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612岁儿童父母共同养育行为的结构研究
6-12岁小学生父母共同养育行为的结构研究
杨丽珠1,邹萍1,2,刘文1
(1辽宁师范大学教育学院,辽宁大连116029)(2大连大学大学人文学院,辽宁大连116622)
摘要:
采用问卷法、访谈法等研究方法对大连市、本溪市普通小学的近1000名小学生的双亲父母进行调查和比较,研究6-12岁儿童父母共同养育行为的结构"对自编问卷得出的数据进行探索性因素分析和验证性因素分析。
结果表明:
(1)自编问卷具有较高的信度和效度;
(2)6-12岁儿童父母共同养育行为由三大因素组成即:
协作支持,参与主动性,对立/冲突。
关键词:
父母;共同养育行为结构;小学生
一、引言
所谓父母共同养育行为是指父母共同养育的外在行为表现与相应的情感联系,指父母与子女三方相互作用过程中父母在具体养育行为中的相互支持、合作与协调的心理品质。
根据Minuchin(S.Minuchin,1974)的定义,McHale(1995)把共同养育(co-parenting)定义为在抚养孩子的过程中,父母之间相互支持程度的表现[1]。
也即父母共同养育可以广泛地定义为父母在养育角色上的协调品质(McHaleetal.,2000)[2]。
父母共同养育的研究可以追溯到70年代和80年代家庭系统理论的介绍(Minuchin,1974;Minuchin,1985)和随后大量的对父性系统的研究(Cowan,1988;Cowan&Cowan,1987;Lamb,1997)。
包括对父亲家庭生活的调查,进而带动了父母亲相互作用及其对儿童成长关系的研究(Gable,Belsky,&Crnic,1992)[3]。
Weissman和Cohen于1985年提出了父母养育联盟的概念,主要是为了描述与亲子关系和儿童养育相关的婚姻关系而提出的。
同时他们还提出了父母养育联盟的构成条件:
(1)每位父亲和母亲均需要投注心力于孩子身上;
(2)每位父、母亲均需看重对方在孩子成长上的重要性;(3)每位父、母亲均需要尊重对方的判断;(4)每位父、母亲渴望与对方沟通[4]。
父母共同养育的早期研究,学者们主要从家庭系统理论入手,对父母联盟的结构与测评工具进行探索,所采用的主要研究方法是问卷法和测验法。
20世纪90年代以后家庭方面的文献显示出对联合教养动力的关注逐渐增加。
心理学家从不同的角度提出了各种不同的理论和见解(Abidin&Brunner,1995;Belsky,Crnic&Gable,1995;Brody,Flor&Neubaum,1998;Coiro&Emery,1998;Cowan,Cowan,Schulz&Heming,1994;Floyd,Costigan&Gilliom,1998;Katz&Gottman,1996;McHale,1992,1995)[5]。
许多研究都尝试采用探索性因素分析结构,但采用的被试多为婴幼儿的父母。
学龄儿童父母为被试的研究只有很少的几例[6],研究的统计方法上开始有采用验证性因素分析的方法[7],但所得出的二维结构并没有得到多数人的赞同。
至今还没有同时采用两种因素分析来探讨父母共同养育行为的结构。
更没有关于华人自己的共同养育质量评价工具。
而已有的研究表明,共同养育与众不同的方面是,它可从婚姻关系、亲子关系和整个家庭系统中分离出来,能独特地预测出孩子存在的行为问题(McConnell&Kerig,2002;McHale&Rasmussen,1998;Schoppe,Mangelsdorf,&Frosch,2001),他也能进一步密切成人的关系[8]。
因此,研究父母共同养育因素的结构,尤其是探究中国学龄儿童父母共同养育行为的结构及其特质对我国的家庭教育与发展心理学领域都有重要的意义。
