童年环境与小学生问题行为的关系：父亲依恋与母亲依恋的中介作用

      童年环境与小学生问题行为的关系：父亲依恋与母亲依恋的中介作用

                                               屈立立1,3，丁芳媛2,3，罗杰1,3，黄成燕2，谢雨娥1,3

                                                1.贵州师范大学心理学院, 贵阳 550025; 

                                                2.贵州民族大学民族文化与认知科学学院, 贵阳 550025; 

                                                3.贵州师范大学农村儿童青少年心理健康教育研究中心, 贵阳 550025

【摘要】为探讨童年环境与小学生问题行为之间的关系，并检验父亲依恋、母亲依恋在其中的多重中介作用，采用童年社会经济地位量表、童年期生活不可预测性量表、亲子依恋量表、问题行为量表对398名四至六年级的小学生进行了调查。结果表明：(1)童年社会经济地位与问题行为显著负相关，童年生活不可预测性与问题行为显著正相关，且童年环境的两个指标在中介模型中对问题行为的直接效应显著；(2)父亲依恋、母亲依恋在童年环境与问题行为之间均起到中介作用，且中介作用的大小是相似的。这说明童年环境不仅能直接影响问题行为，还能够通过父亲依恋、母亲依恋的中介作用间接影响问题行为。

【关键词】 童年社会经济地位；童年生活不可预测性；问题行为；父亲依恋；母亲依恋

一、引言

       2023年，教育部等17个部门联合印发《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划(2023—2025年)》，把心理健康工作摆在更加突出的位置，促进学生身心健康素质协调发展。可见，国家越来越重视学生的心理健康问题。而近年来心理危机事件频发，不断冲击着小学生的心理健康状态，使其面临着前所未有的风险和挑战。有研究发现心理健康问题逐渐呈现“低龄化”趋势，即小学生的心理健康问题明显上升[1]。问题行为作为测量小学生心理健康水平的一项常用指标，在一定程度上能够反映个体的身心健康水平[2]。小学生问题行为是指小学生所表现出跟正常标准有偏差的行为[3]。研究发现，问题行为的出现会对个体的学业发展、社交发展等产生不良影响[4-6]。因此，研究小学生的问题行为及其产生机制，对于纠正行为问题，促进儿童成长和社会和谐发展具有重要意义。

       研究显示，小学生问题行为的发生主要受到其所处环境的影响，如家庭环境和童年环境[7]。其中，童年环境是指个体在早期发展阶段所处的环境，包括该环境中可获得的资源是否充足和稳定[8]，通常用童年社会经济地位和童年生活不可预测性来衡量[9]。童年社会经济地位指的是个体在童年时期的经济资源，包括父母受教育水平、职业和收入状况[10]；童年生活不可预测性指的是个体童年环境中发生的事件在多大程度上是不可预测和不稳定的[11]。

        家庭压力模型指出，长期处于资源匮乏和不安全、不稳定的压力环境中的儿童，出现问题行为的风险就越大[12]。有研究分别探讨了童年社会经济地位和童年生活不可预测性与问题行为的关系，研究发现小学生的家庭社会经济地位越高，可用的资源越充足，就不容易出现问题行为[13, 14]。此外，有研究也发现青少年所感知到童年环境的不可预测性越高，其越可能出现问题行为[15]。研究者认为童年环境的社会经济地位和不可预测性在概念上是完全不同的两个维度，对个体的心理健康具有独特影响[9]。但已有研究在考察童年环境的作用时，均只选择其中一个指标展开研究，未对其进行综合考察。基于此，本研究提出假设1：童年环境的社会经济地位与问题行为显著负相关，童年生活不可预测性与问题行为显著正相关。

