金一丹,李小山,2,3

(1.江西師范大學(xué)心理學(xué)院,南昌 330022;2.江西師范大學(xué)心理健康教育研究中心,南昌 330022;3.江西省社會(huì)心理服務(wù)體系建設(shè)研究中心,南昌 330022)

1 引言

一直以來(lái),時(shí)間都在人的生活中起著重要作用,是幾乎所有心理現(xiàn)象的組成部分,主觀的時(shí)間感知會(huì)影響個(gè)體的情緒、動(dòng)機(jī)和行為(Carstensen,2006)。呂厚超和黃希庭(2005)根據(jù)個(gè)體體驗(yàn)時(shí)間的心路歷程把感知到的心理時(shí)間分成三個(gè)基本的時(shí)間框架:過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái),即個(gè)體都來(lái)自過(guò)去,存在于現(xiàn)在,并對(duì)未來(lái)進(jìn)行各種展望和預(yù)想。時(shí)間態(tài)度作為時(shí)間洞察力的情感維度,便是聚焦于對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái)的評(píng)價(jià)與感受,其內(nèi)容與個(gè)體過(guò)去經(jīng)歷的事件、當(dāng)前的情景和未來(lái)的計(jì)劃相關(guān)聯(lián)(李小保,2021),對(duì)于個(gè)體理解生活經(jīng)歷、認(rèn)識(shí)人類(lèi)行為有重要作用并與個(gè)體的生活密切相關(guān)。已有研究表明,消極時(shí)間態(tài)度的個(gè)體容易出現(xiàn)問(wèn)題行為如學(xué)業(yè)拖延(李小保,呂厚超,2022)、酒精成癮(McKay,2016),而積極的時(shí)間態(tài)度與更高的自尊、自我效能感和主觀幸福感密切相關(guān)(Worrell et al.,2013)。因此,探究時(shí)間態(tài)度的影響因素及影響機(jī)制尤為重要。

目前對(duì)于時(shí)間態(tài)度的研究相對(duì)較少,呈現(xiàn)出的研究結(jié)果多集中于時(shí)間態(tài)度導(dǎo)致的結(jié)果,而對(duì)于時(shí)間態(tài)度成因分析的研究相對(duì)較少?？紤]到影響個(gè)體時(shí)間態(tài)度的因素中家庭因素占了重要的位置(張光珍 等,2021),本研究聚焦于家庭因素中的重要變量父母教養(yǎng)方式與時(shí)間態(tài)度的關(guān)系,并探究其中可能的作用機(jī)制。

1.1 父母教養(yǎng)方式和時(shí)間態(tài)度的關(guān)系

父母教養(yǎng)方式是指父母在養(yǎng)育子女時(shí)表現(xiàn)出的相對(duì)穩(wěn)定的行為方式或傾向,包含父母教養(yǎng)子女的態(tài)度和教養(yǎng)行為等(Rothenberg et al.,2021)。根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論,家庭是個(gè)體接觸最早和最親密的環(huán)境,會(huì)對(duì)孩子產(chǎn)生直接且不可替代的影響(劉思含 等,2023),父母作為家庭中的重要成員,他們的行為更是與青少年的發(fā)展密切相關(guān),影響著個(gè)體對(duì)過(guò)去、當(dāng)下以及未來(lái)的時(shí)間感知。當(dāng)父母采取積極的教養(yǎng)方式,給予孩子足夠的關(guān)心溫暖、情感理解,使孩子體驗(yàn)到更多的正向情緒,有更高的生活滿(mǎn)意度、主觀幸福感(劉國(guó)慶 等,2020),從而擁有美好的回憶和當(dāng)下的幸福生活,對(duì)過(guò)去的經(jīng)歷、當(dāng)前和未來(lái)處境持積極評(píng)價(jià)。同時(shí),接受積極教養(yǎng)的個(gè)體與父母關(guān)系更融洽(吳偉 等,2022),更傾向于積極地談?wù)撌录?無(wú)論是對(duì)過(guò)去的回憶還是對(duì)未來(lái)的計(jì)劃,并且很少抱怨現(xiàn)在的生活(Czekierda et al.,2017)。相反,父母經(jīng)常否認(rèn)批評(píng)孩子、進(jìn)行過(guò)度的保護(hù)或限制而較少關(guān)懷孩子,會(huì)給孩子帶來(lái)更多的負(fù)性情緒如焦慮(劉方琳 等,2011)、抑郁(Luebbe &Bell,2014),使個(gè)體擁有不好的回憶并對(duì)當(dāng)前處境和未來(lái)的可能做消極評(píng)價(jià)。

