父母过度保护与高中生抑郁的关系： 基于变量中心与个体中心分析

父母过度保护与高中生抑郁的关系：基于变量中心与个体中心分析
白慧文，张珊珊，吴美毓
（沈阳师范大学教育科学学院，辽宁 沈阳 110034）
摘要：本研究采用变量中心与个体中心双视角探讨父母过度保护与高中生抑郁的关系及其作用机制。采用父母教养方式问卷、青少年回避与融合问卷、相对剥夺感量表和流调中心抑郁量表对948名高中生进行调查。结果发现：（1）心理僵化和相对剥夺感在父母过度保护与高中生抑郁之间起链式中介作用；（2）父母过度保护可以分为“低过度保护型”、“中等过度保护型”和“高过度保护型”三个潜在类别；（3）以“低过度保护型”为参照，其他两个类别均对抑郁有显著正向预测作用，且心理僵化和相对剥夺感在两者间仍发挥链式中介作用。研究结果表明：父母过度保护及其三个潜在类别均可以直接预测高中生抑郁水平，心理僵化与相对剥夺感在两者起到链式中介作用。
关键词:父母过度保护；抑郁；心理僵化；相对剥夺感；变量中心与个体中心
中图分类号：G844.2  文献标识码：A  文章编号：

一、引言
抑郁是指个体的情绪低落，对活动缺乏兴趣的状态，具体表现为注意力不集中、过度内疚、低价值感以及身体状态紊乱等问题[1]。高中生正值身心发展的关键阶段，此时情绪波动较大，加上受到繁重学业负担，多重的人际压力以及较高社会期望的影响，其成为了罹患抑郁症状的高危人群。相关研究也表明，高中生抑郁平均检出率高达28%[2]，这不仅影响高中生的日常生活与学习，当其抑郁情绪累增到一定程度时，还将引发酗酒、自伤自杀等危险行为[3]。为此，有必要对高中生抑郁影响机制进行探讨。
心理应激理论指出，压力或应激性事件是抑郁、焦虑等情绪问题的诱发源[4]。父母过度保护作为家庭风险变量，可能是影响高中生抑郁的家庭因素。此消极养育是指父母过度保护、关心子女且干涉或限制子女的行为[5]。由于过度保护超过了子女对自主性发展的心理需求，阻碍子女独立性、自主性的发展[6]，可能将进一步诱发内化问题。前期研究已显示，父母过度保护可以显著正向预测青少年抑郁[7]。除家庭风险因素外，负性认知模式亦是导致抑郁的个体内在变量。依据抑郁的无望理论观点，心理僵化是导致抑郁的认知易感性因素[8]。心理僵化是个体不能灵活适应多变的环境，无法采取有效的适应性行为追求其目标[9]。在负性经历作用下，心理僵化将使个体产生无望体验而产生抑郁情绪。实证研究也表明，心理僵化在校园风险变量（校园人际谣言）与抑郁之间起中介作用[10]。基于此，本研究提出假设H1：心理僵化可能在父母过度保护和高中生抑郁之间起中介作用。
另一方面，在不利情境下的弱势群体经常体验到自己的基本权力被剥夺[11]，并损伤弱势者的适应性心理与行为。相对剥夺感正是个体与参照对象比较后感知到自身处于不利地位，而产生负性情绪的一种主观感受与认知体验[12]。因过度保护造成父母过多关注子女,压缩了
子女的成长空间[13],降低其自我价值感、自我控制感，也会限制主动探索性与决策力，使子女感知到被剥夺、干涉，提高内外化问题发生的概率。国内针对8~15岁中小学生的研究已发现，相对剥夺感对抑郁有显著的正向预测作用[14]。为此，本研究提出假设H2：相对剥夺感在父母过度保护和高中生抑郁之间可能起中介作用。另外，接纳承诺疗法的病理模型认为，心理僵化可以造成个体心理痛苦及与之相联的情绪或行为问题[15]。当心理僵化的个体与他人或社会标准进行比较时，由于难以灵活地调整其参照标准或认知框架，更可能出现相对剥夺感。目前尚未有研究直接证实两者间的关系，但心理僵化导致个体低自尊水平[16]，这正是引发相对剥夺感的前置原因[17]。因而本研究进一步提出H3：心理僵化→相对剥夺感在父母过度保护和高中生抑郁之间起链式中介作用。
以往有关父母教养方式对抑郁影响的研究多以变量为中心入手，但这种研究模式仅关注父母教养方式的整体趋势而忽略了个体的异质性。潜剖面分析是以个体为中心，将具有相似反应的个体划分为同一类别，此方法能精确、客观地将同一类型群体划分成同一组别，保证组间群体的异质性和组内群体的同质性[18]。因此，本研究同时纳入个体中心视角，全面探究父母过度保护与高中生抑郁的关系，即采用潜在剖面分析技术将具有不同特点及反应模式的被试划分到不同组别，确定父母过度保护的潜在类别，再探讨不同类型父母过度保护与抑郁的关系。前期围绕父母教养方式的潜剖面分析中，有研究将其划分为积极型、消极型和混合型三类[19]，还有研究划分为积极教养型、矛盾教养型和消极教养型三类[13]。但仅就父母过度保护的潜剖面分类研究还需进一步探讨，因此本研究提出H4：父母过度保护存在潜在分类且心理僵化→相对剥夺感在父母过度保护潜在类型与抑郁之间存在链式中介作用。
