1 引言

社会适应是个体发展的根本任务之一，也是发展心理学研究者非常关注的问题，但到目前为止对其并没有统一的定义。有的研究者将社会适应定义为个体的观念、行为举止等随着社会环境的变化而发生改变，使之可以适应所处社会环境的过程(林崇德等，2003)；也有研究者将其定义为个体调整自己的机体与心理状态，达到社会所期望的发展目标的程度(Cavell, 1990)。虽然这些定义的侧重点有所差异，但都指出个体行为反应要符合社会规范和期望。由于个体在每个年龄阶段的发展任务有所不同，因此其需要达到的适应标准也存在一定差异。研究者一般从积极和消极两方面来测量社会适应，积极社会适应包括合作、社会能力、受欢迎程度等方面，消极社会适应包括攻击、违纪、焦虑等方面(Chen & French, 2008)。

学前阶段是儿童开始离开照料者的庇护，独自接触、探索外部世界的一个阶段，也是儿童开始正规学校教育之前的过渡阶段，儿童在这一个阶段的适应好坏意义重大、影响深远。儿童在这一阶段的社会适应受到诸多因素的影响，其中，家庭作为儿童密切参与其中的“微系统”，在儿童社会化进程中发挥着难以替代的作用(Bronfenbrenner, 1986)，父母教养方式作为家庭微系统的重要部分在儿童社会适应发展中发挥着重要的作用。

父母教养方式是指在日常生活中父母对子女的教养态度、教养方法、教养行为以及由父母的行为反应所传递出的情感表现的综合体，具有跨情景的稳定性(Darling & Steinberg, 1993)。Baumrind (1971)提出可以将父母教养方式划分为三种类型：权威型、专制型和放任型。权威型父母通常采用温暖与支持、理解和引导、行为监管等支持性的教养方法；专制型父母常采用责骂、体罚、心理控制等控制性的教养方法；而放任型父母则常采用纵容性的教养方法，如溺爱、放任、宽容、不予约束等。这三种教养方式对儿童社会功能的发展的影响不同。例如，权威型父母的孩子的学业成就会更高，同伴交往更好，外显和内隐问题行为较低，社会适应也更好(Kim et al., 2018; Reuben et al., 2016; Steele & Mckinney, 2019)；而专制型和放任型父母的孩子学业问题较多，会有更多的内隐和外显问题行为，社会适应也更差(Kim et al., 2018; Shafipour et al., 2015)。

父母教养方式会对儿童发展造成影响已被很多研究证实，然而，至于父母教养方式究竟是如何对儿童发展产生作用的，目前还存在争议。生态系统论认为，情境与个体特征之间存在持续不断的交互作用，在这一过程中个体特征会发生变化，在一段时间后会作为交互影响的结果出现，又影响个体后续的发展，个体的特征既是发展的产物也影响个体的发展(Bronfenbrenner & Ceci, 1994)。在儿童的个体特征中，与父母教养方式和儿童社会适应关系都非常密切的是儿童的自我控制能力(Ng-Knight et al., 2016)。自我控制通常被定义为个体能够及时地调整自己的行为、情绪以及其他各种反应，以达到某种活动目标的能力，是个体早期社会化程度的重要指标(Moffitt et al., 2011)。自我控制作为一种气质特征，在儿童早期就显现出来(Pan & Zhu, 2018)，但它也会受到父母养育的影响。因此，自我控制可能是父母教养方式影响儿童社会适应的中介变量。

研究发现，不同教养方式对儿童自我控制能力的作用是不同的。权威型父母，既能给予孩子温暖与支持，尊重孩子的自主需求，又能对孩子的行为进行恰当的监管(王丽，傅金芝，2005)。当孩子的自主需求得到满足之后，孩子会更容易认同父母对他/她的要求和期望，内化社会规范，发展自我控制能力。专制型父母过于严苛的教育方式会伤害孩子的自主需求，从而阻碍儿童内化父母的期望；而放任型父母对孩子缺乏监管和约束，会使孩子缺乏控制不良行为的意识，二者均不利于儿童自我控制能力的形成(Hallquist et al., 2015)。已有研究也已经证实了教养方式与儿童自我控制能力的发展密切相关，例如，当父母采用消极的教养方式时，儿童的自我控制能力会较差，难以控制自己的情绪和行为反应(Liu et al., 2018)；而父母积极的教养方式则会促进儿童自我控制能力的增长(Shen et al., 2018)。