因此,本研究提出假設(shè)1:積極的父母教養(yǎng)方式(如情感溫暖)會(huì)影響個(gè)體的時(shí)間態(tài)度,導(dǎo)致個(gè)體對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái)持積極態(tài)度;反之消極的父母教養(yǎng)方式(如拒絕、過(guò)度保護(hù))會(huì)使個(gè)體對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái)持消極態(tài)度。

1.2 核心自我評(píng)價(jià)的中介作用

根據(jù)依戀理論,父母作為個(gè)體成長(zhǎng)過(guò)程中的重要他人,對(duì)個(gè)體的發(fā)展有著廣泛而深遠(yuǎn)的影響(劉思含 等,2023)。個(gè)體早期與父母的互動(dòng)與交往模式會(huì)逐漸內(nèi)化,形成個(gè)體自我評(píng)價(jià)和自我體驗(yàn)的基礎(chǔ)(張建人 等,2022)。核心自我評(píng)價(jià)作為個(gè)人對(duì)自己能力和價(jià)值所持的最基本評(píng)價(jià),包括四種成分:自尊、控制點(diǎn)、神經(jīng)質(zhì)和一般自我效能感(Stumpp et al.,2010),也可能會(huì)受到父母教養(yǎng)方式的影響。與父母持續(xù)的、溫暖的、具有支持性的互動(dòng),會(huì)使孩子發(fā)展出良好的內(nèi)部工作模式,即對(duì)自我持有積極的看法(田瑋宜 等,2022)。具體而言,父母關(guān)愛(ài)溫暖的教養(yǎng)行為能使青少年對(duì)自己有更積極的認(rèn)知,產(chǎn)生更高的自我效能感(鮑學(xué)峰 等,2016),而一些不恰當(dāng)?shù)慕甜B(yǎng)行為譬如頻繁的低頭行為會(huì)讓青少年感知到父母拒絕和忽視(Stockdale et al.,2018;Xie &Xie,2020),從而對(duì)青少年的核心自我評(píng)價(jià)產(chǎn)生負(fù)面影響(祁迪 等,2020)。