二、研究方法
1.被试
(1)开放式问卷与访谈被试:
在大连市选取2所普通小学的1-6年级儿童的父母,共发放问卷150份,收回有效问卷100份,有效率为67%。
对大连市开发区6所小学的学生父母的27位家长进行了半结构访谈。
(2)预测被试:
预测选取大连市2所小学(金南路小学和青泥小学)的小学生的双亲家庭父母参与答卷,共发放问卷600份(300个双亲家庭),回收有效问卷400份(200个双亲家庭)。
(3)正式施测的被试:
在大连市和本溪市9所小学中共选取1000名双亲家庭的小学生,对其父母2000人进行问卷调查。
回收有效问卷1734份(父母各867份)。
其中用于探索性因素分析的父母被试为828人(父母各414人),用于验证性因素分析的父母被试为906人(父母各453人)。
2.研究工具
采用自编父母共同养育质量问卷,此问卷由3个维度组成,共20个题目。
3.研究程序
(1)借鉴以往研究的理论成果,运用开放式问卷和访谈,探究父母共同养育质量评定问卷的理论建构。
(2)根据理论建构编制父母共同养育质量问卷的封闭式问卷四维度45题,征求专家与部分家长的意见,确定35题进行预测。
通过预测进行项目筛选,确定正式封闭式问卷三维度22题,进行正式施测。
(3)正式施测的探索性因素分析数据采集于大连的五所小学,经分析确定20题为最终评定小学生父母共同养育行为的问卷。
(4)正式施测的验证性因素分析数据采集于大连的另三所小学和本溪的一所小学,主要对三维度20题的问卷进行了2个样本的结构验证。
4.数据处理
采用SPSSforwindows10.0软件对数据进行分析。
三、研究结果与分析
1.问卷信度
选用Alpha系数作为检验项目的一致性指标,使用奇偶分半法,将问卷分成两半,然后计算分半信度系数和再测信度,各分量表和问卷的信度系数见表1。
表明问卷在总体上有较好的稳定性和内部一致性。
表1《父母共同养育行为问卷》各分量表和总问卷的信度系数(n=828)
Alpha系数分半信度再测信度
协作支持.7129.7199.701
参与主动性.7880.7312.724
对立冲突.8484.8004.780
总问卷.8775.8554.721
2.项目分析
分析各题目相关矩阵和各题目与量表总分的相关,并观测变量多重相关的平方(SquaredMultiplecorrelation)和经校正的题总相关(CorrectedItemTotalCorrelation)指标,结果发现第14、17题的题总相关没有达到0.4,它们的多重相关的平方未达到.30水平,所以去掉。
20、22题虽然它们的多重相关的平方未达到.30水平,但题总相关都达到0.4,所有项目都达到显著水平,可以认为问卷有较好的区分度。
3.问卷的内容效度
根据心理测验理论,一个问卷的总分与各分量表之间的相关系数可以作为衡量量表的内容效度指标。
表2的结果表明,问卷总分与4个分量表之间的相关系数呈显著水平,表明量表有较好的内容效度和区分度。
表2各分量表之间及与问卷总分的相关(N=828)
协作支持参与主动性对立冲突
参与主动性.556**
对立冲突.427**.308**
问卷总分.823**.800**.739**
**P<0.01
4.问卷的相容效度
我们用了权威测验进行验证。
采用国际通用的父母养育联盟问卷(PAM)考察本研究问卷的相容效度[9]。
首先,结果显示,父母养育联盟问卷(PAM)在本研究中的总体信度为0.8709,分半信度为0.8452,表明此问卷对本研究样本是可靠的。
其次,计算对父母联盟量表的四个维度与自编父母共同养育行为三个维度的皮尔逊相关(见表3)。
结果显示,二个问卷的总体相关为0.616,结构之间相关差异显著。