       亲子依恋是指个体与父母建立起的深层的、牢固而持久的情感联系，是影响个体心理健康成长的关键因素[16]。依恋理论[17]指出，个体与父母的依恋关系是在儿童与父母的互动中形成的，父母若能给予儿童正确的反馈，及时满足儿童的依恋需求，这会促使儿童与抚养者之间安全依恋的形成，发展出积极的内部工作模型，从而减少问题行为的发生[18]。实证研究也证实了亲子依恋与问题行为的关系，如果孩子与父母之间形成安全依恋关系，则会减少孩子的问题行为[19, 20]。

       社会心理加速理论[21, 22]认为，依恋在外部环境线索与个体的认知、情感和行为发展之间扮演着中介的作用。实证研究表明，家庭经济压力越大，家庭成员之间更容易产生矛盾，这会阻碍孩子与父母建立安全的亲子依恋[23-25]。此外，家庭不稳定性会导致父亲和母亲的情绪不可预测性[26]，这会影响孩子对父母可靠性的感知，从而影响亲子关系的发展。有研究也指出童年时期家庭成员、住所及家庭环境的不稳定性，很容易让孩子形成对家庭和父母产生排斥与抗拒心理，从而破坏亲子依恋关系，发展出不安全依恋[27]。同时，不安全依恋是个体内外化问题行为的重要诱因[28]。可见，亲子依恋可能在童年环境与问题行为之间可能起着中介作用。基于此，本研究提出假设2：亲子依恋(父亲依恋和母亲依恋)在童年环境与问题行为之间起中介作用。

       此外，从以往研究来看，大多研究综合考察亲子依恋，少有研究分别检验父亲依恋、母亲依恋的中介作用。而依恋理论进一步指出，儿童与父母之间存在多重依恋现象，即孩子可以与父亲和母亲建立不同特征的依恋关系[29]。但目前关于父亲依恋和母亲依恋对儿童发展影响的作用大小仍存在争议。主导性假说[30]认为，母亲在养育孩子上承担了更多的责任，母亲与孩子之间有更多的互动，因此，母亲依恋在孩子的成长发展中起主导作用。而特异性假说[31]则认为，父亲依恋和母亲的依恋都会对儿童的行为发展产生独特的影响，不存在主导作用。在实证研究方面，目前也还未得出一致的结论。有关研究结果发现，母亲依恋和父亲依恋对青少年抑郁均有预测作用，但母亲依恋的预测作用要比父亲依恋大[32]，但也有研究发现母亲依恋和父亲依恋对儿童外化问题行为的影响程度没有显著差异[33]。因此在考察亲子依恋的中介作用时，有必要将亲子依恋分为母亲依恋和父亲依恋。基于此，本研究提出一个探索性问题：父亲依恋和母亲依恋的中介作用是否存在显著差异？

       综上，本研究拟在小学生中展开调查，构建童年环境的两个指标通过母亲依恋和父亲依恋作用于问题行为的多重中介模型，有关模型的构建不仅有助于加强对社会心理加速理论的理解，还对有关改善家庭教育的实践有着重要的理论指导意义。

二、研究方法(一)研究对象

       本研究采用整群取样的方法，选取贵州省贵阳市某小学4~6年级小学生进行问卷调查。每个年级选取三个班级，共9个班，发放问卷418份，剔除无效问卷后，回收有效问卷398份，有效率为95.22%。其中，男生216人(54.27%)，女生182人(45.73%)；四年级127人(31.91%)，五年级132人(33.17%)，六年级139人(34.92%)。被试的平均年龄为11.33 ± 0.88岁。

(二)研究工具1.童年环境

(1)童年社会经济地位

       本研究采用Griskevicius等人[34]编制的童年社会经济地位量表，评估个体在童年时期所感知到的资源可用性。该量表包括3个题项，采用“非常不同意”到“非常同意”1~7级计分，总分越高表示童年经济状况越好，感知资源被剥夺程度越低。在本研究中，该量表的克隆巴赫α系数为0.80。

