父亲教养方式与小学生自我意识发展： 父亲教养投入的调节作用

自我意识是指人对个人身体、心理、社会功能的感知的主观评估，也就是对自己本身的认识^[1]。儿童自我意识不仅影响认知能力^[2]、学业成就^[3],其发展是也是人心理不断成熟的标志，对人的健康发展^[4]、个性品质、性格的塑造的作用都是不可估量的。

自从上世纪70年代Lamb等人关于父亲参与孩子教育的研究开始，父亲相关研究开始盛行。近两年，国内《爸爸去哪儿了》《爸爸回来了》等以父亲教育为主题的亲子互动节目的盛行，使父亲和儿童的家庭教育成为研究热点。

弗洛姆曾说，父亲虽然不能代表自然界，但却代表着人类存在的另一极，那就是思想的世界、科学技术的世界、法律和秩序的世界、阅历和冒险的世界^[6]。父亲的教育方式与儿童的主观幸福感、心理弹性^[7]、内外控倾向^[8]、以及社会行为（攻击行为^[9]、亲社会行为^[10]）有一定的关系。有研究表明，父教的缺失与孩子的不安全感和较低的自我意识相关^[11]，不利于孩子心理健康^[12]。以往研究中缺少父亲教养投入对儿童自我意识影响的研究。已发现父亲教养方式影响儿童自我意识的发展^[13][14]；父亲教养方式能预测父亲教养投入。但父亲教养方式、父亲教养投入以及儿童自我意识三者之间的关系还不确定。

二、研究方法

儿童自我意识量表(Children self-concept Scale, PHCSS)是Piers和Harris（1969）编制，于1974年修订的儿童自评量表，适用年龄在8到16岁之间，主要考察儿童自我意识的发展情况。该量表包括80道是非选择型题目，分6个分量表：躯体外貌与属性、智力与学校情况、合群、焦虑、幸福与满足和行为。量表为正向计分，得分越高表明自我意识发展越好。该量表具有较高的信度与效度。

用SPSS 19.0录入有效数据并进行统计分析。根据资料类型采用描述性统计分析、T检验、相关分析、逐步回归分析等方法对数据进行处理。

   4～6年级学生自我意识的差异如表1所示。我们以行为、智力与学校情况、躯体与外貌属性、焦虑、合群、幸福与满足六个维度分别为因变量，进行3(年级：4年级、5年级、6年级)×2（性别：男、女）的双因素方差分析。结果发现：行为方面，性别主效应显著，F(1,63)=6.09, p<0.05, η²=0.02，女生的得分显著高于男生，年级主效应和两者交互作用均不显著；合群方面,年级主效应显著，F(2，63)=3.36, p<0.05, η²=0.02，性别主效应和两者交互作用均不显著。事后分析（LSD）表明，四年级的合群性显著高于五年级，六年级显著高于五年级，但四年级和六年级不存在显著差异。另外，在智力与学校情况、躯体与外貌属性、焦虑、幸福与满足这些方面年级和性别主效应，两者交互作用均不显著。

表1 自我意识各维度及总分的描述性统计

年级	性别	行为	智力与学校情况	躯体与 外貌特征	焦虑	合群	幸福与 满足	总分
(M ± SD)	(M ± SD)	(M ± SD)	(M ± SD)	(M ± SD)	(M ± SD)	(M ± SD)
4年级	男	0.86±0.02	0.73±0.02	0.80±0.02	0.70±0.02	0.79±0.02	0.79±0.01	0.78±0.02
女	0.92±0.02	0.79±0.02	0.83±0.02	0.73±0.02	0.82±0.02	0.81±0.01	0.82±0.01
5年级	男	0.89±0.02	0.76±0.03	0.79±0.03	0.68±0.03	0.75±0.02	0.78±0.01	0.78±0.02
女	0.90±0.02	0.77±0.03	0.79±0.03	0.69±0.03	0.77±0.02	0.77±0.01	0.78±0.02
6年级	男	0.88±0.02	0.78±0.02	0.82±0.02	0.73±0.03	0.80±0.02	0.77±0.01	0.80±0.02
女	0.92±0.02	0.78±0.02	0.77±0.02	0.68±0.03	0.82±0.02	0.79±0.01	0.80±0.02