同时，儿童的自我控制对儿童的社会适应十分重要。自我控制能力高的孩子适应得更好，他们社交技巧高、更加自信，能更好地应对压力，耐挫能力更高，不易被激惹，攻击性弱(Gillespie et al., 2017; Sosa & Santos, 2018)；而自我控制低的儿童会有更多的攻击性行为，人际冲突更多，更容易出现内隐和外显问题行为(Gillespie et al., 2017; Liang et al., 2017; Prooijen et al., 2017)。

已有研究对父母教养方式、儿童自我控制与儿童社会适应之间的关系进行了一些探讨，但仍然存在一些问题：首先，国内已有研究大多是考察其中两个变量之间的关系，较少考察父母教养方式影响儿童社会适应的中间过程；其次，国内关于这方面的研究以横断研究居多，但横断研究难以准确揭示变量之间的准因果关系；再次，以往研究大多关注的是母亲教养方式对儿童社会适应的影响，对父亲的关注不够。针对这些问题，本研究以学前儿童为对象，同时考察父亲和母亲的教养方式与儿童的社会适应之间的关系，以及自我控制在其中的潜在中介作用。本研究采用追踪设计，对学前儿童进行为期一年的追踪，以期在控制了父母教养方式和儿童社会适应第一年的相关以及儿童社会适应从第一年到第二年的稳定性之后，考察第一年的父母教养方式对第二年的儿童社会适应的影响及潜在的中介作用。本研究假设：(1)权威型教养方式与儿童的自我控制和积极的适应结果正相关，专制型和放任型教养方式与儿童的自我控制和积极适应结果负相关，儿童的自我控制与积极适应结果之间正相关；(2) 自我控制在父母教养方式和学前儿童社会适应间起中介作用，具体而言，权威型教养方式通过促进儿童自我控制能力来促进学前儿童的社会适应，而放任型和专制型教养方式通过阻碍儿童的自我控制能力来妨碍学前儿童的社会适应。

2 研究方法 2.1 被试与研究程序

本研究通过整群抽样的方法，从南京市5所幼儿园选取小班儿童及其父母作为被试进行追踪测试。本研究一共测查了两次，测查间隔时间为一年。在第一次测查时，父母分别报告了自己的教养方式和儿童的社会适应；在第二次测查时，父母分别报告了儿童的自我控制和社会适应。第一次测查时父母各发放问卷459份，回收有效父亲问卷364份(儿童年龄M=44.94月，SD=4.69；有效回收率79.30%)，其中男孩占51.65%(188人)；回收有效母亲问卷378份(儿童年龄M=44.63，SD=3.86；有效回收率82.35%)，其中男孩占51.85%(196人)。第二次测查时父母各发放问卷380份，回收有效父亲问卷293份(有效回收率77.11%)，回收有效母亲问卷293份(有效回收率77.11%)。两次测查一共有439名儿童及其父母作为被试，其中男孩占52.84%(232名)。对第二年流失被试与未流失被试在第一年父母教养方式、社会适应变量上进行了t 检验，检验结果表明，流失被试与未流失被试在各变量上不存在显著差异，该结果说明样本的流失属随机流失。

2.2 研究工具 2.2.1 父母教养方式

采用由Robinson等人在1995年开发的教养方式与维度问卷(Parenting Styles and Dimensions Questionnaire，PSDQ)，该问卷共有62个题目，分为三个维度，其中，权威型教养方式共27题(如“我通过鼓励孩子谈论他/她行为会产生的后果，来帮助孩子理解他/她的行为会造成的影响”)；专制型教养方式共20题(如“当孩子的行为不符合我的期望时对他/她责骂和批评”)；放任型教养方式共15题(如“我说了要惩罚孩子，但实际没有那么做”)。问卷釆用Likert式5点计分，得分越高表明对应的教养方式被家长使用的频率越高。父亲报告问卷的三个维度的Cronbach's α系数介于0.76~0.93之间，母亲报告问卷的三个维度的Cronbach's α系数介于0.70~0.93之间。