Judge等(1998)指出,核心自我評(píng)價(jià)在搜集和加工外部信息時(shí),會(huì)表現(xiàn)出固定的圖式特征,根據(jù)自我驗(yàn)證理論(Self-verification theory),這種圖式特征表現(xiàn)在尋求與自我概念一致的反饋信息,以維持原先的自我概念,并影響后續(xù)的情感體驗(yàn)和行為(Swann,2007)。這說(shuō)明有消極核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體會(huì)更容易關(guān)注到消極信息,并傾向于把接收到的信息解釋得更為消極,進(jìn)而影響其他情況下相關(guān)的評(píng)價(jià)(周揚(yáng) 等,2017),譬如認(rèn)為自己過(guò)去生活不幸福、目前狀況不如意,相信自己未來(lái)也可能會(huì)失敗。有研究證明,高核心自我評(píng)價(jià)者在生活中能體驗(yàn)到更多的積極情緒、更少的消極情緒(常淑敏 等,2017),會(huì)更傾向于認(rèn)為自己過(guò)去的經(jīng)歷是好的,并且這類(lèi)個(gè)體有更強(qiáng)的自信心和情緒調(diào)節(jié)能力,以積極態(tài)度面對(duì)現(xiàn)在和未來(lái)的生活,積極主動(dòng)地付出行動(dòng)(曲可佳 等,2016)。低核心自我評(píng)價(jià)者自尊較低、情緒不穩(wěn)定(Judge &Bono,2001),更可能在生活中體驗(yàn)消極情緒,甚至出現(xiàn)焦慮、抑郁等內(nèi)化問(wèn)題(Leung et al.,2018),從而對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái)有消極的體驗(yàn)與認(rèn)知。低核心自我評(píng)價(jià)也會(huì)使個(gè)體對(duì)自己解決問(wèn)題的能力認(rèn)識(shí)不足,認(rèn)為自己難以應(yīng)對(duì)現(xiàn)在或未來(lái)的生活事件,常常抱有消極的態(tài)度(Compas et al.,2017)。因此,接受父母消極教養(yǎng)的個(gè)體會(huì)感覺(jué)被父母拒絕、排斥,對(duì)自我產(chǎn)生消極認(rèn)知,從而在生活中關(guān)注更多消極事件、產(chǎn)生更多消極情緒,認(rèn)為自己過(guò)去的經(jīng)歷不愉快、現(xiàn)在的生活多困擾并且對(duì)未來(lái)不抱期待。相反,個(gè)體在積極教養(yǎng)方式下會(huì)有更高的自我評(píng)價(jià),從而體驗(yàn)更多的積極情緒,更可能認(rèn)為自己的過(guò)去經(jīng)歷是愉快的、現(xiàn)在生活是幸福的而對(duì)未來(lái)懷有期待。因此本研究提出假設(shè)2:核心自我評(píng)價(jià)在父母教養(yǎng)方式和時(shí)間態(tài)度中起中介作用。

綜上所述,本文提出父母教養(yǎng)方式、核心自我評(píng)價(jià)與時(shí)間態(tài)度間的關(guān)系(如圖1)并對(duì)此進(jìn)行實(shí)證。

圖1 變量關(guān)系圖

2 方法

2.1 研究對(duì)象及數(shù)據(jù)收集

采用方便抽樣,邀請(qǐng)396名大學(xué)生參與問(wèn)卷調(diào)研。刪除答錯(cuò)測(cè)謊題以及超過(guò)15%項(xiàng)目未答的問(wèn)卷后,回收有效問(wèn)卷321份,有效回收率為81.1%。其中女生221(68.8%)人,男生100(31.2%)人,年齡介于18～27歲,平均年齡21.24±1.42歲。生源地為城鎮(zhèn)的有179(55.8%)人,為農(nóng)村的有142(44.2%)人。獨(dú)生子女有152(47.4%)人,非獨(dú)生子女有169(52.6%)人。

2.2 研究工具

2.2.1 父母教養(yǎng)方式量表

采用蔣獎(jiǎng)等人(2010)修訂過(guò)的簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷(Short-EgnaMinnenavBarndomsUppfostran,S-EMBU-C),該問(wèn)卷分為父親版和母親版,各包含21個(gè)項(xiàng)目且內(nèi)容相同,包括三個(gè)維度:拒絕(Rejection)、情感溫暖(Emotional Warmth)和過(guò)度保護(hù)(Overprotection)。該量表采用4點(diǎn)計(jì)分(從“1=從不”到“4=總是”),其中第20題為反向計(jì)分。得分越高表明父母越傾向采用情感溫暖、拒絕或過(guò)度保護(hù)的教養(yǎng)方式。在本研究中,母親教養(yǎng)方式問(wèn)卷三個(gè)維度的α系數(shù)為0.89,0.89,0.81,父親教養(yǎng)方式問(wèn)卷三個(gè)維度的α系數(shù)為0.89,0.91,0.82。

2.2.2 核心自我評(píng)價(jià)量表

采用Judge等(1998)編制,杜建政等人(2012)修訂的中文版核心自我評(píng)價(jià)量表(Core Self-Evaluation Scale,CSES)。該量表包含對(duì)自己消極和積極的評(píng)價(jià),共10個(gè)題目,采用5點(diǎn)計(jì)分法(從“1=完全不同意”到“5=完全同意”)。在本研究中,量表的α系數(shù)為0.91。