(2)童年生活不可预测性

       本研究采用Belsky等人[35]所使用的童年生活不可预测性量表，用来评估个体在童年时期家庭内部和周围环境的稳定性。该量表共有3题，采用“从不”到“很多次”1~5级计分，总分越高表示童年生活不可预测性水平越高。在本研究中，该量表的克隆巴赫α系数为0.54。

2.父亲/母亲依恋

       本研究采用王树青[36]修订的中文版父母与同伴依恋量表中的父亲依恋、母亲依恋分量表来测量父亲依恋、母亲依恋质量。每个分量表均有10道题，分为沟通、信任和疏离三个维度。该量表采用“完全不符合”到“完全符合”1~5级计分，得分越高表示父亲依恋、母亲依恋的安全性水平越高。在本研究中，CFA的拟合指数为：父亲依恋χ2/df = 2.17, CFI = 0.98, TLI = 0.98, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.04；母亲依恋χ2/df = 2.68, CFI = 0.98, TLI = 0.97, RMSEA = 0.07, SRMR = 0.04，父亲依恋和母亲依恋在三个维度上的克隆巴赫α系数介于0.78至0.88。

3.问题行为

       本研究采用Goodman[37]编制，章晨晨[38]修订的长处与困难问卷(自评版)中的困难问卷来测量小学生的问题行为。该问卷有20道题，包括情绪症状、品行问题、多动和同伴交往四个维度。该问卷采用“不符合”到“完全符合”0~2级计分，其中7、11、14为反向计分，总分越高表示个体的存在的客观问题程度越严重。在本研究中，CFA的拟合指数为：χ2/df = 1.90, CFI = 0.91, TLI = 0.90, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.05，克隆巴赫α系数为0.82。

(三)施测程序及数据处理

       本研究以班级为单位收集数据，在数据采集的过程中，由两名经过专业培训的心理学研究生担任主试，使用统一的指导语向学生解释问卷填写标准，并为学生答疑解惑。测试问卷现场收回，确保所有学生提交后才能离开，测试时间约为30min。在数据收集完成后，通过测谎题和连续作答对数据进行清洗，排除不认真作答的被试。采用SPSS 26.0对数据进行描述性统计和相关分析；采用Mplus 8.3对多重中介模型进行检验。

三、研究结果(一)描述性统计及各变量间的相关分析

       由表1可知，童年社会经济地位与父亲依恋(r = 0.28, P < 0.001)、母亲依恋(r = 0.26, p < 0.001)呈显著正相关，与问题行为呈现显著负相关(r = – 0.26, P < 0.01)；童年生活不可预测性与父亲依恋(r = – 0.29, p < 0.001)、母亲依恋(r = – 0.27, p < 0.001)呈显著负相关，与问题行为呈显著正相关(r = 0.25, p < 0.001)；父亲依恋(r = – 0.50, p < 0.001)、母亲依恋(r = – 0.47, p < 0.001)与问题行为呈显著负相关。

                                                                 表1 描述性统计和相关分析表(N = 398)

变量	M	SD	1	2	3	4	5	6
1 童年社会经济地位	12.94	3.94	–
2童年生活不可预测性	5.76	2.12	0.01	–
3 父亲依恋	14.05	8.85	0.28***	– 0.29***	–
4 母亲依恋	16.21	8.17	0.26***	– 0.27***	0.75***	–
5 问题行为	10.76	6.26	– 0.26**	0.25***	– 0.50***	– 0.47***	–
6 性别	0.46	0.50	– 0.05	– 0.03	– 0.02	– 0.01	– 0.06	–
7 年龄	11.33	0.88	0.05	0.14**	– 0.13*	– 0.18***	– 0.01	– 0.01