综上所述，本研究结合变量为中心和个体为中心双重视角，系统、全面地揭示家庭风险变量对高中生抑郁的影响机制，便于从家庭教育入手为预防与防范高中生抑郁的工作提供理论依据。
二、研究方法
（一）研究对象
采用方便取样法对辽宁省三所高中的在读学生进行问卷调查。在征得学校管理者、班主任教师及学生本人知情同意后，发放1015份问卷，回收有效问卷948份，有效回收率为93.40%。男生446名（47.05%），女生502名（52.95%）；高一学生451（47.57%），高二学生497名（52.43%）；独生子女415名（43.78%），非独生子女533名（56.22%）；留守学生307名（32.38%），非留守学生641名（67.62%）；农村学生705名（74.37%），城镇学生242名（25.53%）。平均年龄为（16.20±0.78）岁。
（二）研究工具
1. 父母教养方式问卷
采用蒋奖等人修订的父母教养方式问卷[20]。该量表共21个题项，采用从“1”表示“从不”～“4”表示“总是”的4点计分。得分越高，表示个体的父母过度保护程度越高。基于研究目的，仅选取父母过度保护维度作为测量指标。本研究中问卷的Cronbach’s α系数为0.76，验证性因素分析表明：χ2/df=3.18，RMSEA=0.05，CFI=0.98，TLI=0.96，该量表具有良好的信效度。
2.青少年回避与融合问卷  
采用陈燕红等人修订的青少年回避融合问卷[21]。该量表共8个题项，采用“1”表示“从未”～“7”表示“总是”的7点计分。得分越高，表示个体的心理僵化水平越高。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.89，验证性因素分析表明：χ2/df=2.99，RMSEA=0.05，CFI=0.99，TLI=0.98，该量表具有良好的信效度。
3.相对剥夺感量表  
采用马皑编制的相对剥夺感问卷[22]。该问卷共4个题项，由单一维度组成，从“1”代表“完全不同意”～“6”代表“完全同意”的6点计分。得分越高，表示个体的相对剥夺感水平越高。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.70，验证性因素分析表明：χ2/df=1.92，RMSEA=0.03，CFI=0.99，TLI=0.99，该量表具有良好的信效度。
4.流调中心抑郁量表
采用章婕等人修订的流调中心抑郁量表[23]。该量表共20个题项，包括抑郁情绪、积极情绪、躯体症状与活动迟滞和人际关系4个维度，从“0”～“没有或几乎没有”～“3”代表“几乎一直有”的4点计分。得分越高，表示个体的抑郁症状越严重。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.89，验证性因素分析表明：χ2/df=4.00，RMSEA=0.05，CFI=0.94，TLI=0.93，该量表具有良好的信效度。
（三）数据收集与处理
所有被试均自愿参加调查，当场发放并收回问卷。采用SPSS 26.0进行描述性分析、相关分析、信度检验及共同方法偏差检验。使用Mplus 8.3进行潜在剖面分析、建立结构方程模型，并通过 Bootstrap法检验心理僵化和相对剥夺感的中介效应。
三、结果
（一）共同方法偏差
采用探索性因素分析进行共同方法偏差检验。结果发现，特征根值大于1的因子共有9个，第一个公共因子解释总变异量的26.27%，低于40%的临界值，表明在研究中不存在严重共同方法偏差问题。
（二）描述统计与相关分析
各研究变量平均数、标准差以及相关关系，见表1。父母过度保护、心理僵化、相对剥夺感与抑郁两两均呈显著正相关。此外，性别分别与父母过度保护、相对剥夺感及抑郁呈显著负相关，因此在后续研究中将其作为控制变量纳入研究模型中。
                                                          表1 各变量平均数、标准差及相关系数