2.2.3 時(shí)間態(tài)度量表

采用Worrell和Mello(2007)編制,李小保等人(2021)修訂的中文版時(shí)間態(tài)度量表(The Adolescent Time Attitude Inventory,ATA)。該量表包含過(guò)去積極、過(guò)去消極、現(xiàn)在積極、現(xiàn)在消極、未來(lái)積極和未來(lái)消極六個(gè)因子,共30個(gè)項(xiàng)目。采用5點(diǎn)計(jì)分法(從“1=完全不同意”到“5=完全同意”),分值越高代表積極或者消極傾向越大。在本研究中,量表各維度的α系數(shù)為0.86,0.89,0.91,0.89,0.88,0.85。

2.3 分析方法

首先通過(guò)Harman單因素檢驗(yàn)法以及單因素CFA法檢驗(yàn)共同方法偏差,然后運(yùn)用SPSS 23.0對(duì)各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析,其次,運(yùn)用Mplus 8.3進(jìn)行路徑分析檢驗(yàn)父母教養(yǎng)方式與時(shí)間態(tài)度間的關(guān)系,以及核心自我評(píng)價(jià)的中介作用。

3 結(jié)果分析

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于父母教養(yǎng)方式、核心自我評(píng)價(jià)和時(shí)間態(tài)度均由學(xué)生以問(wèn)卷形式自我報(bào)告,有可能存在共同方法偏差問(wèn)題。在程序上,通過(guò)匿名調(diào)查、部分問(wèn)題反向計(jì)分進(jìn)行一定的控制。統(tǒng)計(jì)上,進(jìn)一步采用Harman單因素法進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn),結(jié)果顯示,提取公因子14個(gè),其中第一個(gè)因子解釋的變異量為29.4%,低于40%的臨界值。另外,通過(guò)Mplus進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析,設(shè)定公因子數(shù)為1,構(gòu)建顯變量模型,結(jié)果顯示擬合指數(shù)如下:χ2/df=12.35,CFI=0.73,TLI=0.67,RMSEA=0.19,模型擬合較差。表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 各變量的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

分別對(duì)人口學(xué)變量、父母教養(yǎng)方式各維度、核心自我評(píng)價(jià)和時(shí)間態(tài)度各維度進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì),計(jì)算各變量之間的相關(guān)系數(shù),結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知,父母拒絕與消極時(shí)間態(tài)度正相關(guān),與核心自我評(píng)價(jià)、積極時(shí)間態(tài)度負(fù)相關(guān);父母情感溫暖與核心自我評(píng)價(jià)、積極時(shí)間態(tài)度正相關(guān),和消極時(shí)間態(tài)度負(fù)相關(guān);父母過(guò)度保護(hù)與核心自我評(píng)價(jià)負(fù)相關(guān),與消極時(shí)間態(tài)度正相關(guān),與積極時(shí)間態(tài)度相關(guān)不顯著。

表1各變量描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析(N=321)

3.3 父母教養(yǎng)方式影響時(shí)間態(tài)度的路徑分析

參考先前研究(張光珍 等,2021),將母親教養(yǎng)方式和父親教養(yǎng)方式的數(shù)據(jù)分開(kāi)構(gòu)建模型。在正式探究父母教養(yǎng)方式、核心自我評(píng)價(jià)與時(shí)間態(tài)度的關(guān)系之前,對(duì)人口學(xué)變量(包括性別、年齡、生源地、是否獨(dú)生子女)與時(shí)間態(tài)度的關(guān)系進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),結(jié)果顯示時(shí)間各維度得分在男、女生群體,以及獨(dú)生與非獨(dú)生群體中差異顯著(ps.<0.05)。因此,將性別和是否獨(dú)生子女作為控制變量納入后續(xù)分析。