       注：性别为虚拟变量，男生= 0, 女生= 1. *p < .05; **p < .01；***p < .001。

(二)多重中介效应检验

       在控制年龄的条件下，通过Mplus 8.3构建父亲依恋、母亲依恋在童年社会经济地位、童年生活不可预测性与问题行为之间的中介效应模型。模型检验结果发现，中介效应结构模型拟合较好，χ2/df = 1.78, CFI = 0.97, TLI = 0.96, RMSEA = 0.04, SRMR = 0.04。结果表明，童年社会经济地位显著正向预测父亲依恋(β = 0.30, SE = 0.06, p < 0.001)和母亲依恋(β = 0.28, SE = 0.06, p < 0.001)；儿童年生活不可预测性负向预测父亲依恋(β = – 0.37, SE = 0.06, p < 0.001)和母亲依恋(β = – 0.33, SE = 0.07, p < 0.001)；父亲依恋(β = – 0.31, SE = 0.09, p < 0.001)和母亲依恋(β = – 0.18, SE = 0.08, p < 0.05)负向预测问题行为(见图1)。此外，童年社会经济地位(β = – 0.15, SE = 0.06, p < 0.05)、童年生活不可预测性(β = 0.22, SE = 0.08, p < 0.01)对问题行为的直接效应显著(见图1)。

       进一步采用Bootstrap偏差校正非参数百分位法在抽样5000次估计95%的置信区间的条件下对各条中介路径进行检验。结果表明：父亲依恋和母亲依恋在童年社会经济地位与问题行为、童年生活不可预测性与问题行为之间的间接效应的Bootstrap 95%置信区间均不包含0，说明四条间接效应均显著。其中，间接效应值分别为– 0.15、– 0.08、0.39和0.20(见表2)。这说明父亲依恋和母亲依恋在童年社会经济地位以及生活不可预测性与问题行为的关系中都起到了多重中介作用。

       为了比较父亲依恋与母亲依恋的中介效应大小，本研究进一步对两个多重中介模型中的父亲依恋和母亲依恋的中介效应进行差异比较。结果发现，在童年社会经济地位和童年生活不可预测性对问题行为的影响中，Bootstrap 95%置信区间均包含0，这说明父亲依恋与母亲依恋的中介效应没有显著差异。这表明父亲依恋与母亲依恋在童年社会经济地位、童年生活不可预测性到问题行为的中介作用大小是相似的(见表2)。

                                                    图1 父亲依恋、母亲依恋的多重中介作用图

       注：为保证图形简洁，未画出控制变量的观测指标；图中系数均为标准化路径系数; *p < .05；**p < .01；***p < .001，虚线表示该路径系数未达到统计显著水平(p > 0.05)。

                                                                          表2 中介效应分析表

路径	效应值	标准误	95%置信区间
			下限	上限
Ind1：童年社会经济地位→父亲依恋→问题行为	– 0.15	0.05	– 0.27	– 0.07
Ind2：童年社会经济地位→母亲依恋→问题行为	– 0.08	0.04	– 0.18	– 0.02
Ind3：童年生活不可预测性→父亲依恋→问题行为	0.39	0.14	0.17	0.76
Ind4：童年生活不可预测性→母亲依恋→问题行为	0.20	0.11	0.04	0.49
Ind1 – Ind2	– 0.07	0.08	– 0.22	0.08
Ind3 – Ind4	0.18	0.20	– 0.20	0.61

       注：Ind1 – Ind2，Ind3 – Ind4表示两条中介路径的效应比较。

四、讨论(一)童年环境与问题行为的关系

       近年来，心理危机事件的频发对学生产生了严重的影响，特别是小学生的问题行为明显上升，而童年早期的问题行为在日后可能发展出抑郁症、自杀和反社会行为等[30]。因此，本研究探索童年环境的两个指标对儿童问题行为的影响及其作用机制。结果发现，童年环境(即童年社会经济地位、童年生活不可预测性)不仅对问题行为存在直接影响，还通过亲子依恋间接影响问题行为。

