謝小敏，李亞莉，梁亞紅，馮蓓，林燕，江遜

（空軍軍醫(yī)大學(xué)第二附屬醫(yī)院 兒科，陜西 西安 710038）

抑郁癥狀是指由心境低落、興趣減退等核心癥 狀群，焦慮、思維遲緩等心理癥狀群，和睡眠障礙、精力下降等軀體癥狀群共同構(gòu)成的一組癥狀群[1-2]。 近年來，我國青少年抑郁癥狀檢出率高達(dá)16.2%[3]。 家庭是青少年成長(zhǎng)和學(xué)習(xí)的土壤， 父母教養(yǎng)方式也與青少年的自我發(fā)展、人格形成、情緒調(diào)節(jié)以及心理健康密切相關(guān)[4]。 功能失調(diào)性態(tài)度是指?jìng)€(gè)體在童年時(shí)期經(jīng)歷的負(fù)性生活經(jīng)驗(yàn)逐漸積累形成的消極信念，影響著個(gè)體對(duì)自我、周圍事物及未來的態(tài)度和看法，是抑郁癥狀發(fā)生的重要原因之一[5]。 據(jù)報(bào)道，抑郁癥狀水平較高的青少年， 功能失調(diào)性態(tài)度也處于較高水平[6]；父母教養(yǎng)方式與青少年抑郁癥狀的發(fā)生顯著相關(guān)[7]；此外，父母教養(yǎng)方式與青少年抑郁癥患者功能失調(diào)性態(tài)度密切相關(guān)， 其中消極教養(yǎng)方式是功能失調(diào)性態(tài)度的重要影響因素[8]。 但目前關(guān)于父母教養(yǎng)方式對(duì)青少年抑郁癥狀影響的研究主要偏重于父母消極教養(yǎng)， 積極教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁癥狀的影響作用尚不明確， 且消極教養(yǎng)方式對(duì)青少年抑郁癥狀的影響機(jī)制也未完全揭示， 故本課題基于以上分析做出以下推測(cè)：（1）父母教養(yǎng)方式是影響青少年抑郁癥狀的前因變量；（2）父母教養(yǎng)方式對(duì)功能失調(diào)性態(tài)度有預(yù)測(cè)作用；（3）功能失調(diào)性態(tài)度在父母教養(yǎng)方式和抑郁癥狀之間存在中介作用。 本研究旨在對(duì)以上推測(cè)進(jìn)行驗(yàn)證， 以期為青少年抑郁癥狀的預(yù)防和干預(yù)提供一定的參考和依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用分層整群抽樣的方法，于2019年11 月選擇西安市初中、高中各2 所，按照年級(jí)分層，每層按照年級(jí)人數(shù)比例隨機(jī)抽取1～2 個(gè)班級(jí)的學(xué)生，最終確定參與問卷調(diào)查的樣本。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）12～18 歲；（2）研究對(duì)象及監(jiān)護(hù)人均知情并同意參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）有其他神經(jīng)、精神疾病和嚴(yán)重軀體疾病；（2）有電休克治療史。

由于本研究為橫斷面研究，樣本量較大，故采用根據(jù)均值及其置信區(qū)間推算樣本量的方法， 對(duì)所需樣本量進(jìn)行估算，具體為對(duì)30 名學(xué)生（每個(gè)年級(jí)5名）進(jìn)行預(yù)調(diào)查顯示，抑郁癥狀總均分為（0.76±0.11）分，積極教養(yǎng)總均分為（2.18±0.19）分，消極教養(yǎng)總均分為（1.41±0.14）分，功能失調(diào)性態(tài)度總均分為（2.15±0.17）分。 按照容許誤差為0.015[9]，檢驗(yàn)水平α=0.05 計(jì)算，將各項(xiàng)評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)差、容許誤差、檢驗(yàn)水平分別導(dǎo)入梅斯醫(yī)學(xué)APP （抽樣調(diào)查—根據(jù)均值及其95%置信區(qū)間計(jì)算樣本量模塊），得各項(xiàng)評(píng)分分別需要樣本量為207 名、616 名、335 名、493 名， 故本研究最少需納入616 名樣本，實(shí)際納入623 名。本研究經(jīng)空軍軍醫(yī)大學(xué)第二附屬醫(yī)院倫理委員會(huì)審核批準(zhǔn)（TDLL-KY-202102-05）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料問卷 自行編制，包括性別、年齡、是否為獨(dú)生子女、 父母婚姻狀態(tài)（已婚、 離異或再婚）、家庭結(jié)構(gòu)（核心家庭、主干家庭、單親家庭）、居住地（城鎮(zhèn)、農(nóng)村）。

