2022, Vol. 38
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 李婷, 张又文, 李玥漪, 黄峥. 2022.
- LI Ting, ZHANG Youwen, LI Yueyi, HUANG Zheng. 2022.
- 坚毅力的代际传递: 父母教养方式的中介作用
- Intergenerational Transmission of Grit: The Mediation Effect of Parenting
- 心理发展与教育, 38(2): 207-215
- Psychological Development and Education, 38(2): 207-215.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2022.02.07
2. 北京大学心理与认知科学学院, 行为与心理健康北京市重点实验室, 北京 100080
2. Beijing Key Laboratory for Behavior and Mental Health, School of Psychological and Cognitive Sciences, Peking University, Beijing 100080
坚毅力，是日常生活中最常被人提及和赞扬的一种积极心理品质。在心理学研究领域，坚毅力的概念最早由美国心理学家Duckworth等人(2007)提出，她将坚毅力定义为对某一目标长期的坚持和热情，坚毅的人即使在遭遇挫折或失败时依然会持续努力而不会轻易放弃。坚毅力包含了两个维度，对某一长期目标持久的热情(兴趣一致性)和坚韧不拔的努力(坚持努力)。研究表明，坚毅力比智商、大五人格中的尽责性更能准确地预测高中生的学业成绩(Duckworth & Quinn，2009)；坚毅力水平高的人更有可能从高中毕业、更不可能离婚(Eskreis-Winkler et al., 2014；Rimfeld et al., 2016)；在如销售、特种部队、住院医师、新入职教师等高压力高挑战性职业领域，坚毅力高的个体更不容易在中途放弃，更能坚持到最后(Duckworth，2014；Duckworth et al., 2007；Roberson-Kraft & Duckworth，2014；Salles et al., 2014)；此外，还有研究发现，在面对压力性生活事件时，坚毅力是一种重要的保护性因素，可以减少青少年的药物滥用和其他危险行为(Guerrero et al., 2016)。
代际传递是指父母所具有的能力、特征、行为、观念等传递给子女的现象，在心理学实证层面上，代际传递表现为父母特征与子女相应特征存在一定程度的相关，且亲代特征对子代相应特征有一定的预测性(池丽萍，俞国良，2011)。以往对于代际传承的研究较多集中于抑郁、焦虑、攻击性等消极特征和行为(Hammen et al., 2012；Saxbe et al., 2016；马月等，2016)。同时，也有一些研究证据表明，自我控制、信任、幸福感等积极心理特征也存在代际传递现象(Avakame，1998；池丽萍，2013；张兴慧等，2015)。坚毅力作为一种较为稳定的积极人格特征，也存在代际传承的可能。有学者在英国4642个16岁双胞胎样板的研究中发现, 遗传可以解释坚毅力坚持努力维度的37%，兴趣一致性维度的20%(Rimfeld et al., 2016)，这个研究说明坚毅力是有一定的遗传性的。但目前尚未有研究者以子代亲代两代人为样本，对坚毅力的代际传承进行过实证研究。如果实证研究能证明坚毅力存在代际传承的效应，将能启发父母，从自身做起，提高自己的坚毅力，对孩子产生潜移默化的积极影响。同时，坚毅力是比智商更能预测学业或事业成功的个人特质，且比智商更易于干预(Duckworth et al., 2007)，而青春期又是性格形成的关键期和转型期，如果家庭和学校能在这个阶段对青少年进行积极干预，培养其养成坚毅的性格，将会使其终身受益。但想要形成行之有效的干预方案，首先要了解坚毅力的形成机制。以往对坚毅力影响因素的探索多是从个体自身一些特质和坚毅力之间的关系的角度，如目标承诺、成长型/防御型思维、积极/消极解释风格、依恋风格等(Duckworth & Quinn，2009；Hill et al., 2014；Mandelbaum，2016；West et al., 2015)。如果能够从代际的角度去研究坚毅力的形成和影响机制，将父母的坚毅力水平和子女的坚毅力水平放在一个模型中去观察和研究，将能多层次、更全面的揭示出青少年坚毅力的形成和影响机制。