       本研究发现童年环境与小学生问题行为存在显著相关关系，且在中介模型中的直接作用亦显著。该结果与已有研究一致[14, 39]，即童年社会经济地位与问题行为呈显著负相关，童年生活不可预测性与问题行为呈显著正相关，支持了假设1。童年环境是影响个体发展的重要环境维度[7]，在资源缺乏、不稳定和不可预测的童年环境中长大的孩子，在后期的发展中更容易出现行为问题。这一结果支撑了家庭压力模型，即家庭经济压力会对儿童的发展产生影响，同时本研究结果也扩展了该模型，不仅家庭经济压力会对儿童造成影响，父母的工作和生活压力(如频繁换工作和搬家)也会影响儿童的心理健康[40]。

(二)父亲依恋与母亲依恋的中介作用

       本研究发现亲子依恋(父亲依恋、母亲依恋)在童年环境与问题行为的关系中起中介作用，假设2得到验证。这一发现与以往关于亲子关系亲密性在家庭社会经济地位与留守儿童问题行为间起中介作用的结果一致[41]。一方面，对于童年环境与亲子依恋的关系，处于低社会经济地位且环境不可预测的家庭中，因为父母经济压力大且生活的环境不稳定，父母与孩子之间更容易产生冲突[25, 27]。另一方面，对于亲子依恋与问题行为之间的关系，有研究发现亲子依恋关系是预测儿童问题行为的重要因素[42]。同时，本研究的结果为社会心理加速理论提供了实证证据，首次论证了父母在儿童内在发展与外部环境之间所起到的桥梁作用，即生活在资源匮乏且不稳定、不可预测环境中的儿童，由于父母对孩子投入的关注较少，从而导致不良的亲子关系的形成，而这种不良的亲子关系将进一步导致儿童问题行为出现。

       此外，本研究还发现父亲依恋和母亲依恋的中介作用大小是相似的，解答了本研究所提出的问题。该结果支持了特异性假说，即在儿童的发展过程中不存在主导者，儿童与父亲和母亲的依恋水平都会对其问题行为产生影响[31]。近年来随着男女社会角色分工的改变，越来越多的父亲也参与到孩子的养育中[43]，这意味着孩子在发展过程中可以同时依恋父亲和母亲，进而父亲和母亲对孩子的发展产生同等重要的作用。

(三)研究价值与局限

       本研究通过多指标考察童年环境与问题行为之间的关系，弥补了以往研究的不足。同时，对童年环境与儿童问题行为发生的作用机制进行了探讨，为社会心理加速理论提供了实证证据，也为儿童问题行为的预防和干预提供了新的思路。但本研究仍存在以下不足。首先，本研究只选取了贵州省内一所小学四至六年级的学生进行研究，样本代表性不够，结论的推广性也有待进一步证实。因此，在今后的研究中可以考虑采用更系统化的抽样方法，扩展选取的样本范围，提高结果的代表性。其次，本研究为横断研究，虽然这一研究设计为初步探索变量间的关系提供了便利性，但这种方法无法观测到童年环境和亲子依恋的长期性作用以及个体发展的变化性，未来可考虑采用追踪设计来进一步完善。

参考文献

[1] 梁鹏艳, 秦祖国, 陈亚光, 等. 2020年广东省茂名市中小学生心理健康状况及影响因素[J]. 中国健康教育, 2022, 38(06): 497-502.

[2] 刘书君, 黄颐, 邓先华, 等. 中文版长处和困难量表的初步因子分析[J]. 华西医学, 2006, (02): 295-256.

[3] 吕勤, 王莉, 陈会昌, 等. 父母教养态度与儿童在2～4岁期间的问题行为[J]. 心理学报, 2003, (01): 89-92.

[4] 李文辉, 姜枫. 小学生学业成绩对学业自我效能感的影响: 学习压力、自尊的中介作用及性别差异[J]. 心理科学, 2023, 46(02): 347-354.

[5] 刘广增, 张大均, 朱政光, 等. 家庭社会经济地位对青少年问题行为的影响: 父母情感温暖和公正世界信念的链式中介作用[J]. 心理发展与教育, 2020, 36(02): 240-248.