1.2.2 流調(diào)中心用抑郁癥狀自評(píng)量表 （Center for Epidemiological Studies Depression Scale,CES-D） 源量表由Radloff[10]于1977 年編制，用于研究抑郁癥狀的相關(guān)因素及其發(fā)展規(guī)律， 量表Cronbach α 系數(shù)為0.864。中文版由石巖等[11]于1994 年翻譯及跨文化調(diào)適，用于評(píng)價(jià)運(yùn)動(dòng)員抑郁癥狀發(fā)生情況，量表Cronbach α 系數(shù)為0.827。陳祉妍等[12]于2009 年將其應(yīng)用于評(píng)價(jià)我國青少年的抑郁癥狀， 量表Cronbach α 系數(shù)為0.880。 該量表包括20 個(gè)條目，要求調(diào)查對(duì)象根據(jù)自己最近1 周癥狀出現(xiàn)的頻次進(jìn)行填寫。 均采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法，從“沒有或基本沒有”至“幾乎一直有”分別賦值0～3 分?？偡?～60 分，判定標(biāo)準(zhǔn)：總分＜16 分，為無抑郁癥狀；16～20 分，判斷為可能有抑郁癥狀；總分＞20 分，判斷為有明顯抑郁癥狀[13]。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.807。

1.2.3 父母教養(yǎng)方式問卷（Short-Egna Minnen barndoms uppfostran，S-EMBU） 源問卷由Arrindell 等[14]于2001 年編制， 用于評(píng)估學(xué)生父母的教養(yǎng)方式，問卷Cronbach α 系數(shù)為0.784。 蔣獎(jiǎng)等[15]于2010 年翻譯及跨文化調(diào)適，用其評(píng)估大學(xué)生父母的教養(yǎng)方式，問卷Cronbach α 系數(shù)為0.769。 劉慶等[16]于2016 年將其用于青少年父母教養(yǎng)方式的評(píng)估中， 問卷Cronbach α 系數(shù)為0.950。 該問卷包括2 個(gè)維度21個(gè)條目，積極教養(yǎng)（7 個(gè)條目）、消極教養(yǎng)（14 個(gè)條目）。 均采用Likert 4 級(jí)評(píng)分法，從“從不”至“總是”，分別賦值1～4 分。各維度分別計(jì)分，得分越高代表父母越傾向于使用該種教養(yǎng)方式。 本研究中該問卷的Cronbach α 系數(shù)為0.766。

1.2.4 功能失調(diào)性態(tài)度量表（Dysfunctional Attitudes Scales，DAS-A） 源量表由Weissman 等于1978 年編制， 用于評(píng)估研究生和教師的功能失調(diào)性態(tài)度，Cronbach α 系數(shù)為0.930。 陳遠(yuǎn)嶺等[17]于1998 年漢化及修訂， 用于評(píng)估正常人和抑郁癥患者功能失調(diào)性態(tài)度，量表Cronbach α 系數(shù)為0.870。 蔡琳等[18]于2010 年應(yīng)用于其評(píng)估青少年的功能失調(diào)性態(tài)度，量表Cronbach α 系數(shù)為0.880。 該量表包括脆弱性（5個(gè)條目）、吸引（5 個(gè)條目）、完美主義（5 個(gè)條目）、強(qiáng)制性（5 個(gè)條目）、尋求贊許（5 個(gè)條目）、依賴性（5 個(gè)條目）、自主性態(tài)度（5 個(gè)條目）、認(rèn)知哲學(xué)（5 個(gè)條目），共8 個(gè)維度40 個(gè)條目。 均采用Likert 7 級(jí)評(píng)分法，從“完全不同意”至“完全同意”分別賦值1～7 分?？偡?0～280 分，得分越高說明研究對(duì)象的功能失調(diào)性態(tài)度越嚴(yán)重。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.793。