2.2.2 自我控制

采用由Tangney等人在2004年编制的简式自我控制量表(Brief Self-control Scale)，该量表共13个题目，如“他或她能很好地抵制诱惑”，量表采用Likert式5点记分，父亲报告的问卷的Cronbach's α系数为0.80，母亲报告的问卷的Cronbach's α系数为0.65。

2.2.3 社会适应

采用由LaFreniere和Dumas在1996年编制的儿童社会适应和行为评价量表(Social Competence and Behavior Evaluation Scale-30，SCBE-30)。量表采用Likert式6点计分，包括违纪攻击(如“易怒，容易发脾气”)、敏感合作(如“能够协商解决冲突”)和害羞焦虑(如“经常一个人呆着，不合群”)三个分量表，每个分量表各有10题，共30道题目。在两次测量中，父亲问卷的三个分量表的Cronbach's α系数介于0.81~0.93之间，母亲问卷的三个分量表的Cronbach's α系数介于0.81~0.90之间。

2.3 数据处理

使用SPSS 18.0和Mplus 7.0来处理与统计分析数据。

3 结果 3.1 各变量的描述统计及相关分析结果

分别计算了母亲、父亲报告的各变量之间的相关系数及其平均值，结果分别见表 1和表 2。由表 1可知，第一年的母亲教养方式与第一年的儿童适应存在密切的即时相关，其中儿童的违纪攻击和害羞焦虑均与母亲权威型教养方式负相关，与母亲专制型和放任型教养方式正相关；儿童的敏感合作与母亲权威型教养方式正相关，与母亲放任型教养方式负相关。第一年的母亲教养方式与第二年的儿童适应间也存在密切的纵向相关，除了第二年的敏感合作与第一年的母亲放任型教养方式以及第二年的违纪攻击与第一年的母亲权威型教养方式的相关未达到统计显著水平外，其余变量之间的相关模式与第一年时的横断相关模式基本一致。此外，第一年母亲放任型和专制型教养方式与第二年的儿童自我控制显著负相关，而第二年的自我控制与第二年的违纪攻击、害羞焦虑显著负相关，与敏感合作显著正相关。

从表 2可以看出，父母教养方式与儿童的自我控制之间的关系与母亲的结果非常类似。第一年的父亲教养方式与第一年的儿童适应结果存在密切的即时相关，其中父亲权威型教养方式与积极的适应结果正相关，而专制型和放任型教养方式与消极的适应结果正相关。第一年的父亲教养方式与第二年的儿童适应结果之间也存在密切的纵向相关关系，其相关模式与第一年时的横断相关模式大体类似，父亲第一年的权威型教养方式与儿童第二年的敏感合作正相关，父亲第一年时的放任型与专制型教养方式均与第二年的儿童违纪攻击和害羞焦虑正相关。此外，第一年父亲放任型和专制型养育方式与第二年的儿童自我控制显著负相关，而第二年的自我控制与第二年的违纪攻击、害羞焦虑显著负相关。

另外还计算了父亲和母亲报告的变量之间的相关系数。结果表明，第二年父亲和母亲报告的自我控制之间存在中等程度的相关(r=0.45, p < 0.01)，并且无论是第一年还是第二年，父亲和母亲报告的违纪攻击、害羞焦虑、敏感合作之间均存在中等程度的相关(r=0.38~0.51, p < 0.01)。

3.2 自我控制中介模型分析结果

由相关分析的结果可知，第一年的父母教养方式、第二年的儿童自我控制以及第二年的儿童社会适应之间均存在显著的相关关系，可以进一步分析其中的中介关系。由于父亲报告的数据与母亲报告的数据之间存在中等程度的相关，我们试着提取潜变量，但模型拟合不佳，所以我们对父亲和母亲的数据分别了构建中介模型。

由于父母教养方式，儿童的自我控制和社会适应均由父母以问卷形式单独报告，因此可能存在共同方法偏差问题，故使用Harman单因子法对父亲和母亲报告的教养方式、自我控制与社会适应的数据进行探索性因子分析。母亲第一年报告的量表的检验结果显示，有20个因子的特征值大于1，且第一个因子的变异解释率为16.04%，母亲第二年报告的量表的检验结果表明，有9个因子的特征值大于1，且第一个因子的变异解释率为9.48%，均远低于40%的临界值，说明共同方法偏差的程度不严重；父亲第一年报告的量表的检验结果表明，有17个因子的特征值大于1，且第一个因子的变异解释率为19.14%，父亲第二年报告的量表的检验结果表明，有7个因子的特征值大于1，且第一个因子的变异解释率为11.56%，均远低于40%的临界值，说明共同方法偏差的程度不严重。