此外，近来有越来越多的证据表明坚毅力的两维度对于学业表现的预测力存在差异，坚持努力维度的预测力显著大于兴趣一致性维度，并有学者据此提出坚毅力这一概念的效度主要体现在坚持努力维度(Credé et al., 2017)。本研究在检验坚毅力的代际传递时，为了更清晰的考察父母坚毅力对子女坚毅力的影响机制及坚毅力两维度的不同作用，将对坚毅力的总分和两个维度兴趣一致性、坚持努力分别进行检验。
父母教养方式是指父母在抚养和教育子女的过程中所表现出的相对稳定的行为风格和特征(Parker，1979)。在以往代际传承的研究中，教养方式是重要的中介变量。例如，有研究发现父母的教养方式在亲代子代的抑郁、反社会行为、攻击行为之间均起中介作用(Harold et al., 2011)；母亲的教养方式在母亲焦虑和子女焦虑之间起中介作用(Brennan et al., 2001)。已有研究发现，父母为民主型的青少年坚毅力得分显著高于父母为放任型的青少年，父母的温暖和权威的结合，有利于培养青少年的坚毅力(Levy & Steele，2011)；安全型依恋可显著正向预测坚毅力水平，焦虑型依恋和回避型依恋则显著负向预测坚毅力水平(Mandelbaum，2016)。同时，父母的人格特质也会影响父母的教养方式，尽管在目前的文献中没有找到父母坚毅力与父母教养方式的关系的相关研究，但可以借鉴相近变量的研究结果，如父母大五人格中的尽责性的可以正向预测父母对子女的温暖关爱(Clark et al., 2000)；高尽责性父母在教养子女时会倾向于采取权威型的教养方式，在给予子女温暖和帮助的同时，也会对子女的行为设定限制，以减少孩子行为问题(Pamella et al., 2009)。此外，坚毅力还与幸福感高度相关(Arghavan et al., 2014；Mia，2015)，而高幸福感的个体有更倾向于采取积极的教养方式(张兴慧等，2015)。因此，高坚毅力的个体更有可能倾向于采取积极的子女教养方式。综上所述，我们推测父母的教养方式在坚毅力的代际传承中起了中介作用。
由于在家庭中，养育子女是由夫妻双方共同完成的，因此本研究还考虑到了父母各自的坚毅力和教养方式与子女坚毅力之间的交互作用。父亲和母亲作为孩子的共同抚养者，两人的抚养过程并非独立完成，而是夫妻双方互相影响，形成一个家庭系统(Kenny et al., 2006)。父母各自的坚毅力水平不仅会影响自身的教养方式，也可能会影响配偶的教养方式。本研究将使用主客体互倚模型APIM(Actor-Partner Interdependence Model)来研究父母双方的坚毅力和教养方式的相互依赖和相互影响。APIM是研究成对数据和交互作用的有效手段，能同时考察两种效应: 主体效应(actor effects)，即个体的结果变量受到自身预测变量的影响；客体效应(partner effects)，即个体的结果变量受到成对关系中另一方预测变量的影响，体现了成对数据的互倚性(Kenny & Ledermann，2010)。APIM方法在估计主体效应时能扣除客体效应的影响，提高效应估计的准确性，降低犯错的可能性，是分析对子间相互影响作用的良好办法。在本研究中，如果父亲和母亲的坚毅力能够预测自身的教养方式，则存在主体效应，如果父亲和母亲的坚毅力能够预测对方的教养方式，则存在客体效应。
本文的研究假设如下：(1)亲代子代的坚毅力之间存在代际效应；(2)父母的坚毅力不仅可以直接影响孩子的坚毅力，还可以通过教养方式的中介作用间接影响子女的坚毅力，假设模型如图 1所示。