1.3 資料收集方法 本研究采用問卷調(diào)查的方法，由經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查員發(fā)放問卷。 首先，調(diào)查員采用統(tǒng)一的指導(dǎo)語用于向研究對(duì)象闡述調(diào)查的目的、意義和問卷填寫方法，在獲得研究對(duì)象及其監(jiān)護(hù)人知情同意 （由所在班級(jí)老師將相關(guān)信息在班級(jí)家長(zhǎng)群公告，獲得監(jiān)護(hù)人知情同意）后發(fā)放問卷，由其自行填寫。 問卷當(dāng)場(chǎng)發(fā)放，并當(dāng)場(chǎng)回收。共發(fā)放問卷633 份，回收有效問卷623 份，有效回收率為98.4%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 21.0 錄入和分析數(shù)據(jù)，計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和構(gòu)成比描述；符合正態(tài)分布或近似正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述；抑郁癥狀、父母教養(yǎng)方式、功能失調(diào)性態(tài)度的相關(guān)性采用Pearson 相關(guān)性分析檢驗(yàn)；采用依次檢驗(yàn)法分析功能失調(diào)性態(tài)度在實(shí)習(xí)護(hù)生父母教養(yǎng)方式與抑郁癥狀的中介作用。 以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 623 名青少年， 年齡（14.67±1.87）歲；其中，男321 名（51.5%），女302 名（48.5%）；505名（81.1%）為獨(dú)生子女；父母婚姻狀態(tài)多為已婚，563名（90.4%）；家庭結(jié)構(gòu)多為核心家庭，470 名（75.4%）；居住地以城鎮(zhèn)居多，496 名（79.6%）。

2.2 本組青少年抑郁癥狀得分情況 本組623 名青少年抑郁癥狀總分為（15.62±7.90）分，所有條目均分為（0.78±0.39）分，根據(jù)判定標(biāo)準(zhǔn)[13]，無抑郁癥狀者305 名（49.0%），可能有抑郁癥狀者199 名（31.9%），有明顯抑郁癥狀者119 名（19.1%），即本組青少年抑郁癥狀陽性篩查率為19.1%。

2.3 本組青少年抑郁癥狀評(píng)分與父母教養(yǎng)方式評(píng)分、功能失調(diào)性態(tài)度評(píng)分的相關(guān)性分析 本組青少年父母教養(yǎng)方式中，積極教養(yǎng)維度得分為（16.52±5.86）分，維度條目均分為（2.36±0.84）分，消極教養(yǎng)維度得分為（19.74±7.03）分，維度條目均分為（1.41±0.50）分；功能失調(diào)性態(tài)度總分為（92.32±11.86）分，所有條目均分為（2.31±0.30）分。

Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示，本組青少年抑郁癥狀總分與消極教養(yǎng)維度得分（r=0.636，P＜0.001）、功能失調(diào)性態(tài)度總分（r=0.525，P＜0.001）呈正相關(guān)，與積極教養(yǎng)維度得分（r=-0.522，P＜0.001）呈負(fù)相關(guān)；功能失調(diào)性態(tài)度總分與消極教養(yǎng)維度得分呈正相關(guān)（r=0.650，P＜0.001），與積極教養(yǎng)維度得分（r=-0.816，P＜0.001）呈負(fù)相關(guān)。

2.4 本組青少年功能失調(diào)性態(tài)度在父母教養(yǎng)方式與抑郁癥狀間的中介效應(yīng)分析 采用依次檢驗(yàn)法進(jìn)行進(jìn)一步分析。