我们分别构建了父亲模型和母亲模型，以检验父亲和母亲的教养方式通过儿童自我控制对儿童社会适应的间接影响。在母亲模型中，我们以第一年的母亲教养方式(包括权威型、放任型和专制型)作为预测变量，第二年的儿童自我控制作为中介变量，第二年的儿童社会适应(包括违纪攻击、敏感合作和害羞焦虑)作为结果变量，构建了中介模型。同时，为了控制第一年时的教养方式与儿童适应结果之间的相关以及儿童适应结果从第一年到第二年的稳定性，我们把儿童第一年的适应结果纳入到模型中，将它们也作为儿童第二年时的适应结果的预测变量，并设定它们与第一年的教养方式之间存在相关。采用极大似然估计法对参数进行估计，标准化的路径系数如图 1所示(图 1中只显示了模型中有显著路径的部分)。由图 1可知，第一年的母亲专制型教养方式负向预测第二年的儿童自我控制，儿童自我控制负向预测第二年的儿童违纪攻击，正向预测第二年的儿童敏感合作，而其他路径不显著。根据温忠麟等人(2014)的建议，进一步使用偏差校正的百分位Bootstrap法对所有潜在的中介效应进行检验，结果表明，儿童的自我控制在母亲专制型教养方式和儿童的违纪攻击和敏感合作之间起中介作用，中介效应值分别为0.07和-0.04，95%的置信区间分别为[0.02，0.14]和[-0.09，-0.01]，其他的中介作用不显著。这一结果表明母亲专制型的教养方式可以通过削弱儿童的自我控制来增加儿童的违纪攻击行为，减少儿童的敏感合作行为。此外，第一年的母亲权威型教养方式可以直接影响第二年的儿童的敏感合作。

在父亲模型中，我们以第一年的父亲教养方式作为预测变量，第二年的儿童自我控制为中介变量，第二年的儿童社会适应为结果变量。同时，为了控制第一年时的教养方式与儿童适应结果之间的相关以及儿童适应结果从第一年到第二年的稳定性，我们把儿童第一年的适应结果纳入到模型中，将它们也作为儿童第二年时的适应结果的预测变量，并设定它们与第一年的教养方式之间存在相关。采用极大似然估计法对参数进行估计，标准化的参数估计结果如图 2所示(图 2中只显示了模型中有显著路径的部分)。由图 2可知，第一年的父亲放任型教养方式负向预测第二年的儿童自我控制，儿童自我控制也负向预测第二年的儿童违纪攻击和害羞焦虑，而其他路径不显著。进一步采用Bootstrap法检验模型所有可能的中介效应，结果表明，儿童的自我控制在父亲放任型教养方式与儿童的违纪攻击和害羞焦虑之间起中介作用，中介效应值分别为0.08和0.05，95%的置信区间分别为[0.01，0.15]和[0.01，0.11]，即父亲放任型的教养方式可以通过削弱儿童的自我控制来影响儿童违纪攻击等外化问题和害羞焦虑等情绪问题。此外，第一年的父亲权威型教养方式可以直接影响第二年的儿童的敏感合作。

4 讨论

Baumrind(1971)的研究发现父母教养方式与学前儿童的社会适应关系密切，这在本研究中得到了证实。具体而言，父母权威型教养方式可以促进儿童的敏感合作的发展；父母放任型和专制型教养方式可以增加儿童的违纪攻击和害羞焦虑行为。已有的研究也早已指出，权威型教养方式下的儿童社会适应较好，而专制型和放任型教养方式下的儿童行为问题会较多，社会适应较差(Pinquart & Kauser, 2017; Shafipour et al., 2015)，如果父母多采用惩罚、纵容、过度保护等教养方法，孩子出现行为问题的几率会增加，反之，父母给予孩子更多的关爱与指导，孩子出现行为问题的几率就会降低(江秀，2018)。