   表7  父亲教养方式2维度与父亲教养投入和自我意识的相关

注：*p<0.05，**p<0.01                  

根据之前的理论假设和相关分析，我们将父亲教养方式作为自变量，学生的自我意识作为因变量，父亲的教养投入作为调节变量，采用层次回归分析方法进行了调节作用的分析。具体步骤如下：首先将自变量和调节变量——父亲教养方式和父亲教养投入放入第一层回归，然后将二者的乘积放入第二层回归，考察自变量和调节变量的作用。我们将父亲教养方式的六个维度逐一作为自变量，考察了父亲教养投入可能的调节作用。结果发现，只有在情感温暖、理解和惩罚严厉两个维度出现了父亲投入在自变量和因变量之间的调节作用，如表3和表4所示。

因变量	自变量	ΔR2	F	Β	t
自我意识	第一层	0.093	33.233***
情感温暖			0.305	5.765***
父亲教养投入			-0.025	-0.445
第二层	0.020	7.108***
情感温暖×父亲教养投入			0.142	2.666***

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

表3的结果表明，情感温暖对自我意识有显著的正向预测作用（β=0.305, p<0.001），但是父亲教养投入对自我意识没有直接的预测作用（p>0.05），父亲教养投入在自我意识与情感温暖的关系之间发挥调节作用（β_{自我意识- 情感温暖}=0.142, p<0.001）。

因变量	自变量	ΔR2	F	Β	t
自我意识	第一层	0.094	33.438***
情感温暖			0.306	-5.783***
父亲教养投入			0.079	1.493
第二层	0.014	5.184***
情感温暖×父亲教养投入			-0.120	-2.277*

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001  

表4的结果表明，惩罚严厉对自我意识有显著的负向预测作用（β=-0.306,p<0.001），但是父亲教养投入对自我意识没有直接的预测作用（p>0.05），父亲教养投入在自我意识与严厉惩罚的关系之间发挥调节作用（β_{自我意识- 严厉惩罚}=-0.120，p<0.05）。

 

本研究的关注点是父亲教养投入如何调节父亲教养方式对学生自我意识影响，为此，将父亲教养投入总分前27%的学生归为高投入组，将父亲教养投入总分后27%的学生归为低投入组，其余为中投入组。

分别取父亲教养方式中的情感温暖理解和严厉惩罚的 Z 分数为 0和正负 1，绘制交互效应图。从图 1可以直观地看出父亲教养方式对自我意识的影响如何受到父亲教养投入的调节。父亲情感温暖、理解（如图a）和严厉惩罚(如图b)的教养方式对学生自我意识的影响大小可以看直线斜率，它衡量了情感温暖理解或严厉惩罚教养方式的变化与自我意识变化的关系。

简单斜率检验表明，在情感温暖理解方面如图(a)所示,在父亲教养投入水平较低时，随着情感温暖理解的增加，自我意识上升幅度不明显(β_低=0.15, t_低=1.41,p_低>0.05)；当父亲投入为中等水平时，随着情感温暖理解的增加，自我意识的上升幅度有所增加(β_中=0.28，t_中=3.54，p_中<0.01)；当父亲投入较高时，随着情感温暖理解的增加，自我意识表现出更加显著的上升趋势(β_高=0.52,t_高=5.68，p_高<0.001)。也就是说，只有父亲投入达到一定量的时候，父亲教养方式中的情感温暖、理解才能够显著的预测学生的自我意识水平。

在严厉惩罚方面如图（b）所示,在父亲教养投入水平较低时，随着严厉惩罚的增加，自我意识下降幅度不明显(β_低=-0.14,t_低=-1.34,p_低>0.05)；当父亲投入为中等水平时，随着严厉惩罚的增加，自我意识下降幅度有所增加(β_低=-0.29，t_中=-3.66，p_高<0.001)；当父亲投入较高时，随着严厉惩罚的增加，自我意识表现出显著的下降趋势(β_高=-0.49，t_高=-5.20，p_高<0.001)。也就是说，只有父亲投入达到一定量的时候，父亲教养方式中的惩罚严厉才能够显著的负向预测学生的自我意识水平。

（二）父亲教养方式、父亲教养投入与学生自我意识之间的关系

（1）采用适当的教养方式引导孩子进行正确的自我评价，促进自我意识发展。

参 考 文 献

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