2.4.1 消極教養(yǎng) 第1 步， 以消極教養(yǎng)維度得分為自變量， 抑郁癥狀總分為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示消極教養(yǎng)對(duì)抑郁癥狀存在正向預(yù)測(cè)作用（β′=0.636，P＜0.001），且能解釋40.4%的總變異；第2 步，以消極教養(yǎng)維度分分為自變量，功能失調(diào)性態(tài)度總分分為因變量進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果顯示消極教養(yǎng)對(duì)功能失調(diào)性態(tài)度存在正向預(yù)測(cè)作用 （β′=0.650，P＜0.001）， 且能解釋42.1%的總變異；第3 步，以功能失調(diào)性態(tài)度總分和消極教養(yǎng)維度得分為自變量， 抑郁癥狀總分為因變量進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果顯示功能失調(diào)性態(tài)度和消極教養(yǎng)能解釋42.4%的總變異， 但功能失調(diào)性態(tài)度的介入使消極教養(yǎng)對(duì)抑郁癥狀的主效應(yīng)由0.636 下降至0.511，故功能失調(diào)性態(tài)度在消極教養(yǎng)和抑郁癥狀之間起到了部分中介作用，中介效應(yīng)估計(jì)值ab=c-c′=0.636-0.511=0.125（12.5%），95%CI：0.070～0.186。見表1。

2.4.2 積極教養(yǎng) 第1 步， 以積極教養(yǎng)維度得分為自變量，抑郁癥狀總分為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示積極教養(yǎng)對(duì)抑郁癥狀存在負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β′=-0.522，P＜0.001），且能解釋27.2%的總變異；第2 步，以積極教養(yǎng)維度得分為自變量，功能失調(diào)性態(tài)度總分為因變量進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果顯示積極教養(yǎng)對(duì)功能失調(diào)性態(tài)度存在負(fù)向預(yù)測(cè)作用 （β′=-0.816，P＜0.001），且能解釋66.5%的總變異；第3 步，以功能失調(diào)性態(tài)度總分和積極教養(yǎng)維度得分為自變量，抑郁癥狀總分為因變量進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果顯示功能失調(diào)性態(tài)度和積極教養(yǎng)能解釋30.0%的總變異，但功能失調(diào)性態(tài)度的介入使積極教養(yǎng)對(duì)抑郁癥狀的主效應(yīng)由0.522 下降至0.282， 故功能失調(diào)性態(tài)度在積極教養(yǎng)和抑郁癥狀之間起到了部分中介作用，中介效應(yīng)估計(jì)值ab=c-c′=0.522-0.282=0.240（24.0%），95%CI：-0.389～-0.135。 見表1。

表1 青少年功能失調(diào)性態(tài)度在父母教養(yǎng)方式和抑郁癥狀中的中介效應(yīng)分析

3 討論

3.1 本組青少年抑郁癥狀、功能失調(diào)性態(tài)度處于較低水平，父母采用積極教養(yǎng)方式多于消極教養(yǎng)方式

本研究結(jié)果顯示， 本組青少年抑郁癥狀總分為（15.62±7.90）分，所有條目均分為（0.78±0.39）分，與條目賦值中間值1.50 分相比，處于較低水平；低于國內(nèi)周海茸等[19]的報(bào)道。 可能的原因是上述研究時(shí)間分別為2013、2015 年，開展時(shí)間較早。 近年來，國家陸續(xù)出臺(tái)了部分促進(jìn)青少年心理健康教育的政策， 例如 《兒童青少年心理健康行動(dòng)方案（2019—2022 年）》，對(duì)兒童青少年心理問題、行為問題、精神障礙等的預(yù)防和干預(yù)作出規(guī)劃[20]，學(xué)校也逐漸認(rèn)識(shí)到學(xué)生心理健康教育的重要性， 本研究參調(diào)的4 所中學(xué)都編制專職心理輔導(dǎo)老師。此外，一些校園暴力事件的見諸輿論使得學(xué)校、 家長(zhǎng)和相關(guān)部門提高了對(duì)校園暴力、校園霸凌的警惕性，相關(guān)政策、指導(dǎo)意見的出臺(tái)也在逐步改善著校園暴力情況[21]。 故本組青少年抑郁癥狀得分處于較低水平。 從陽性篩查率角度分析，本研究抑郁癥狀陽性篩查率為19.7%，低于印度等發(fā)展中國家報(bào)道的25.5%[22]，但高于美國等報(bào)道的16.5%[23]。 一方面是由于國情政策的差異，美國中學(xué)心理健康教育開展較早，形式多樣，強(qiáng)調(diào)學(xué)校和家庭的共同參與[24]，而印度該類教育缺口較大[25]；另一方面則歸因于各國研究樣本構(gòu)成、研究工具、判定標(biāo)準(zhǔn)和調(diào)查時(shí)間的差異。