从相关结果来看，母亲专制型和放任型教养方式与儿童自我控制呈显著负相关，父亲放任型教养方式与儿童自我控制呈显著负相关。而以往的研究也同样指出，专制、纵容和惩罚等消极教养方式与儿童控制水平较低有关(Tung et al., 2019)，而积极的教养方式(如支持)与较高的自我控制相关(Shen et al., 2018)。这或许是因为当父母采用积极的教养方式时，孩子会更加愿意与父母进行互动交流，从他们提供的支持中学习并回应父母合理的要求(如抑制不当行为和集中注意力)(Olson et al., 2005)，从而促进他们的自我控制。而当父母采用纵容或惩罚性的教养方式时，孩子可能会产生情感过度唤起，难以克制自己的情绪和行为，这样可能会削弱孩子的注意控制(Scaramella & Leve, 2004)，从而抑制孩子的自我控制的发展。

本研究结果表明，儿童自我控制与他们的敏感合作显著正相关，与违纪攻击和害羞焦虑显著负相关。这与以往的研究一致，高自我控制能力的个体的冲动性较低，违纪攻击行为较少，亲社会行为会更多(Sosa & Santos, 2018)。自我控制既包括注意力方面(即转移或集中注意力的能力)，也包括行为方面(即抑制冲动或不良行为的能力)(Duckworth & Kern, 2011)。自我控制能力较低的儿童在处理环境中的压力和应对冲动方面受到限制，它们不能有效地将注意力从即时的冲动满足中转移到长远的结果上，因此，它们更有可能表现出无礼和破坏性的行为(Barkley, 1997)，而自我控制能力较高的儿童能够抑制冲动，将注意力从消极方面转移到积极方面，减少问题行为，促进亲社会行为(Olson et al., 2005)。因此，自我控制能力较高的儿童，他们的社会适应更好，问题行为也较少。

本研究发现父亲和母亲教养方式可以通过儿童的自我控制作用于儿童的社会适应，这与我们的假设基本是一致的，然而本研究发现父亲和母亲的作用模式有所不同。具体来说，母亲专制型教养方式可以通过抑制学前儿童的自我控制来增加其违纪攻击行为，减少其敏感合作行为，但母亲放任型的教养方式未对儿童产生显著影响；父亲放任型教养方式通过抑制学前儿童的自我控制来增加其违纪攻击和害羞焦虑行为，而父亲专制型的教养方式未对儿童产生显著影响。这一结果可能反映了中国父母在养育孩子方面的不同角色和分工。中国文化中素有“严父慈母”的传统(王丽，傅金芝，2005)，中国社会对父母的期待和要求也是不太一样的。在中国，母亲作为孩子的主要生活照料者和抚养教育者(Parke, 2002)，承担了更多的养育孩子的责任，社会希望母亲在养育孩子的时候多一些温情和宠爱，为孩子提供安全感。而父亲在儿童日常照料方面承担的责任相对较少，社会期望父亲能为孩子树立行为的标准和榜样，在养育孩子的时候多一些规则和要求。这种文化传统和社会期望会通过各种途径传递给儿童，影响他们对父母行为的认知和归因。当父母的实际表现与这种传统比较吻合的时候，不会使儿童产生强烈的认知失调并妨碍他们的社会适应。但当父母的实际表现与一般的社会常规和期望不一致的时候，可能就会导致一些儿童适应方面的问题。

因此，母亲放任型的教养方式与父亲专制型的教养方式与“严父慈母”的文化传统是一致的，这样的教养方式不会妨碍儿童自我控制能力的发展及其社会适应。但是，如果母亲采取比较专制的养育方式，则可能导致儿童缺乏安全感和自信，自主需求难以得到满足，难以主动内化社会规范和要求，从而导致自我控制能力较低(Tung et al., 2018)，而自我控制能力较低的儿童则更容易表现出冲动行为，并最终导致儿童的各种问题行为和适应不良。与母亲相比，父亲对孩子参与较少，与孩子的相处有限，在孩子面前可能更具有威严，孩子可能更倾向于遵从父亲提出的行为标准。但如果父亲对孩子过于放纵，很少为孩子的行为提供适当的界限或期望，这样会使儿童的行为缺乏外部控制，导致孩子会因为缺乏指导而无法学习何时及如何进行自我控制(Moilanen et al., 2015)，从而导致孩子的自我控制能力较低，并最终阻碍儿童的社会适应。