根据心理测量的原理,一个新编的测验有待于验证时,可以选择一个构念效度较高的已得到公认的测量相同特质的权威测验作为参照,计算新旧测验之间的相关。
二者相关差异显著就说明新测验也有较好的结构效度,表明所编制的父母共同养育行为问卷的一致性程度较好。
表3父母共同养育行为问卷与父母联盟问卷的相关(N=828)
父母共同养育行为
协作支持参与主动性对立冲突问卷总分
父母联盟
投入心力.404**.428**.190**.432**
肯定对方.467**.479**.388**.565**
尊重对方.390**.430**.352**.497**
渴望沟通.391**.421**.320**.480**
量表总分.509**.541**.430**.616**
**P<0.01
4.小学生父母共同养育行为的结构分析与验证
编制父母共同养育质量问卷的基本构想,是将学龄儿童父母的联合养育行为归为4个维度:
协作支持,参与主动性,对立关系与分歧冲突。
经过预测的探索性因素分析发现结构主要由三维度构成即协作支持,参与主动性和对立/冲突。
因此运用探索性和验证性因素分析就这一评定结果进行进一步验证。
首先进行Bartlett球形检验,并计算KMO值,考察相关矩阵中的项目能否进行因素分析;计算各项目的因素负荷,并用主成分分析法提取主要因素,选择特征根大于1的因素,结合Cattle陡阶检验结果和各因素的内部意义确定简单结构。
然后采用极大方差旋转(Varimax),得到因素负荷矩阵,删除在每个因素上负荷很小的项目,最后确定父母共同养育的结构。
(1)分析变量的相关矩阵
分析变量相关矩阵的目的在于考察所有的项目是否适宜因素分析。
采用Bartlett球形检验和Kaiser-Meyer-Olkin度量。
结果如下:
KMO值=0.901,Bartlett’sTestofSphericity=5107.309,Sig.=0.000
KMO值为0.901表明因素分析的结果会很好地解释变量之间的关系;Bartlett球形检验值呈显著性水平,表明变量的相关矩阵差异显著,不是单位矩阵,因此,可以对本研究的数据进行因素分析。
(2)因素提取
用主成分分析法提取主要因素,对20个题目做主成分分析。
由于因素与变量一样多(20),模型就解释每个变量的全部方差,而不需要特殊因素,所以公共因素所占的变量共同度都是1。
每个因素解释掉的总方差列在特征值下。
贡献率是指可归因于每一个因素的总方差的百分比。
显示出特征值大于1的因素有四个,共解释总方差的54.195%;其中,第一个因素的特征值为5.955,解释量(即贡献率)为29.997%;第二个因素的特征值为2.520,解释量为41.770%;第三个因素的特征值为1.448,解释量49.067%。
第四个因素的特征值为1.018,解释量或贡献率为54.195%。
更重要的是,从共同度的指标来看,20个题目的共同度在0.40~0.63之间,说明20个题目的信息在4因素模型中都可以得到比较满意的表达。
基于因素分析的“最简结构”原则,理想的因素结构是以较少的主要因素来模拟大量的数据。
提取因子的标准主要是看特征值和不同因子数所占方差的百分比。
碎石图显示因素分析的特征值分布从第2个因素开始,特征值均逐步减小;陡阶发生在第三个因素,曲线在第四个因素后开始趋于平缓,几乎形成一条直线。
根据卡特尔(Cattle)的陡阶检验法及各因素的内部意义,最后确定发生在第三和第四因素之间的陡阶最为理想,也就是说由前三个因素组成的结构为最简单的结构。
所以,可以尝试提取三个因素。
(3)因素旋转
通过因素抽取所得的若干因素的含义往往并不清楚,为了对因素作出解释,就需要对因素抽取过程得到的因素负荷矩阵进行旋转交换。
采取极大方差旋转(Varimax)的方法,得到因素负荷矩阵。
通过考察因素负荷矩阵,我们看到20个题目都与某一因素有较高的相关。