本組青少年功能失調(diào)性態(tài)度總分為（92.32±11.86）分，所有條目均分為（2.31±0.30）分，與條目賦值中間值4.00 分相比，處于較低水平；低于崔麗霞等[26]的報(bào)道。 可能與崔麗霞等的研究選擇的受試對(duì)象為初中生（12～15 歲），本研究的受試對(duì)象既包含了初中生，還納入了高中生（16～18 歲）有關(guān)。 有研究顯示，12～15歲青少年功能失調(diào)性態(tài)度顯著高于16～18 歲[8]。12～15 歲的初中生剛步入青春期， 認(rèn)知發(fā)育尚不成熟，無法形成對(duì)自我及世界的正確認(rèn)知和判斷， 在受到外界環(huán)境因素影響時(shí)，容易產(chǎn)生極端的、和歪曲的錯(cuò)誤認(rèn)知。隨年齡的增長(zhǎng)，青少年的認(rèn)知結(jié)構(gòu)和層次則得到了系統(tǒng)的發(fā)展， 逐漸能夠?qū)ψ晕液椭車澜绠a(chǎn)生正確的認(rèn)知，故其功能失調(diào)性態(tài)度水平較低。

本研究結(jié)果顯示， 本組青少年積極教養(yǎng)維度得分為（16.52±5.86）分，維度條目均分分為（2.36±0.84）分；消極教養(yǎng)維度得分為（19.74±7.03）分，維度條目均分為（1.41±0.50）分，提示父母采用積極教養(yǎng)方式多于消極教養(yǎng)方式；與潘澤泉等[27]的研究結(jié)果相似?？赡艿脑蚴牵?本研究受試青少年有81.1%為獨(dú)生子女，獨(dú)生子女父母更加重視子女的成長(zhǎng)，對(duì)子女情感的關(guān)心和愛護(hù)更多，在子女教養(yǎng)過程中，多采用積極教養(yǎng)方式，而對(duì)于消極教養(yǎng)方式使用較少[8]。 此外，本研究受試青少年中，父母離異比例僅為9.6%。離異家庭父母對(duì)消極教養(yǎng)方式的使用水平顯著高于普通家庭， 對(duì)積極教養(yǎng)方式的使用水平顯著低于普通家庭[28]。 故綜合獨(dú)生子女和家庭結(jié)構(gòu)分析，本研究參調(diào)青少年父母采取積極教養(yǎng)方式多于消極教養(yǎng)方式。

