父母过度教养和亲子冲突与青少年抑郁的关系及发展性差异*

王歆逸 刘思含 伍新春**

（1.北京师范大学心理学部，北京 100875；
2.闽江师范高等专科学校人文与管理学院，福州 350108）

依恋理论认为，孩子在与父母的长期互动中形成了亲子依恋（Ma &Huebner，2008），而亲子依恋也会对青少年心理适应产生巨大的影响（Brumariu &Kerns，2010）。亲子冲突作为亲子依恋的功能性组成部分（Caffery&Erdman，2000），一方面会受到父母教养的影响，另一方面也会影响青少年的心理发展结果，也就是说，亲子冲突可能在过度教养和青少年抑郁间起中介作用。实证研究也提供了相关证据。一方面，研究者认为，父母对青少年自主的干涉会引起亲子冲突（Hadiwijaya et al.，2017），而低自主权给予正是过度教养的特征之一。另一方面，亲子冲突与青少年抑郁正相关（Low，2021），亲子冲突营造了不良的家庭环境，使青少年的抑郁水平加剧。

不过，以往研究通常将父母作为一个整体研究，而家庭系统理论认为，父子和母子子系统存在本质区别（Minuchin，1985），同时考虑父亲和母亲是有意义的。具体来看，前人研究表明，母亲过度教养要显著高于父亲（Scharf et al.，2017），且相比于父亲，母亲过度教养与孩子发展后果的关系更为紧密（Schiffrin et al.，2019）。同时，研究表明，母子冲突，而不是父子冲突，会在父母变量与青少年抑郁间起到中介作用（Smith et al.，2019）。因此，本研究拟在同一个模型中探索父子/ 母子冲突在父亲/ 母亲过度教养与青少年抑郁之间的中介作用。

此外，过度教养的相关研究通常只考察青少年晚期和成年早期的个体，过度教养在个体发展的各个时期都存在（Segrin et al.，2012）。青春期是个体生物功能、自我认知和社会能力高速发展的时期，通常分为三个阶段：早期（10～12 岁）、中期（13～15岁）和晚期（16～18 岁）（Sumter et al.，2009）。过度教养对不同发展阶段青少年的影响可能不同。例如，与在晚期发现的消极结果不同，有研究者认为过度教养对处在发展早期青少年的非学业发展而言可能是有益的（Gagnon et al.，2021），也有研究发现过度教养与中期青少年的积极发展结果正相关（Leung et al.，2021）。这表明过度教养在早期和中期可能是一种积极的教养方式，而在晚期，随着青少年自主性的增强，过度教养的作用就变得消极。同时，亲子冲突对情绪的影响在早期更加突出（Branje，2018），随着情绪稳定性的提升，这种影响会逐渐削弱。因此，本研究拟在机制探索的基础上，比较中介模型的发展性差异。

基于上述研究，本研究提出过度教养、亲子冲突和青少年抑郁三者关系的中介模型（如图1 所示），研究假设如下：（1）亲子冲突中介了过度教养和青少年抑郁的关系（2）过度教养对青少年抑郁的影响在早期和中期是负向的，而在晚期是正向的。（3）亲子冲突的中介作用在早期最强。

图1 假设模型

2.1 研究对象

采用方便取样，共2345 名青少年参与调查，排除未与父母同居的被试后，共2041 人纳入研究。数据收集使用线上平台进行，错漏填的问卷无法提交，因此不存在缺失值。被试年龄范围在10～18 岁，平均年龄为14.11±2.42 岁，其中47.4%是男生，55.4%是独生子女。由于数据收集时间是2020 年春季，有82.2%的被试居家学习，因此是否返校也在后续分析中被控制。

2.2 研究工具

2.2.1 过度教养

采用蒋奖等人（2010）修订的父母教养方式问卷的过度保护维度对过度教养进行测量。这一维度包括8 个项目（如“我觉得爸爸/ 妈妈干涉我做的任何一件事”），采用里克特4 点计分，得分越高，代表过度教养的水平越高。父亲版问卷Cronbach’sα系数为0.72，母亲版问卷Cronbach’sα系数为0.76。

2.2.2 亲子冲突

《说文·山部》：“，山骨也，从山网声。”“”隶定作。《正字通·山部》：“，冈本字。”改变构件布局图式，字又作。《经典文字辨证书·山部》：“，正；
岗，俗。”因声符“网”讹作“”，“”便简作“岡”。如唐《净善塔铭》作，唐《石经》作。调查字书及碑刻文字，“岡”字的形体演变主要表现在如下三个方面。

选用方晓义等人（2003）编制的亲子冲突问卷测量亲子冲突频率。该问卷包括8个项目，分别询问被试与父母在学业、家务和交友等方面的冲突频率，使用里克特5点计分，得分越高，代表亲子冲突的频率越高。该问卷父亲版和母亲版的Cronbach’sα系数均为0.94。