为了进一步验证抽取三个因素是否为最佳结构,又分别选取了2和4个因素进行正交旋转,结果产生了每个因素的项目分配很不平衡的现象,或者有些因素的内部意义难以合理解释,这也从另一个方面证明了本研究采纳三个因素的合理性。
在每个因素下面有一组较高的负荷变量,这些变量的共同信息构成了该因素的隐含特性。
因此,分别对这些因素重新进行命名:
1.协作支持,2.参与主动性,3.对立冲突,各自分别包括5、6和9道题,这样就得出了学龄儿童父母共同养育行为的结构。
结果见表3。
表3因素负荷矩阵
因素1
因素2
因素3
协作支持14
19
12
18
23参与主动性
11
9
10
33
34
22
对立冲突
26
28
17
16
25
15
29
20
31
.742
.711
.673
.520
.486
.761
.756
.704
.643
.644
.517
.705
.684
.671
.653
.651
.625
.611
.598
.758
.562
(4)理论构想与因素分析结果的对比
用因素分析法来检验结果,把理论构想的自尊维度与因素分析的结果进行对比,看其符合程度如何。
本研究在编制问卷之初,归纳了父母共同养育行为为四个方面,因素分析的结果抽取出三个因素比较适宜。
理论构想的四个方面与三因素之间的对应关系见表4。
表4理论构想的4个维度与3因素的对应
因素题号
协作支持4(12)25(14)19(18)110(19)113(23)1
参与主动性1(9)22(10)23(11)212(22)219(33)220(34)2
对立冲突6(15)311(20)315(26)318(31)37(16)48(17)414(25)416(28)417(29)4
题号下标说明原有的理论构想维度:
1~协作支持2~参与主动性3~三角对立4~分歧冲突。
括号内代表原题号,括号外为现题号。
从表4可见,协作支持5个题目(4,5,9,10,13)和参与主动性的6个题目(1,2,3,12,19,20)经过因素旋转后没有变化。
而构成因素2“对立冲突”的对立关系的4个题目(6,11,15,18)经过因素旋转后与原来的分歧冲突的5个题目(7,8,14,16,17)一起构成因素3“对立冲突”。
总体来看,所抽取的3个因素与理论构想基本吻合。
(5)运用验证性因素分析检验问卷的结构效度
为了进一步考察父母共同养育行为问卷的结构,在对数据进行探索性因素分析基础上,再运用Lisrel8.70采用验证性因素分析的方法对探索性研究得到的结构假设进行验证,以探讨问卷的结构效度。
采用极大似然估计,分别对大连和本溪梁地区的大样本进行验证。
结果发现,初始模型的指标比较理想,拟合度较好。
不需要对模型进行修正,可以确定了20道题组成的父母共同养育行为问卷。
表5和表6显示了研究模型的拟合情况。
表5父母共同养育行为问卷本溪样本验证性因素分析模型拟合指数(n=360)
ModelX2DFX2/DFRMSEASRMRCFINNFI
研究模型5021673.0160.0760.0640.940.94
表6父母共同养育行为问卷大连样本验证性因素分析模型拟合指数(n=546)
ModelX2DFX2/DFRMSEASRMRCFINNFI
研究模型484.091672.8980.0620.0600.950.94
从以上二个表可知,表5和表6的研究模型均已较好地说明了模型与数据拟合关系。
可见,本研究将学龄儿童父母共同养育行为划分为三个维度,且允许其相关的构想是符合实际的。
其CFI、IFI、NNFI三个必须报告的指数均达到了0.9以上,RMSEA虽然超过了0.05,但其上限没有超过0.08,也是可以接受的。
总的来说,我们提出的三维度模型与实证数据拟合较好。
(6)学龄儿童父母共同养育行为三个维度的相关
理论模型假设的前提是三维度相关。