3.2 青少年抑郁癥狀與消極教養(yǎng)方式、功能失調(diào)性態(tài)度呈正相關(guān)，與積極教養(yǎng)方式呈負(fù)相關(guān)，功能失調(diào)性態(tài)度與消極教養(yǎng)方式呈正相關(guān)，與積極教養(yǎng)方式呈負(fù)相關(guān) 本研究結(jié)果顯示， 青少年抑郁癥狀總分與消極教養(yǎng)維度得分呈正相關(guān)（r=0.636，P＜0.001），與積極教養(yǎng)維度得分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.522，P＜0.001），即父母采用消極教養(yǎng)方式越多、積極教養(yǎng)方式越少，則青少年檢出抑郁癥狀的概率就越高； 與梁光利等[29]和王鵬等[30]的研究結(jié)果相似。 父母消極教養(yǎng)方式中主要包括過度保護(hù)和拒絕[14]，父母一定程度的保護(hù)有利于子女的健康成長(zhǎng)， 而過度保護(hù)不利于青少年心理的成熟。當(dāng)遇到困難時(shí)的過度保護(hù)，雖然使青少年避免了外界刺激所造成的傷害， 但同時(shí)也缺乏了自我控制和解決問題能力的培養(yǎng)鍛煉， 當(dāng)再次遇到同類型應(yīng)激事件時(shí)，就會(huì)誘發(fā)抑郁癥狀[31]。 此外，父母的拒絕會(huì)使青少年的需求得不到滿足，不安全感、被忽視感增多，還容易導(dǎo)致青少年形成擔(dān)心做錯(cuò)事受懲罰、擔(dān)心失敗、做事謹(jǐn)慎等性格，在遇到應(yīng)激事件時(shí)更容易產(chǎn)生焦慮、抑郁等。 積極教養(yǎng)方式能夠通過情緒安全感對(duì)青少年情緒進(jìn)行積極調(diào)節(jié)，父母積極教養(yǎng)方式主要內(nèi)容為情感溫暖[14]，情感溫暖的父母能夠給予子女更多的情緒安全感，而情緒安全感則可以對(duì)子女情緒進(jìn)行積極的調(diào)節(jié)[32]，從而及時(shí)化解子女的消極情緒。 此外，情感溫暖的父母不僅對(duì)子女充滿肯定、關(guān)愛和鼓勵(lì)，還能對(duì)其情緒和行為的改變積極關(guān)注[33]，故容易及時(shí)發(fā)現(xiàn)其情緒和行為的波動(dòng)，能夠做到及時(shí)關(guān)心和疏導(dǎo)，避免消極情緒的進(jìn)一步加重。

本研究結(jié)果顯示，青少年抑郁癥狀總分與功能失調(diào)性態(tài)度送分呈正相關(guān)（r=0.525，P＜0.001），即功能失調(diào)性態(tài)度水平越高， 青少年抑郁癥狀檢出的概率就越高；與崔麗霞等[26]的研究結(jié)果相同。 基于Beck的情緒障礙認(rèn)知模型分析，青少年在成長(zhǎng)過程中，經(jīng)歷的各種負(fù)性生活經(jīng)驗(yàn)逐漸積累形成了一種潛在的、歪曲的認(rèn)知結(jié)構(gòu)，即功能失調(diào)性態(tài)度[34]，而功能失調(diào)性態(tài)度會(huì)相對(duì)穩(wěn)定地存在于青少年的認(rèn)知結(jié)構(gòu)中，在之后的生活經(jīng)歷中，不斷遇到的負(fù)性應(yīng)激事件會(huì)刺激這些潛在的功能失調(diào)性態(tài)度，使青少年以消極、歪曲的方式來解釋外界信息，進(jìn)而導(dǎo)致一系列抑郁癥狀的產(chǎn)生[26]。

本研究結(jié)果顯示， 青少年功能失調(diào)性態(tài)度總分與消極教養(yǎng)維度得分呈正相關(guān)（r=0.650，P＜0.001），與積極教養(yǎng)維度得分（r=-0.816，P＜0.001）呈負(fù)相關(guān)，即父母采用消極教養(yǎng)方式越多、積極教養(yǎng)方式越少，青少年功能失調(diào)性態(tài)度水平就越高；與蒲欣[8]的報(bào)道相似。如前所述，父母消極教養(yǎng)方式主要包括過度保護(hù)和拒絕[14]，積極教養(yǎng)方式主要為情感溫暖，青少年時(shí)期是子女逐漸成熟和獨(dú)立的階段， 具有渴望自由、 追求與父母平等、 希望與外界有更多接觸的特點(diǎn)，而父母的過度保護(hù)剝奪了青少年探索世界、發(fā)現(xiàn)問題、解決問題的機(jī)會(huì)，使其過分依賴他人[35]，父母的拒絕和缺少情感溫暖使子女逐漸懷疑自己的能力，情感上脆弱無助，心理上自卑幼稚，對(duì)待問題過于偏激，過度關(guān)注自己，進(jìn)而產(chǎn)生扭曲的認(rèn)知結(jié)構(gòu)—功能失調(diào)性態(tài)度[8]。