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| 图 1 坚毅力的代际传承效应及中介效应的假设模型 |
采取方便取样的方式，向北京市三所普通中学初中部初一初二的510名学生及其父母发放调查问卷，问卷分孩子问卷和家长问卷，孩子问卷包括父母教养方式问卷、坚毅力问卷，由孩子自己填写；家长问卷包括基本信息和坚毅力问卷，由父亲和母亲分别填写。共回收孩子问卷488份，回收率95.7%；回收父亲问卷306份，回收率60.0%；共回收母亲问卷389份，回收率76.3%。再用学号将孩子、爸爸、妈妈三方问卷进行成对匹配，剔除缺失父母一方或双方数据的问卷，最后回收的孩子爸爸妈妈三方数据完整的家庭问卷302份，有效率为59.2%。
在这302份成对数据中，青少年平均年龄13.1(SD=0.72)，初一学生149名(占49.4%)，初二学生153名(占50.6%)；男生141名(占46.7%)，女生161名(占53.3%)；独生子女157名(占52.0%)，非独生子女145名(占48.0%)。
父亲平均年龄40.63岁(SD=5.18)，母亲平均年龄38.34岁(SD=5.23)。父亲学历在小学及以下3.0%，初中32.1%，高中26.8%，大学本科(含大专)36.1%，研究生及以上2.0%；母亲学历在小学及以下3.3%，初中35.4%，高中31.4%，大学本科(含大专)28.9%，研究生及以上1.0%。父亲收入在2000元以下17.9%，2000到5000元43.7%，5000到10000元27.8%，10000元以上10.6%；母亲收入在2000元以下27.2%，2000到5000元的45.0%，5000到10000元21.2%，10000元以上6.6%。
本研究将青少年的家庭结构分为：父母抚养(多数时候与父母住在一起，不与爷爷奶奶或姥爷姥姥同住)、父母和祖辈共同抚养(多数时候与父母和爷爷奶奶或姥爷姥姥同住)、祖辈抚养(多数时候住在爷爷奶奶或姥爷姥姥家，不与父母同住)、其他。数据统计结果：父母抚养104人(占34.4%)，父母祖辈共同抚养113人(占37.4%)、祖辈抚养80人(占26.5%)、其他5人(占1.7%)。
2.2 测量工具 2.2.1 坚毅力量表坚毅力量表(Grit-Scales)由Duckworth等人(2007)编制，该量表分两个维度：兴趣一致性和坚持努力。共包含12个条目，其中第1、3、5、6、10、12题测量的是兴趣一致性维度，为反向计分，例如“每隔几个月我会对新的事物感兴趣”；第2、4、7、8、9、11题测量的是坚持努力维度，例如“我很勤奋”。量表的适用范围为儿童到成年人(Duckworth，2007；Duckworth & Quinn，2009)。坚毅力量表采用李克特5点评分，从1到5分别表示“一点都不像我”“不太像我”“不确定”、“有点像我”、“特别像我”，分数越高代表毅力水平越高。谢娜等人(2017)对其进行了中文修订，修订后的量表仍包括兴趣一致性和坚持努力两个维度。本研究中，孩子问卷、父亲问卷、母亲问卷的量表整体Cronbach’s α系数为0.74、0.76、0.73，兴趣一致性分量表Cronbach’s α系数分别为0.78、0.80、0.79，坚持努力分量表的Cronbach’s α系数分别为和0.74、0.76、0.72。经检验，量表有良好的内容效度和结构效度(孩子问卷KMO=0.89，χ2/df = 3.99，NFI =0.97，CFI =0.99，TLI =0.96，RMSEA =0.042；父亲问卷KMO=0.92，χ2/df = 3.97，NFI =0.92，CFI =0.97，TLI =0.98，RMSEA =0.046；母亲问卷：KMO=0.87，χ2/df = 4.23，NFI =0.91，CFI =0.91，TLI =0.90，RMSEA =0.052)。