从表7和表8可以看到,二个地区样本的学龄儿童父母共同养育行为的三个维度均具有显著的相关,支持了理论构想模型中对潜在变量间相关的假定。
表7儿童父母共同养育行为本溪样本的三个潜变量的相关分析(n=360)
协作支持参与主动性对立冲突
协作支持1.00
参与主动性.77**1.00
对立冲突.48**.35**1.00
**P<0.01
表8儿童父母共同养育行为大连样本的三个潜变量的相关分析(n=546)
协作支持参与主动性对立冲突
协作支持1.00
参与主动性.90**1.00
对立冲突.60**.45**1.00
**P<0.01
四、讨论
1.父母共同养育行为结构的要素提出
从我们对父母共同养育质量评定问卷的因素分析结果也可以看出,父母共同养育行为由3个方面组成:
协作支持、参与主动性、对立冲突。
这与最初的理论建构基本符合。
为此,我们所确定的三维度的含义如下:
协作支持是指父母在养育孩子的三方互动中彼此努力协助与支持的程度,包括:
在照看孩子、家务活、指导学习、游戏活动等方面承担自己的义务,以及夫妻双方在养育目标及行动方面对对方要求协助给予回应、补充的程度等。
参与主动性是指父母在发挥家庭团队作用方面的表现与参与程度,主要指亲子活动中父母的参与主动性、积极性等。
对立冲突是指父母双方对教养问题看法与教养行为的不一致。
具体表现在与配偶在养育策略行动方面有外在的竞争、敌对、打断或讽刺的程度。
一方面反映的是父母曲解了与孩子的界限,试图与孩子联合去排斥另一方。
另一方面,表现为行为竞争或言语争吵。
评价父母一方干扰另一方对孩子的影响,主要表现在除去另一方对孩子的建议或对孩子进行干扰。
在配偶与儿童的直接活动中进行活跃的干预。
或者在谈话中表现出夫妻间彼此讽刺和敌对,或谈论、批评和贬低对方经常发生。
我们可以从国内外关于父母共同养育行为的研究中发现,以往的学者们的理论建构无论是二维的、三维的、四维的还是五维的,提出的结构的共同特点是:
在内容上包含了共同养育中的夫妻支持协作(夫妻联盟包括尊重、配合、强调、提升、肯定、补充、重复对方及分工、团结等合作行为);夫妻与孩子三方的相互作用关系上的作用管理模式,有反映家庭团队建设的努力方面的父母的参与的积极主动性、有夫妻与孩子不良的互动如亲子关系的对立(父子或母子联盟);以及明显的外在夫妻分歧与冲突(行为的竞争与争吵等)。
这些问题主要集中在孩子在场时围绕养育的三方互动。
我们的研究也进一步说明了以往的一些研究的结构合理性。
例如McHale(1995)认为父母共同养育行为包括三个结构维度分别是:
敌意-竞争、家庭和睦与父母养育分歧[10]。
MargolinG等人(1992,2001)的研究中提出了三个父母共同养育的一般维度为冲突、合作与三角关系。
一是围绕父母养育问题的冲突,在父母发生冲突的环境下的养育问题尤其是根据父母争吵的频率或在孩子问题上的不一致,父母在孩子背后的敌对情况,父亲或母亲破坏另一方的教养,在总体标准和家庭作用上的不一致的程度。
第二个方面,共同养育,是在某种程度上,母亲和父亲彼此互相支持和尊重,并且是达成一致的,他们能减轻另一方的负担。
在教育孩子身上。
共同养育反映的是分担养育责任的意识和确保合作者有效的影响孩子的身心。
三角关系,在某种程度上反映的是父母曲解了父母与孩子的界限,试图与孩子联合去破坏或排斥另一方,这个过程就把孩子拉进了父母的冲突中,强制孩子去反对另一方[11]。
台湾的葉光辉(2000),他通过临床观察,认为共同养育行为主要由父母亲执行养育行为时的涉入情形(父母参与)、内隐信念的共识情形(同心)和外显行为的合作情形(协力)构成[12]。
2.父母共同养育行为结构研究的价值
首先,从以往的研究中我们还可以发现,这方面的研究主要集中在国外,且心理学家的不同研究主要为了编制问卷调查的评价工具和进行观察的评估标准,由于这一领域主要是国外的研究结果,即使在我国进行的研究也是运用国外的评价量表。