                                       注：*表示p<0.05，**表示p <0.01，***表示p<0.001，下同。

（三） 基于变量中心的分析
首先，检验父母过度保护对抑郁的直接预测作用，结果显示，模型拟合良好：χ2/df=4.51，CFI=0.89，TLI=0.88，RMSEA=0.07，SRMR=0.08，父母过度保护可以正向预测抑郁（β=0.53，p<0.001）。其次，将性别作为控制变量，加入心理僵化和相对剥夺感两个中介变量，进一步检验两者的中介作用，见图1。结果表明，模型拟合良好：χ2/df=3.55，CFI=0.92，TLI=0.91，RMSEA=0.05，SRMR=0.04。父母过度保护可以正向预测心理僵化、相对剥夺感和抑郁（β=0.38，p<0.001；β=0.29，P<0.001；β=0.20，P<0.001）；心理僵化可以正向预测相对剥夺感和抑郁（β=0.34，p<0.001；β=0.43，p<0.001）；相对剥夺感可以正向预测抑郁（β=0.24，P<0.001），说明心理僵化和相对剥夺感的链式中介成立。

                                                         图1 父母过度保护与抑郁的链式中介模型

进一步使用偏差校正的百分位Bootstrap法（抽取1000样本）对中介效应进行显著性检验，计算中介效应的95%置信区间，见表2，各条路径的95%置信区间均不包含0，说明中介效应均显著。心理僵化和相对剥夺感不仅在父母过度保护与抑郁之间起到单独中介作用，而且两者还发挥链式中介作用。两者的单独及链式的中介效应值分别为0.16、0.07和0.03，各自占总效应的比例的61.54%、26.92%、11.54%。

                                                                         表2  中介效应检验        

（四）基于个体中心的分析
1. 父母过度保护的潜在类别
采用Mplus 8.3将父母过度保护划分1～5类，进行潜在剖面分析的模型拟合估计与比较，见表3和图2。4分类模型Entropy值最大，为最佳模型，但考虑到4分类中存在个别类别比率过低（类别概率仅为0.03），不具现实意义，而3分类模型中的LMR及BLRT的P值小于五类别。因此，最终确定3类别为最优潜在剖面分析模型。

                                                                      表3  潜剖面模型结果

3个潜在类别在父母过度保护上的应答如图2所示，并对其进行命名。C1组群体在父母过度保护的所有题目中的得分最低，将其命名为“低过度保护型”，共598人，占比63.08%；C2组群体在父母过度保护的所有题目中的获得中等分数，将其命名为“中等过度保护型”，共298人，占比31.43%；C3在父母过度保护的所有题目中的得分最高，将其命名为“高过度保护型”，共52人，占比5.49%。

                                                         图2  父母过度保护三种潜在类型特征分布
                                                            注：X1-X8为父母过度保护的测量题目

2. 心理僵化和相对剥夺感的中介作用
以父母过度保护潜在类别为预测变量，抑郁为结果变量，心理僵化和相对剥夺感为中介变量建立结构方程模型。结果表明，模型拟合良好：χ2/df = 4.60，RMSEA = 0.06，CFI=0.85，TLI=0.84。以低过度保护参照组，中等、高过度保护组均能正向预测抑郁，且预测效应随父母过度保护水平的上升而增大。相对中介的95%CI均不包括0，表明两类别相对中介效应均达到显著水平，即相对于低保护组，其他两类别均可通过心理僵化、相对剥夺感单独中介及两者的链式中介作用影响高中生易于水平，间接效应也随着父母过度保护水平的增进而增大，假设4得到证实，具体见图3和表4。

                                                                     图 3 个体中心的中介模型
                                                                   注：以低过度保护为参照组