2.2.2 父母教养方式量表父母教养方式量表(Parental Bonding Instrument，PBI)由澳大利亚新南威尔士大学的Parker等人(1979)编制，为自评问卷，用于测量个体16岁以前的父母教养方式。以往研究表明，PBI有良好的信效度，被广泛应用于临床和非临床研究领域中(蒋奖等，2009)。同时，该量表的中文修订版具有较高的信效度, 适用于中国文化背景下的研究(杨红君等，2009)。本研究采用杨红君等人于2009年修订的PBI中文版本，由青少年被试填写。PBI量表可分为两因素(关爱、控制)、三因素(关爱、控制、鼓励自主)、四因素(关爱、冷漠、控制、鼓励自主)模型。以往的研究证明父母的关爱和控制是与子女的坚毅力显著相关的两个维度(Waring，2015)，因此本研究采用两因素模型。量表的父亲版(PBI-F)和母亲版(PBI-M)的量表条目、维度完全一致，各包括25个项目，关爱维度包括第1、5、6、11、12、17、2、4、14、16、18、24题, 如“爸爸/妈妈总是用温和友好的语气与我说话”、“爸爸/妈妈对我很疼爱”；控制维度包括第8、9、10、13、19、20、23、3、7、15、21、22、25题，如“爸爸/妈妈试图控制我做的每一件事”、“爸爸/妈妈常常侵犯我的隐私”。第2、4、14、16、18、21、22、24、25题为反向计分。该量表采用李克特4点评分，从0到3分别为“非常不符合”、“比较不符合”、“比较符合”、“非常符合”，分数越高表示父母关爱/控制水平越高。本研究中，PBI-F分量表父亲关爱、父亲控制的Cronbach’s α系数分别为0.84，0.75。PBI-M分量表母亲关爱、母亲控制的Cronbach’s α系数分别为0.82，0.72。经检验，量表有良好的内容效度和结构效度(PBI-M：KMO=0.91，χ2/df = 4.27，NFI =0.95，CFI =0.97，TLI=0.96，RMSEA =0.055；PBI -F：KMO=0.82，χ2/df = 3.57，NFI =0.91，CFI =0.95，TLI =0.93，RMSEA =0.056)。
2.3 研究程序主试为经过严格培训的心理学研究生，以班级为单位集体施测，所有需要青少年填写的问卷当场回收；将装有父母知情同意书和需要父母填写的问卷的信封发放给青少年，由学生带回家中请父母填写，第二天交给班主任老师，最后由主试统一收回。
2.4 数据处理本研究采用SPSS 19.0和Mplus 7.0软件，对数据进行分析。其中，中介检验的回归系数显著性检验使用了Hays编制的SPSS process宏程序，采用Bootstrap方法(重复抽样5000次)，该方法在数据不服从正态分布的情况下可以获得参数估计的稳健标准误，从而提高统计检验的准确性和功效(吴艳，温忠麟，2011；温忠麟，叶宝娟，2014)。
3 结果 3.1 共同方法偏差的控制和检验由于本研究的问卷数据是通过集体施测和自评问卷的方式收集的，可能会存在共同方法偏差的问题(周浩，龙立荣，2004)。因此，本研究采用非记名式、部分题项反向计分、反应语句不同的方法，对共同方法偏差进行了程序控制。数据收集完成后，采用Harman单因子检验法对坚毅力、父母教养方式等变量全部放入了一个探索性因素分析中。检验结果发现，孩子、母亲和父亲报告的数据中分别有13个、3个和4个特征值大于1的因子，第一个因子解释变异量分别为20.56%、11.40%、16.21%。所有因子的方差贡献率均低于40%的临界标准，说明共同方法偏差不严重(Ashford & Tsui，1991)。
3.2 青少年坚毅力的描述性统计和差异分析本研究考察了青少年的坚毅力及两个维度兴趣一致性和坚持努力，坚毅力总分的平均分在3分以上，说明青少年坚毅水平处于中等水平；具体从这两个维度来看，兴趣一致性维度和坚持努力维度的平均分也在3分以上，处于中等水平(结果见表 1)。对不同性别、年级、父母收入、父母学历、是否独生的青少年的坚毅力以及各维度进行独立样本t检验和F检验，结果发现，均不存在显著性差异(p>0.05)。
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |
| 1子坚毅 | 3.37±0.54 | 1 | ||||||||