3.3.1 母親教養(yǎng)方式影響時(shí)間態(tài)度的路徑分析

在母親教養(yǎng)方式模型中,以母親教養(yǎng)方式各維度為自變量,核心自我評(píng)價(jià)為中介變量,時(shí)間態(tài)度各維度為因變量,性別以及是否獨(dú)生子女為控制變量,建立假設(shè)模型。用Mplus 8.3進(jìn)行路徑分析,再逐一刪去路徑系數(shù)不顯著(p>0.05)的路徑,每刪去一條路徑重新運(yùn)行一次程序,最終得到如圖2所示的非飽和遞歸模型,模型擬合度為χ2=102.49,df=27,χ2/df=3.80,CFI=0.97,TLI=0.92,RMSEA=0.09。

圖2 母親教養(yǎng)方式對(duì)時(shí)間態(tài)度作用的路徑圖

結(jié)果顯示,在控制核心自我評(píng)價(jià)的情況下,母親拒絕直接負(fù)向預(yù)測(cè)過(guò)去積極(β=-0.13,p<0.05),正向預(yù)測(cè)過(guò)去消極、現(xiàn)在消極和未來(lái)消極,作用系數(shù)介于0.14～0.30之間,ps.<0.05。母親情感溫暖直接正向預(yù)測(cè)過(guò)去積極、現(xiàn)在積極、未來(lái)積極,作用系數(shù)介于0.15～0.31之間,ps.<0.05,負(fù)向預(yù)測(cè)過(guò)去消極、現(xiàn)在消極,系數(shù)為-0.12,ps.<0.05。母親過(guò)度保護(hù)直接預(yù)測(cè)過(guò)去積極、現(xiàn)在積極和未來(lái)積極,作用系數(shù)介于0.11～0.15之間,ps.<0.05。同時(shí)母親拒絕負(fù)向預(yù)測(cè)核心自我評(píng)價(jià)(β=-0.17,p<0.05),母親情感溫暖正向預(yù)測(cè)核心自我評(píng)價(jià)(β=0.41,p<0.05),母親過(guò)度保護(hù)負(fù)向預(yù)測(cè)核心自我評(píng)價(jià)(β=-0.11,p<0.05)。此外,控制變量性別與是否獨(dú)生子女到時(shí)間態(tài)度各維度的路徑不顯著。

進(jìn)一步使用偏差校正的百分位Bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示,所檢驗(yàn)的各路徑中介系數(shù)95%置信區(qū)間不包含0,因此在母親教養(yǎng)方式模型中,核心自我評(píng)價(jià)在教養(yǎng)方式各維度(如父母拒絕、父母情感溫暖和過(guò)度保護(hù))與時(shí)間態(tài)度之間起部分或完全中介作用。

表2 母親教養(yǎng)模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表2

續(xù)表2

3.3.2 父親教養(yǎng)方式影響時(shí)間態(tài)度的路徑分析

在父親教養(yǎng)方式模型中,以父親教養(yǎng)方式各維度為自變量,核心自我評(píng)價(jià)為中介變量,時(shí)間態(tài)度各維度為因變量,性別以及是否獨(dú)生子女為控制變量,建立假設(shè)模型。分析過(guò)程同母親教養(yǎng)方式模型。最終得到如圖3所示的非飽和遞歸模型,模型擬合度為χ2=76.42,df=24,χ2/df=3.18,CFI=0.98,TLI=0.94,RMSEA=0.08。