3.3 功能失調(diào)性態(tài)度在父母教養(yǎng)方式與青少年抑郁癥狀之間有部分中介作用 本研究結(jié)果顯示，父母教養(yǎng)方式對(duì)青少年抑郁癥狀有直接預(yù)測(cè)作用（其中消極教養(yǎng)β′=0.636，積極教養(yǎng)β′=-0.522，均P＜0.001），功能失調(diào)性態(tài)度在父母教養(yǎng)方式和青少年抑郁癥狀之間有部分中介作用（其中消極教養(yǎng)β′=0.511，積極教養(yǎng)β′=-0.282，均P＜0.001），提示父母教養(yǎng)方式不僅對(duì)青少年抑郁癥狀具有直接預(yù)測(cè)作用， 還以功能失調(diào)性態(tài)度為中介變量間接預(yù)測(cè)青少年抑郁癥狀。究其原因，（1）積極教養(yǎng)方式能夠培養(yǎng)青少年樂觀向上的性格，同時(shí)還會(huì)增強(qiáng)其對(duì)外界的信任感，降低負(fù)性生活事件對(duì)其影響， 進(jìn)而降低其抑郁癥狀的發(fā)生率；消極教養(yǎng)方式則容易使青少年出現(xiàn)自卑、無助、自我否認(rèn)、自我效能低下等不良傾向，導(dǎo)致其抑郁癥狀水平增高[29]。 （2）功能失調(diào)性態(tài)度在父母教養(yǎng)方式與青少年抑郁癥狀之間起到部分中介作用。 環(huán)境是抑郁癥狀產(chǎn)生的重要影響因素， 青少年正處于學(xué)齡階段，最主要的生活環(huán)境就是家庭和學(xué)校，而對(duì)于家庭環(huán)境來講，家庭功能、家庭結(jié)構(gòu)和父母教養(yǎng)方式都是主要環(huán)境變量。其中，父母教養(yǎng)方式影響著青少年對(duì)世界的認(rèn)知， 對(duì)自我、 周圍事物及未來的總體看法，積極教養(yǎng)方式能夠引導(dǎo)青少年正面地、積極向上地看待生活中出現(xiàn)的困難、負(fù)面情緒，而消極教養(yǎng)方式則會(huì)導(dǎo)致青少年面對(duì)應(yīng)激事件時(shí)，產(chǎn)生消極的、歪曲的態(tài)度和認(rèn)知，即功能失調(diào)性態(tài)度。在功能失調(diào)性態(tài)度存在的基礎(chǔ)上， 當(dāng)環(huán)境中的不良因素再度出現(xiàn)時(shí)，潛在的功能失調(diào)性態(tài)度即會(huì)被激發(fā)，進(jìn)而產(chǎn)生抑郁癥狀[36]。 故建議父母在家庭教養(yǎng)中，要注意對(duì)于子女的保護(hù)要適當(dāng)，應(yīng)給予子女更多的自我發(fā)展空間，培養(yǎng)其自主能力；對(duì)子女合理范圍內(nèi)的要求要適當(dāng)滿足，不能一味全盤拒絕；此外，當(dāng)子女出現(xiàn)情緒、行為問題時(shí)，要多用情感溫暖等積極教養(yǎng)方式，增強(qiáng)與子女之間的情感交流，給予其更多的情緒安全感，促進(jìn)其健康人格的發(fā)展。

4 本研究的局限性

本研究的局限之處在于樣本量較少， 僅對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)學(xué)校進(jìn)行調(diào)查， 研究結(jié)果不能反映農(nóng)村地區(qū)青少年的特征， 未對(duì)抑郁癥狀和功能失調(diào)性態(tài)度水平較高的青少年進(jìn)行干預(yù)，有待今后進(jìn)一步探討。