| 2子兴趣 | 3.07±0.76 | 0.77** | 1 | |||||||
| 3子努力 | 3.66±0.69 | 0.68** | 0.06 | 1 | ||||||
| 4母坚毅 | 3.65±0.97 | 0.27** | 0.31** | 0.07 | 1 | |||||
| 5母兴趣 | 3.52±0.65 | 0.28** | 0.42** | -0.04 | 0.82** | 1 | ||||
| 6母努力 | 3.92±0.54 | 0.15** | 0.05 | 0.17** | 0.76** | 0.25** | 1 | |||
| 7父坚毅 | 3.62±0.83 | 0.27** | 0.31** | 0.10 | 0.34** | 0.38** | 0.14* | 1 | ||
| 8父兴趣 | 3.35±0.79 | 0.25** | 0.36** | -0.03 | 0.33** | 0.52** | -0.04 | 0.80** | 1 | |
| 9父努力 | 3.85±0.86 | 0.16** | 0.10 | 0.14** | 0.20** | 0.04 | 0.29** | 0.73** | 0.20* | 1 |
| 注：N=302；*p < 0.05，**p < 0.01；下同。 | ||||||||||
采用单因素ANOVA检验发现，不同家庭抚养方式的青少年坚毅力总分(F =4.56，p < 0.01，df=3，η2=0.27)和兴趣一致性维度(F=7.37，p < 0.001，df=3，η2=0.96)存在显著性差异。事后检验发现，父母抚养和父母祖辈共同抚养的青少年在坚毅力总分和兴趣一致性维度上显著高于祖辈抚养和其他抚养方式的青少年。
3.3 父母坚毅力对青少年坚毅力的预测：代际传递的效应采用相关检验发现，父母与子女在坚毅力总分及兴趣一致性和坚持努力维度上呈现显著的正相关(p < 0.01)，结果见表 1。
采用回归的统计方法，先将所有变量进行标准化处理，以孩子的坚毅力为因变量，父母的坚毅力为预测变量，第一步进入回归方程的是子女的性别、年级、父母收入、父母学历、是否独生、家庭结构，作为控制变量，第二步进入方程的是父母(父亲和母亲分别做)的坚毅力，做分层回归，以减少相互之间的影响，检验父母的坚毅力对子女坚毅力是否有预测作用。再用同样的方法检验父母的兴趣和努力维度是否能预测子女的兴趣和努力维度。结果如下：从坚毅力总分上来看，父亲和母亲的坚毅力总分对子女坚毅力总分均有正向预测作用(β父=0.27，p < 0.001，R父2=0.11；β母=0.28，p < 0.001，R母2=0.12)，假设1成立。从坚毅力的两个维度上来看，父亲和母亲的坚毅力兴趣维度对子女坚毅力兴趣维度均有正向预测作用(β父=0.35，p < 0.001，R父2=0.15；β母=0.48，p < 0.001，R母2=0.20)；同时，父亲和母亲的坚毅力努力维度对子女坚毅力努力维度均有正向预测作用(β父=0.24，p < 0.001，R父2=0.07；β母=0.23，p < 0.001，R母2=0.06)。
3.4 青少年父母教养方式的描述统计为了了解青少年父母教养方式的总体情况，对其各维度进行统计，结果如表 2。由于本研究所用的父母教养方式量表(PBI)采取0到3的4点式计分，因此各维度的理论中值为1.5。从表 1可以看出，父亲和母亲的关爱维度均高于理论中值，控制维度均低于理论中值。对不同性别的青少年的父母教养方式关爱维度和控制维度进行独立样本t检验发现，男生在父、母控制维度上显著高于女生(p < 0.05)；在父母关爱维度上，男生女生没有显著的性别差异(p>0.05)，结果见表 3。对不同年级、是否独生的青少年的父母关爱维度和控制维度进行独立样本t检验，结果发现，均不存在显著性差异(p>0.05)。
| N | M | SD | |
| 父亲关爱 | 302 | 1.95 | 0.67 |
| 父亲控制 | 302 | 0.96 | 0.51 |
| 母亲关爱 | 302 | 2.12 | 0.62 |
| 母亲控制 | 302 | 1.06 | 0.50 |