2.2.3 抑郁症状

采用Zung（1965）编制的抑郁自评量表测量青少年抑郁症状。该量表共有20 个项目（如“我觉得闷闷不乐，情绪低沉”），使用里克特4 点计分，得分越高，代表抑郁症状水平越高。量表的Cronbach’sα系数为0.69。

2.3 研究程序

使用在线平台“问卷星”进行数据收集。研究团队在获得了问卷发放许可后，将问卷链接发送给青少年。问卷首页呈现了知情同意书，其中详细说明了研究目的。研究材料和程序得到了伦理委员会的批准。数据回收后，使用SPSS 20.0 和Mplus 8.0进行数据分析。

2.4 共同方法偏差检验

采用Harman 单因素检验进行共同方法偏差检验。结果表明，第一公因子的方差解释率为26.2%，小于30%，因此本研究受共同方法偏差的影响较小。

3.1 描述性统计结果

相关分析的结果表明（见表1），研究变量两两显著正相关，这初步支持了研究假设。是否返校和亲子冲突显著负相关，性别和青少年抑郁显著负相关，是否独生和年龄与亲子冲突和抑郁均显著负相关。因此，将青少年年龄、性别、是否独生和是否返校作为控制变量。

表1 父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的相关和描述性统计

方差分析表明，父亲过度保护在早中晚期无显著差异，母亲过度保护、母子冲突、父子冲突和青少年抑郁在早期显著低于中期和晚期（Fs＞3.53，ps＜0.05）。全样本中，母亲过度教养显著高于父亲（t=12.35，p＜0.001），母子冲突显著高于父子冲突（t=3.55，p＜0.001）。分发展阶段后，仅早期的父子和母子冲突差异不显著，其余时期母亲过度教养和母子冲突相比于父亲都显著较高（ts＞2.92，ps＜0.01）。

3.2 父母过度教养的中介模型：总体规律

对父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的关系进行结构方程模型检验。模型（见图2a）拟合较为理想（χ2/df=2.08，CFI=1.00，TLI=0.99，RMSEA=0.02，SRMR=0.02）。父亲过度教养与父子冲突正相关（β=0.37，SE=0.03，p＜0.001），母亲过度教养与母子冲突正相关（β=0.39，SE=0.03，p＜0.001）。父子冲突和母子冲突均与青少年抑郁正相关（β=0.13，SE=0.04，p=0.001；
β=0.22，SE=0.04，p＜0.001）。父母过度教养与青少年抑郁的直接相关在纳入中介变量后仍然显著（β=0.08，SE=0.03，p=0.01；
β=0.12，SE=0.03，p＜0.001）。

图2 父母过度教养、亲子冲突和青少年抑郁的关系模型

采用Bootstrap 检验进行中介效应检验，当95%置信区间不包括0 的时候，中介效应显著，使用R2med 代表中介效应量。如表2 所示，父子冲突中介了父亲过度教养与青少年抑郁的关系，母子冲突中介了母亲过度教养与青少年抑郁的关系。模型解释了青少年抑郁21%的变异，间接效应占总效应的43%。

表2 中介模型的置信区间与效应量

3.3 父母过度教养的中介模型：发展性差异

首先，进行多组中介模型检验（王济川等，2011），三组模型的拟合良好（早期：χ2/df=1.60，CFI=1.00，TLI=0.98，RMSEA=0.03，SRMR=0.02；
中期：χ2/df=1.25，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.02，SRMR=0.02；
晚期：χ2/df=1.00，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.002，SRMR=0.02）。其次，限定组间测量模型相等，自由估计模型的拟合良好（χ2（df=18）=23.17，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSEA=0.02，SRMR=0.02）。最后，进一步限定路径系数相等，限制模型的拟合显著差于自由估计模型（χ2（df=34）=50.70，CFI=1.00，TLI=0.99，RMSEA=0.03，SRMR=0.03，Δχ2=27.53，Δdf=16，p=0.04），这表明中介模型存在发展性差异。

