心理攻擊對(duì)女孩焦慮的預(yù)測(cè)作用可能更弱。第二，盡管父母嚴(yán)厲管教對(duì)同性別兒童的負(fù)面影響更大，但是也有研究顯示，母親對(duì)女孩實(shí)施心理攻擊的頻繁性顯著低于男孩（Wang & Liu, 2018）。因此，低頻繁性的心理攻擊也可能是母親嚴(yán)厲管教對(duì)女孩焦慮影響更小的一個(gè)原因。

4.3 研究的貢獻(xiàn)、局限與展望

本研究從家庭系統(tǒng)角度出發(fā)，深入考察了父親和母親的嚴(yán)厲管教對(duì)兒童焦慮的影響及其作用機(jī)制，從家庭系統(tǒng)的視角為提高家庭關(guān)系質(zhì)量、緩解兒童焦慮提供了一定的科學(xué)依據(jù)。本研究認(rèn)為，采取有效措施營(yíng)造良好的家庭氛圍，提高家庭親密度，同時(shí)鼓勵(lì)父母采取鼓勵(lì)、溫情等積極的管教策略，減少嚴(yán)厲管教行為將有助于緩解兒童焦慮，促進(jìn)兒童的身心健康發(fā)展。

盡管如此，研究仍然存在一些局限。首先，數(shù)據(jù)主要來(lái)自兒童報(bào)告，單主體報(bào)告可能帶來(lái)一定的數(shù)據(jù)偏差。未來(lái)研究可以采用多主體報(bào)告的方法，以提高數(shù)據(jù)的可靠性。其次，本研究為橫斷研究，無(wú)法對(duì)變量間關(guān)系進(jìn)行因果推論，未來(lái)研究可以采用縱向研究，對(duì)二者的因果關(guān)系及其機(jī)制進(jìn)行深入探討。

5 結(jié)論

（1）父母心理攻擊和母親體罰可能直接增加兒童焦慮，也可能通過(guò)降低家庭親密度間接增加兒童焦慮；（2）家庭親密度在父母嚴(yán)厲管教與兒童焦慮間的中介作用存在顯著的兒童性別差異。