[6] 叶慎花. 父母教养方式与幼儿行为问题关系的研究[D]. 南京: 南京师范大学, 2011.

[7] 关明杰, 高磊, 翟淑娜. 家庭环境及父母教养方式对儿童行为问题的影响[J]. 中国学校卫生, 2010, 31(12): 1470-1472.

[8] Turner R J, Thomas C S, Brown T H. Childhood adversity and adult health: Evaluating intervening mechanisms[J]. Social Science & Medicine, 2016, 156: 114-124.

[9] Ellis B J, Figueredo A J, Brumbach B H, et al. Fundamental dimensions of environmental risk[J]. Human Nature-an Interdisciplinary Biosocial Perspective, 2009, 20(2): 204-268.

[10] 张珂烨, 耿柳娜. 童年社会经济地位对生命史策略的影响: 长计远虑和控制感的作用[J]. 中国临床心理学杂志, 2021, 29(04): 838-841+828.

[11] 周金辉, 陈颖, 张艳, 等. 童年环境不可预测性对大学生利他行为的影响：一个有调节的中介模型[J]. 中国临床心理学杂志, 2023, 31(03): 704-708.

[12] Conger R D, Conger K J. Resilience in Midwestern families: Selected findings from the first decade of a prospective, longitudinal study[J]. Journal of Marriage and Family, 2002, 64(2): 361-373.

[13] 程刚, 杨义滢, 丁芳媛, 等. 家庭经济地位与儿童问题行为的关系: 链式中介效应分析[J]. 贵州师范学院学报, 2021, 37(09): 41-47.

[14] 马文燕, 马文琴, 邓雪梅, 等. 家庭社会经济地位与学前儿童问题行为的交叉滞后分析[J]. 早期教育, 2023, (25): 52-56.

[15] Doom J R, Vanzomeren-Dohm A A, Simpson J A. Early unpredictability predicts increased adolescent externalizing behaviors and substance use: A life history perspective[J]. Development and Psychopathology, 2016, 28(4): 1505-1516.

[16] Ainsworth M D S, Bowlby J. An ethological approach to personality-development[J]. American Psychologist, 1991, 46(4): 333-341.

[17] Bowlby J. Attachment and loss: Vol. 2. Separation: Anxiety and anger[M]. New York, NY: Basic Books, 1973.

[18] Kerns K A, Brumariu L E. Is insecure parent- child attachment a risk factor for the development of anxiety in childhood or adolescence[J]? Child Development Perspectives, 2014, 8(1): 12-17.

[19] Shuang M, Yiqing W, Ling J, et al. Relationship between parent-child attachment and depression among migrant children and left-behind children in China[J]. Public Health, 2022, 204: 1-8.

[20] 吴伟, 谢瑞波, 丁菀, 等. 父母心理控制与童年中期儿童问题行为的纵向关系: 父子依恋和母子依恋的中介作用[J]. 心理科学, 2022, 45(02): 364-371.

[21] Szepsenwol O, Simpson J A. Attachment within life history theory: An evolutionary perspective on individual differences in attachment[J]. Current Opinion in Psychology, 2019, 25: 65-70.

[22] Belsky J, Steinberg L, Draper P. Childhood experience, interpersonal development, and reproductive strategy: An evolutionary theory of socialization[J]. Child Development, 1991, 62(4): 647-670.

[23] Mcloyd V C. Socioeconomic disadvantage and child development[J]. American Psychologist, 1998, 53(2): 185-204.

[24] 安芹. 影响儿童依恋风格形成的家庭因素[J]. 中国临床心理学杂志, 2001, (04): 312-314+318.

[25] 李董平, 许路, 鲍振宙, 等. 家庭经济压力与青少年抑郁: 歧视知觉和亲子依恋的作用[J]. 心理发展与教育, 2015, 31(03): 342-349.