圖3 父親教養(yǎng)方式對(duì)時(shí)間態(tài)度作用的路徑圖

結(jié)果顯示,在控制核心自我評(píng)價(jià)的情況下,父親拒絕直接負(fù)向預(yù)測(cè)過(guò)去積極維度(β=-0.11,p<0.05),正向預(yù)測(cè)過(guò)去消極、現(xiàn)在消極、未來(lái)消極三個(gè)維度,作用系數(shù)介于0.10～0.23之間,ps.<0.05。父親情感溫暖正向預(yù)測(cè)過(guò)去積極、現(xiàn)在積極和未來(lái)積極,作用系數(shù)介于0.16～0.33之間,ps.<0.05,負(fù)向預(yù)測(cè)過(guò)去消極和現(xiàn)在消極,作用系數(shù)介于-0.09～0.12之間,ps.<0.05。父親過(guò)度保護(hù)對(duì)過(guò)去消極、現(xiàn)在消極和未來(lái)積極三個(gè)維度直接預(yù)測(cè)作用顯著,作用系數(shù)介于0.08～0.13之間,ps.<0.05。同時(shí)父親拒絕負(fù)向預(yù)測(cè)核心自我評(píng)價(jià)(β=-0.27,p<0.05)。父親情感溫暖正向預(yù)測(cè)核心自我評(píng)價(jià)(β=0.35,p<0.05)。此外,對(duì)于控制變量,性別負(fù)向預(yù)測(cè)了未來(lái)積極(β=-0.82,p<0.05),而是否獨(dú)生子女到時(shí)間態(tài)度的路徑不顯著。

同母親教養(yǎng)方式模型,用Bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表3所示,所檢驗(yàn)的各路徑系數(shù)95%的置信區(qū)間皆不包含0,因此在父親教養(yǎng)方式模型中,核心自我評(píng)價(jià)在父母教養(yǎng)方式的部分維度(如父母拒絕、父母情感溫暖)和時(shí)間態(tài)度之間起部分或完全中介作用。

表3 父親教養(yǎng)模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4 討論

4.1 父母教養(yǎng)方式對(duì)時(shí)間態(tài)度的作用

本研究發(fā)現(xiàn)父母教養(yǎng)方式會(huì)影響個(gè)體的時(shí)間態(tài)度。父母拒絕能夠負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的積極時(shí)間態(tài)度、正向預(yù)測(cè)消極的時(shí)間態(tài)度,與之相反,父母情感溫暖則是正向預(yù)測(cè)積極時(shí)間態(tài)度、負(fù)向預(yù)測(cè)消極時(shí)間態(tài)度。與以往研究結(jié)果一致,家庭氛圍良好,親子關(guān)系融洽的個(gè)體對(duì)于過(guò)去的回憶、現(xiàn)在的生活以及未來(lái)的計(jì)劃有更積極的態(tài)度(Czekierda et al.,2017)。說(shuō)明父母采用情感溫暖的教養(yǎng)方式可以使得個(gè)體形成積極時(shí)間態(tài)度,能夠積極看待過(guò)去經(jīng)歷、現(xiàn)在生活和未來(lái)計(jì)劃;反之,多以拒絕的方式教育孩子,則更容易形成消極的時(shí)間態(tài)度,使個(gè)體體驗(yàn)更多消極情緒,對(duì)過(guò)去、現(xiàn)狀作消極評(píng)價(jià)并認(rèn)為未來(lái)不值得期待。

本研究還發(fā)現(xiàn),父母過(guò)度保護(hù)會(huì)正向預(yù)測(cè)消極的時(shí)間態(tài)度。該結(jié)果與以往研究一致,即父親往往在家庭中象征權(quán)威與力量,父親的過(guò)度保護(hù)會(huì)導(dǎo)致個(gè)體過(guò)度依賴(lài),影響個(gè)體能力的發(fā)展,使其在社會(huì)生活中頻繁受挫(賈高鼎 等,2016),而不斷的挫折經(jīng)歷會(huì)使得孩子對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在甚至未來(lái)的生活持有消極態(tài)度。