图2b、2c、2d 显示了发展性差异结果。在青少年早中晚期，父亲过度教养与父子冲突正相关（β=0.31，SE=0.06，p＜0.001；
β=0.41，SE=0.04，p＜0.001；
β=0.39，SE=0.05，p＜0.001），母亲过度教养与母子冲突正相关（β=0.24，SE=0.06，p＜0.001；
β=0.47，SE=0.04，p＜0.001；
β=0.39，SE=0.04，p＜0.001），母 子冲突与青少年抑郁正相关（β=0.22，SE=0.07，p=0.002；
β=0.20，SE=0.07，p=0.004；
β=0.23，SE=0.07，p=0.001）。在早期和中期，母亲过度教养与青少年抑郁正相关（β=0.16，SE=0.06，p=0.006；
β=0.16，SE=0.05，p=0.001）。父子冲突与青少年抑郁的正相关仅在早期显著（β=0.18，SE=0.07，p=0.01），母亲过度教养与父子冲突的正相关仅在中期显著（β=0.09，SE=0.04，p=0.03），父亲过度教养与青少年抑郁的正相关仅在晚期显著（β=0.13，SE=0.05，p=0.004）。早中晚期的模型分别解释了22%、20%和20%青少年抑郁的变异。如表2 所示，母亲过度教养的中介模型在三个发展阶段均显著，而父亲过度教养的中介模型仅在早期显著。

前人研究验证了过度教养对初显成年人的危害（Love et al.，2020），但仅有部分研究关注了年龄更小的青少年群体。本研究的结果拓展了过度教养消极影响的年龄范围。亲子冲突中介了父母过度教养和青少年抑郁的关系，过度教养的父母采取了阻碍了青少年自主性发展的教养行为（夏宇娟，孔繁昌，2021），使亲子间产生更频繁的冲突，从而与更高水平的抑郁相关。值得注意的是，先前研究大多仅关注母亲或将父母看为整体（如Cui et al.，2019），而本研究在父亲群体中也验证了中介模型。这可能是由于近年来父亲更多地参与到教养中（Yogman &Eppel，2022），作为家庭系统的重要部分，父亲也对青少年发展起到了无可替代的作用。然而，全样本模型中并未发现父母间的相互影响，这可能是由于青少年家庭正处于不断调整变化的时期，家庭中的父母相互影响仅会在青少年特定发展阶段存在（Zou&Wu，2020）。

过度教养的中介模型在青少年早中晚期差异显著。与假设不同的是，在早期和中期，过度教养也具有消极影响。除了测量方式不同带来的误差外，另一种解释是，发现过度教养积极影响的研究选取的是积极变量（Leung et al.，2021），而本研究选取的青少年抑郁是消极变量。这意味着过度教养可能具有“双刃剑”效应，可能会同时促进青少年积极和消极的发展结果。在青少年早中晚期，母亲过度教养的中介模型均显著。母亲作为孩子的主要照顾者（伍新春等，2012），在青少年发展的任意阶段都会起到关键作用。而父亲过度教养的中介模型则存在发展性差异。在早期，父子冲突的中介作用显著。这可能是因为早期是青春期的开始，父亲需要调整教养行为以适应青少年发展，若仍进行过度教养，其消极影响将更加显著（Longmore et al.，2013），如亲子冲突增加（Leung，2021），进而加剧青少年抑郁；
在中期，父亲过度教养和父子冲突的影响不显著，但母亲过度教养对父子冲突的影响显著。这可能是由于青少年中期是家庭快速变化的不稳定期（Marcynyszyn et al.，2008），此时父母需要重新协调分工，父亲教养的作用会较小（Leung，2021）；
在晚期，父亲过度教养的影响显著，但父子冲突的中介作用不显著。青少年此时面临升学压力，更需要家庭支持，因此父母双方的教养都有重要作用（Zou &Wu，2020）。然而，尽管父子冲突达到了顶峰，但它不再具有中介效应，这可能是由于在青少年晚期，孩子具有了更强的适应能力。根据中国“严父慈母”的传统家庭思想（周丹等，2016），父亲在家中的形象一般是严肃的，他们并不是孩子主要情感支持的来源，因此和父亲之间的冲突不会对青少年抑郁产生影响。同时，在这一时期，父亲过度教养和青少年抑郁之间可能存在其他中介变量，如自我效能感（Reed et al.，2016）等，值得进一步探讨。

尽管本研究取得了一定的成果，但仍然存在不足。首先，问卷是青少年主观报告的，可能会受到回忆偏差和社会赞许性的影响。未来研究可以采用多主体报告、观察法或实验法进行测量。其次，本研究是横断设计，这使我们无法研究变量间的因果关系。未来研究可以收集纵向数据，采用交叉滞后分析进一步探索三者的关系。再次，本研究的数据收集在疫情隔离期间进行，父母和青少年相处时间增长，过度教养对青少年抑郁的影响可能被放大，这一结果在非隔离时期是否成立还需要进一步验证。最后，研究样本来自中国大陆，家庭结构和模式受到中国文化的影响，研究结果能否外推到其他文化的样本中暂时无法证明。未来研究可以进一步探索三者关系的文化差异。

父子冲突中介了父亲过度教养与青少年抑郁的关系，母子冲突中介了母亲过度教养与青少年抑郁的关系。父亲过度教养的中介模型仅在青少年早期显著，而母亲过度教养的中介模型在青少年早中晚期均显著。