[26] Ugarte Pfingsthorn E. Variation in experiences of unpredictability and mental health: A developmental perspective[D]. University of California, 2023.

[27] Young E S, Simpson J A, Griskevicius V, et al. Childhood attachment and adult personality: A life history perspective[J]. Self and Identity, 2017, 18(1): 22-38.

[28] 雷辉, 朱婷, 杨颜慈, 等. 青少年童年期创伤与抑郁的关系: 不安全依恋的纵向中介作用[J]. 中国临床心理学杂志, 2024, 32(01): 71-75.

[29] Ainsworth M D S. Attachments beyond infancy[J]. American Psychologist, 1989, 44(4): 709-716.

[30] Suess G J, Grossmann K E, Sroufe L A. Effects of infant attachment to mother and father on quality of adaptation in preschool - from dyadic to individual organization of self[J]. International Journal of Behavioral Development, 1992, 15(1): 43-65.

[31] Howes C, Ritchie S. Attachment organizations in children with difficult life circumstances[J]. Development and Psychopathology, 1999, 11(2): 251-268.

[32] Agerup T, Lydersen S, Wallander J, et al. Associations between parental attachment and course of depression between adolescence and young adulthood[J]. Child Psychiatry & Human Development, 2015, 46(4): 632-642.

[33] 徐健捷, 张一一, 林德堃, 等. 亲子依恋与儿童抑郁症状的关系: 儿童对环境的生物敏感性的作用及父母差异[J]. 心理学报, 2023, 55(03): 469-480.

[34] Griskevicius V, Tybur J M, Delton A W, et al. The influence of mortality and socioeconomic status on risk and delayed rewards: A life history theory approach[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2011, 100(6): 1015-1026.

[35] Belsky J, Schlomer G L, Ellis B J. Beyond cumulative risk: Distinguishing harshness and unpredictability as determinants of parenting and early life history strategy[J]. Developmental Psychology, 2012, 48(3): 662-673.

[36] 王树青. 大学生自我同一性形成的个体因素与家庭因素[D]. 北京: 北京师范大学, 2007.

[37] Goodman R. The strengths and difficulties questionnaire: A research note[J]. Journal of Child Psychology and Psychiatry and Allied Disciplines, 1997, 38(5): 581-586.

[38] 章晨晨, 凌宇, 肖晶, 等. 中文版长处和困难量表(自评版)在832例青少年中的试用[J]. 中国临床心理学杂志, 2009, 17(01): 8-11.

[39] 张婧雅, 孙昌隆, 朱峻同, 等. 环境不可预测性与快速生命史策略: 理解青少年问题行为的新视角. 第二十四届全国心理学学术会议文摘选集. 中国心理学会: 中国心理学会, 2022.

[40] 傅雪薇, 孙佳宁, 肖家乐, 等. 父母感知的家庭压力对儿童问题行为的影响: 父母心理攻击和儿童应激下皮质醇反应的中介作用[J]. 心理发展与教育, 2022, 38(05): 635-647.

[41] 黄鹤, 王小英. 家庭社会经济地位与流动学前儿童问题行为: 家庭弹性与亲子关系的链式中介[J]. 心理科学, 2022, 45(02): 315-322.

[42] 黄彦, 谢晓琳, 周晖. 亲子依恋与儿童问题行为的相关: 师生关系的调节作用[J]. 中国临床心理学杂志, 2016, 24(06): 1074-1078.

[43] Li X. Fathers’ involvement in Chinese societies: Increasing presence, uneven progress[J]. Child Development Perspectives, 2020, 14(3): 150-156.

 

【课题情况】 贵州省教育科学规划重点课题(编号: 2023A050); 贵州省哲学社会科学规划重点课题(20GZZD54)【通讯地址】贵州省贵阳市花溪区贵州师范大学东校区  55025【联系人电话】18382659011

【邮箱】qulilisy@163.com