4.2 核心自我評(píng)價(jià)的中介作用

本研究結(jié)果表明,父母拒絕、父母情感溫暖以及母親過(guò)度保護(hù)能夠通過(guò)影響核心自我評(píng)價(jià)來(lái)影響孩子的時(shí)間態(tài)度。父母拒絕和母親過(guò)度保護(hù)會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生消極自我評(píng)價(jià),父母情感溫暖則相反會(huì)使個(gè)體有更高的核心自我評(píng)價(jià)。這支持了生態(tài)系統(tǒng)理論,孩子越能夠感受到父母對(duì)自己的關(guān)懷溫暖,越會(huì)對(duì)自己有更好的自我評(píng)價(jià)(賈高鼎 等,2016),如果孩子感受到的更多是父母的排斥拒絕以及過(guò)度的保護(hù)干涉,則不利于自主自控以及成就感的體驗(yàn),會(huì)導(dǎo)致對(duì)自己能力的錯(cuò)誤認(rèn)識(shí),削弱核心自我評(píng)價(jià)(黃杰 等,2022)。同時(shí),本研究結(jié)果也表明了高核心自我評(píng)價(jià)者會(huì)有更積極的時(shí)間態(tài)度,低核心自我評(píng)價(jià)者則會(huì)有更消極的時(shí)間態(tài)度。這符合自我驗(yàn)證理論,高核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體,更容易對(duì)接收的信息做出積極的解釋,體驗(yàn)更多的積極情緒(常淑敏 等,2017),認(rèn)可自己面對(duì)各種生活事件的能力(曲可佳 等,2016),繼而對(duì)過(guò)去的經(jīng)歷、現(xiàn)在的生活和未來(lái)可能的處境持積極態(tài)度。低自我評(píng)價(jià)的個(gè)體,則會(huì)更多關(guān)注生活中不愉快的經(jīng)歷,于是對(duì)過(guò)去、現(xiàn)在生活持消極態(tài)度,并且對(duì)事件做消極解釋,懷疑自己是否能夠很好地應(yīng)對(duì)未來(lái),對(duì)于未來(lái)抱以消極態(tài)度(Compas et al.,2017)。因此,采取溫暖支持的教養(yǎng)方式,可以通過(guò)提高孩子的核心自我評(píng)價(jià)來(lái)促進(jìn)孩子形成積極的時(shí)間態(tài)度;而拒絕以及母親的過(guò)度保護(hù)會(huì)降低孩子的自我評(píng)價(jià),從而對(duì)時(shí)間態(tài)度產(chǎn)生負(fù)面影響。

本研究還發(fā)現(xiàn),父親和母親的教養(yǎng)方式都可以通過(guò)個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)來(lái)影響個(gè)體的時(shí)間態(tài)度,但作用方式稍有不同。具體表現(xiàn)在母親過(guò)度保護(hù)可以負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的核心自我評(píng)價(jià)從而預(yù)測(cè)時(shí)間態(tài)度,而父親過(guò)度保護(hù)無(wú)法預(yù)測(cè)核心自我評(píng)價(jià)。這可以用中國(guó)家庭“嚴(yán)父慈母”的傳統(tǒng)來(lái)解釋,社會(huì)對(duì)于父母的期待不同(王麗,傅金芝,2005),更多地認(rèn)為父親應(yīng)該是孩子行為的標(biāo)桿,為孩子確立規(guī)則。在這樣的社會(huì)環(huán)境下,孩子對(duì)父母行為的認(rèn)知受到影響,可以較好地接受父親對(duì)自己過(guò)度的保護(hù)與限制,而不會(huì)影響自我評(píng)價(jià)。前人研究也發(fā)現(xiàn),相比父親的縱容、放任,父親嚴(yán)苛專(zhuān)制的教養(yǎng)方式不會(huì)使孩子產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào),反而不會(huì)對(duì)孩子的成長(zhǎng)產(chǎn)生消極影響(張光珍 等,2021)。由此可見(jiàn),相比父親教養(yǎng),母親教養(yǎng)方式通過(guò)更多路徑來(lái)影響孩子的時(shí)間態(tài)度,母親更容易通過(guò)教養(yǎng)對(duì)孩子發(fā)展產(chǎn)生影響。該結(jié)果證實(shí)了以往的研究結(jié)果,相比父親,母親對(duì)個(gè)體進(jìn)行更多照料及教育,與子女聯(lián)結(jié)更深,母子依戀對(duì)個(gè)體發(fā)展的作用更大(吳偉 等,2022)。