为此,我们有必要建立适合中国人的父母共同养育结构并编制自己的评定量表。
其次,从历史的角度看,对研究儿童发展的人们已经注意到了父亲在参与家庭养育的重要性。
这些重要性体现在父亲对儿童(Allen&Hawkins,1999;McHale&Rasmussen,1998;Westerman&Masoff,1995)的教养与母亲支持教养孩子们的方面。
这些活动都是发生在与孩子们的情感交互作用过程中。
如果共同养育(co-parenting)是在抚养孩子的过程中,父母之间相互支持程度的表现。
那么父亲陪着孩子参加活动,也是对共同养育伙伴具体的支持,也可以从心理行为角度对其品行认同。
有学者认为,在共同养育过程中,当母亲认可了父亲的可信度的时候,家庭发展过程处于多和谐少冲突的状态中。
从另一方面,当母亲贬低父亲对家庭所做的贡献时,养育困难随之产生(McHale,1998)[13]。
我们强调父母共同养育从另一角度也鼓励父亲的养育参与,这无疑对家庭教育的科学合理性提供了理论依据。
第三,要适应中国在现代社会发展中出现的家庭结构、类型的多元化,也需要我们能够意识到共同养育行为研究的重要意义。
它不仅促使正常双亲家庭儿童能在和谐良好的家庭生态系统中心理健康地发展,而且在离异、隔代、单亲家庭以及扩展家庭中,共同养育都会减少对儿童心理健康发展的负面影响。
因此,在现有条件下,我国急需进行父母共同养育的探索,建构符合中国人心理特点的父母共同养育的因素结构与评价工具,同时在探索父母共同养育对儿童人格、社会性发展和认知发展关系的同时,从有利于儿童心理发展的家庭生态系统角度探讨婚姻满意度与父母共同养育的关系,并将研究从正常家庭扩展到对离异家庭、单亲家庭、隔代及混合家庭的合作养育与儿童发展的指导与探讨,积极支持社会在研究的同事,建立指导机构,为构建和谐社会发挥心理学研究之功效。
这不仅在更深的层次上揭示父、母与儿童三边交互作用,而且也能为发展心理学、家庭教育与家庭治疗理论的深化提供依据。
总之,无论正常家庭、完整家庭,还是离异、单亲和再婚家庭,在我国的文化背景下,研究以研究双亲家庭为起点,探讨父母共同养育行为方式,对于促进儿童心理发展,丰富家庭教育理论,指导家庭教育实践都是十分必要并具有重要理论与实践意义的。
五、结论
通过本研究可以得出以下结论:
(1)自编的本研究所编制的学龄儿童父母共同养育行为问卷具有良好的信度和效度,可以作为城市学龄儿童父母共同养育行为的测评工具。
(2)6-12岁儿童父母共同养育行为是多维度的整体。
6-12岁儿童父母共同养育行为的内在结构及其三因素相关模型具有合理性。
三个因素分别是:
协作支持、参与主动性、对立冲突。
参考文献:
[1]McHaleJP,RaoN,KrasnowAD.Constructingfamilyclimates:
Chinesemothers’reportsoftheirco-parentingbehaviourandpreschoolers’adaptation.InternationalJournalofBehavioralDevelopment,2000,24
(1):
111~118
[2]McHale,J.,Kuersten-Jogan,R.,Lauretti,A.,&Rasmussen,J.
Parentalreportsofcoparentingandobservedcoparentingbehaviorduringthetoddlerperiod.JournaloffamilyPsychology,2000,14,220-236
[3]McConnellMC,Ke
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