本研究结果还显示，父亲和母亲权威型教养方式都直接影响儿童的敏感合作，但都未通过儿童的自我控制能力来影响儿童的社会适应。这一结果表明，权威型教养方式对儿童的敏感合作的影响并不是通过影响其自我控制来实现的，可能存在着其他的、本研究中未涉及到的中介过程。例如，父母采用温暖、鼓励及支持性的教养方式会让孩子体验到安全感(王号，2016)，这种情感上的安全会让孩子对这个世界持有更加积极的认知，更加自信的面对发展过程中遇到的问题，朝着积极的方向进行发展，进而促进孩子的亲社会行为。未来的研究仍需在这个问题上进行进一步的探讨。

在本研究中还发现，无论是父亲报告的数据还是母亲报告的数据，专制型教养方式和放任型教养方式之间存在着较高的正相关(r=0.62~0.77)，这一相关要高于西方国家中发现的相关(Braza et al., 2015; Wittig & Rodriguez, 2019)。这一结果表明，在中国社会中，有些父母身上可能会同时表现出专制和放任两种相反的教养风格。这一结果可能反映了中国独有的一种社会现象。一方面，由于计划生育政策的实施，绝大部分中国家庭只有一至两名子女，很多家庭是“四二一”(四个祖辈，两个父辈，一个儿童)的家庭结构。这种结构导致全家几代人都围着孩子转，对孩子的要求都尽量满足。但另一方面，由于中国自古以来对教育的重视以及如今中国社会竞争的加剧，望子成龙、望女成凤的思想在当代家长中也是非常的突出。很多家长为了不让孩子输在“起跑线”上，对孩子的要求(尤其是学业方面)非常严苛，如果孩子没有达到他们的标准和要求，他们就会对孩子进行管教，变得严厉、专制，而家长通常认为这是对孩子负责任的表现(Chao, 1994)。这可能是中国很多家庭尤其是城市中产家庭的写照，很多家长在这两种看似矛盾的教养方式之间频繁转换。未来的研究需要对这个问题进行深入的探讨。

本研究采用追踪研究设计，分别从父亲和母亲那里获取信息，考察了父母教养方式，儿童自我控制和学前儿童社会适应间的关系，来自父亲和母亲两方面的数据都显示自我控制在父母教养方式和儿童社会适应间起中介作用，但本研究仍然有一些地方需要进行改进。首先，本研究使用的是问卷法，被试在填写过程中可能存在主观偏差的问题，在今后的研究中需要尽量扩展数据来源，采取更多样的研究方法；其次，本研究中儿童自我控制和社会适应的情况都是由父亲和母亲报告的，并未对儿童进行直接测量，反映的是父母知觉到的儿童的自我控制和适应结果，它受到父母自身人格、亲子关系等多个因素的影响，可能会存在一定的偏差，未来的研究可通过观察、访谈等方式，从儿童自身获取更为准确的数据。第三，本研究的对象是学前儿童，他们正处于社会化的重要时期，行为问题可能会随着年龄的增长而发生变化，而本研究追踪时间较短，测量次数也不够多，难以揭示变量之间的长期效应，未来的研究可延长追踪时间；最后，本研究仅选取了南京地区几所幼儿园的儿童作为测量对象，样本的局限性较大，在未来的研究中应尽可能扩大取样范围。

5 结论

(1) 父母权威型教养方式可以降低儿童的违纪攻击和害羞焦虑行为，增加儿童的敏感合作行为；父母放任型和专制型教养方式可以增加儿童违纪攻击和害羞焦虑行为，降低儿童的敏感合作行为。

(2) 自我控制对儿童的敏感合作起促进作用，对违纪攻击和害羞焦虑起抑制作用。

(3) 母亲专制型教养方式可以通过抑制学前儿童的自我控制来增加其违纪攻击行为，减少其敏感合作行为；父亲放任型教养方式则是通过抑制学前儿童的自我控制来增加其违纪攻击和害羞焦虑行为。