4.3 研究意義及局限

本研究探討了父母教養(yǎng)方式與時(shí)間態(tài)度的關(guān)系,以及核心自我評(píng)價(jià)在其中的中介作用,豐富了相關(guān)理論。結(jié)果證實(shí)了父母教養(yǎng)行為對(duì)個(gè)體成長(zhǎng)發(fā)展的重要性,對(duì)父母如何教養(yǎng)孩子形成積極時(shí)間態(tài)度具有啟示作用。首先,父母在家庭教育中應(yīng)當(dāng)多使用關(guān)愛(ài)、接納等積極的教養(yǎng)方式,盡量避免過(guò)多地拒絕孩子或以保護(hù)為名限制孩子的行為,這樣可以營(yíng)造良好的家庭氛圍,使孩子體驗(yàn)到更多的幸福、愉悅,對(duì)過(guò)去和現(xiàn)在的生活有更積極的評(píng)價(jià)并對(duì)未來(lái)有更積極的預(yù)期。其次,孩子容易將母親的過(guò)度保護(hù)誤認(rèn)為是對(duì)自己的關(guān)注、愛(ài)護(hù),但過(guò)度保護(hù)實(shí)際上會(huì)降低孩子對(duì)自己的評(píng)價(jià)從而產(chǎn)生不良的時(shí)間態(tài)度。因此,需要母親以正確的方式對(duì)孩子投入關(guān)注與愛(ài)。父母應(yīng)當(dāng)在孩子需要的時(shí)候,如孩子做錯(cuò)事、有潛在危險(xiǎn)時(shí),對(duì)孩子恰當(dāng)管控、教育,不對(duì)孩子的正?；顒?dòng)加以限制,給予成長(zhǎng)、發(fā)展的空間,這樣孩子才能發(fā)展出更好的社會(huì)適應(yīng)能力,擁有更好的生活體驗(yàn),對(duì)過(guò)去和現(xiàn)在的生活有積極的評(píng)價(jià)并對(duì)未來(lái)有良好預(yù)期。再次,應(yīng)當(dāng)注意父母在家庭中的角色差異。由于傳統(tǒng)文化的影響,在中國(guó),母親更多承擔(dān)教育孩子的家庭職責(zé),與孩子相處更多,需要對(duì)孩子的心理狀態(tài)投入更多的關(guān)注;而父親更多起行為榜樣的作用,可以在行為上給孩子以更多的約束,以此幫助孩子形成良好的自我認(rèn)識(shí),積極看待過(guò)去和現(xiàn)在發(fā)生的事件,并有信心創(chuàng)造美好的未來(lái)生活。

本研究存在一定的局限:第一,核心自我評(píng)價(jià)在父母過(guò)度保護(hù)和時(shí)間態(tài)度中起部分中介作用,這表明二者之間可能還有其他中介變量。第二,本研究是橫斷研究,無(wú)法揭示變量間因果關(guān)系,未來(lái)的研究可以采用追蹤研究關(guān)注父母教養(yǎng)方式、核心自我評(píng)價(jià)和時(shí)間態(tài)度之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。第三,抽樣采用方便抽樣,性別分布不均,樣本存在局限性。以后可以考慮改善抽樣方法,考察研究結(jié)果的可推廣性。

5 結(jié)論

父母情感溫暖正向預(yù)測(cè)積極時(shí)間態(tài)度,父母拒絕和父母過(guò)度保護(hù)正向預(yù)測(cè)消極時(shí)間態(tài)度。

高核心自我評(píng)價(jià)的大學(xué)生會(huì)有更積極的時(shí)間態(tài)度,反之,低核心自我評(píng)價(jià)者更容易有消極的時(shí)間態(tài)度。

父母情感溫暖促使大學(xué)生積極自我評(píng)價(jià),從而產(chǎn)生積極時(shí)間態(tài)度;父母拒絕和母親過(guò)度保護(hù)會(huì)妨礙大學(xué)生正確認(rèn)識(shí)自己,導(dǎo)致更為消極的時(shí)間態(tài)度。