                                                               表4  不同类型相对中介分析结果

四、讨论
（一）心理僵化与相对剥夺感的单独中介作用
本研究发现，父母过度保护可以通过心理僵化间接影响高中生抑郁，假设1得到证实，与以往研究结果相类似[24]。青少年身心良好发展依赖于其基本心理需求（自主、归属和胜任需要）的满足[25]，而父母放纵、溺爱、过度关心及焦虑的养育行为[6]，让子女感到极大的压迫感、失控感及被动性，阻碍了其自主性与胜任感的获得，限制其正常成长。尤其处于青春期中后阶段的高中生，他们的独立性在不断上升，很难再适应被过度养育的环境，内心可能出现抵触、反抗消极养育的负面情绪。但基于实际情况，他们无法改变或脱离现状，容易溢出无望感而提高了心理僵化水平。此时，高中生与父母之间所形成的关系框架，使高中生不能灵活、专注及自发地应对当下经历[16]，出现回避、退缩的调节策略，增加抑郁发生可能性，这一结果也印证了抑郁的无望理论。另一方面，受过度保护个体的决定、选择会遭到父母主导、支配或控制，在与同伴比较后，感到自己失去了自主性和受差别对待。结合相对剥夺感理论观点，在某种程度上，这一类学生属于弱势群体，当自己的基本权力被剥夺后，可能表现出不适反应[11]，例如消极处理信息、产生负面情绪体验。一旦长期陷入此状态时，高中生将溢出抑郁情绪[26]。综上，相对剥夺感在父母过度保护与高中生抑郁之间起中介作用，假设2得到支持。
（二）心理僵化与相对剥夺感的链式中介作用
研究还发现，心理僵化和相对剥夺感在父母过度保护与抑郁之间发挥链式中介作用，假设H3得到验证，这一结果反映了父母过度保护会增加抑郁的风险，且这种效应可以通过心理僵化→相对剥夺感的链式中介而实现。心理僵化使个体变得难以灵活地进行自我调节，形成僵化的心理模式。当个体处于这种不适状态时，容易出现认知偏差[27]，而认知偏差驱动个体因社会比较而产生的相对剥夺感[28]。一项元分析结果也证实，认知偏差是引起相对剥夺感的关键因素[29]。因此，父母过度保护使子女心理变得不灵活，无法应对社会比较后的消极后果，不能接受现实与理想间的心理落差，催生强烈的相对剥夺感，加剧抑郁症状。
（三）不同父母过度保护潜在剖面类型在高中生抑郁上的差异
研究结果还发现，父母过度保护的潜剖面类型共有三类，其中高、中等两类父母过度保护者的占比分别为5.49%和31.43%，父母过度保护的养育模式在高中生群体中还是较为常见，为此，需要社会和学校合力积极引导家长采用科学的养育方式对待身心正在发展的青少年。个体中心的中介模型结果表明，相较于低父母过度保护型，中等和高两类型均显著正向预测高中生抑郁，心理僵化和相对剥夺感在其间发挥单独和链式中介，且直接效应值和间接效应值随着父母过度保护水平的增加而增大，可见高父母过度保护对抑郁水平的影响最为明显，假设4得到支持。为此，要警惕过度保护养育给高中生心理健康带来的损伤。

五、启示与展望
父母过度保护作为一种家庭风险变量影响高中生抑郁，本研究从变量中心与个体中心角度揭示了其影响机制，这对高中生抑郁的防治工作有一定启示。同时，在今后研究中需继续探寻积极变量，以确立防范父母过度保护对高中生抑郁影响路径中的积极心理资源；要充分发挥家校协同作用，学校应引导父母在家庭养育中把握好尺度，做到“宽严适度”，既充分鼓励、支持和肯定子女，又要尊重子女的自主权，给他们一定选择空间；针对已患抑郁问题的学生，教师应给予密切关注，采取适宜的心理辅导技术减轻其症状。家长也应积极配合学校，给予心理关爱，帮助他们度过心理危机阶段。

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基金项目：辽宁省经济社会发展研究课题(编号：2025lslybkt-055)。
第一作者简介：白慧文（1994-），男，黑龙江绥化人，在读硕士研究生。研究方向：应用心理学。
通讯作者：张珊珊（1982-），女，辽宁沈阳人，沈阳师范大学副教授，博士，主要从事应用心理学研究。E-mail:zhangxiaobai2@163.com。
第二作者简介：吴美毓（2001-），女，内蒙古通辽人，在读硕士研究生。研究方向：应用心理。

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