| 父亲关爱 | 母亲关爱 | 父亲控制 | 母亲控制 | |
| 男(M±SD) | 1.94±0.62 | 2.08±0.63 | 1.01±0.51 | 1.11±0.50 |
| 女(M±SD) | 1.96±0.65 | 2.15±0.61 | 0.90±0.51 | 1.01±0.50 |
| t | -0.370 | -1.128 | 2.261* | 2.218* |
根据温忠麟和叶宝娟(2014)的中介分析步骤，结合Hays在2012编制的SPSS Process中的模型4。先将所有变量做标准化处理，在控制了性别、年级、是否独生、家庭结构的条件下，分别检验父亲和母亲教养方式的两个维度关爱、控制在亲代和子代坚毅力间的中介效应。检验结果(图 2)，父母坚毅力总分及兴趣一致性、坚持努力维度对父母关爱的正向预测作用显著；父母关爱对子女坚毅力总分及兴趣一致性、坚持努力维度的正向预测作用显著；父母坚毅力及各维度对子女坚毅力及各维度直接预测作用显著；此外，教养方式关爱维度的中介效应的bootstrap 95% 置信区间均不包括0，因此，父母关爱在父母和子女坚毅力及各维度之间起部分中介作用，假设2成立；父母坚毅力总分及兴趣、努力维度对父母控制的正向预测作用不显著，父母控制对子女坚毅力总分及兴趣、努力维度的正向预测作用显著，教养方式控制维度的中介效应的bootstrap 95% 置信区间均包括0。因此，父母控制在父母和子女坚毅力及各维度之间没有中介作用(表 4)。
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| 图 2 父母坚毅力与教养方式的主客体互倚模型 |
| 间接中介效应量(a×b) | 直接中介效应量(c’) | 效应量比(ab/c) | 95%的置信区间(间接效应) | ||
| 上限 | 下限 | ||||
| 父坚毅→父关爱→子坚毅 | 0.07 | 0.23 | 23% | 0.03 | 0.12 |
| 母坚毅→母关爱→子坚毅 | 0.06 | 0.25 | 19% | 0.02 | 0.08 |
| 父兴趣→父关爱→子兴趣 | 0.05 | 0.30 | 12% | 0.01 | 0.08 |
| 母兴趣→母关爱→子兴趣 | 0.04 | 0.36 | 8% | 0.06 | 0.05 |
| 父努力→父关爱→子努力 | 0.04 | 0.20 | 16% | 0.01 | 0.08 |
| 母努力→母关爱→子努力 | 0.02 | 0.19 | 11% | 0.01 | 0.06 |
| 父坚毅→父控制→子坚毅 | 0.03 | 0.23 | 11% | -0.02 | 0.07 |
| 母坚毅→母控制→子坚毅 | 0.02 | 0.25 | 7% | -0.00 | 0.07 |
| 父兴趣→父控制→子兴趣 | 0.03 | 0.30 | 9% | -0.01 | 0.07 |
| 母兴趣→母控制→子兴趣 | 0.01 | 0.37 | 3% | -0.02 | 0.05 |
| 父努力→父控制→子努力 | 0.01 | 0.22 | 5% | -0.01 | 0.02 |
| 母努力→母控制→子努力 | 0.01 | 0.21 | 5% | -0.00 | 0.04 |
本研究采用Mplus 7.0建立APIM结构方程模型。从性别来看，异性夫妻中的两个成员是可区分的，因此为可区分的对子。按照Kenny和Ledermann(2010)建议使用非标准化系数。该模型为饱和模型，卡方与自由度均为零。结果如下(图 2): 父亲和母亲的坚毅力能显著正向预测自身的教养方式中的关爱维度，主体效应显著；母亲和父亲的坚毅力不能显著预测对方的教养方式关爱维度，客体效应不显著。结果表明，父母的坚毅力水平会影响自己对孩子教养方式，但不会影响对方的教养方式，为主体模式。
为验证成对模式是否为主体模式，限制模型中父母主体效应、客体效应互为相等，限制k等于0(k值作为客体效应与主体效应的比值，如果是主体模式，则k值等于0)，结果发现，χ2(7) = 15.55，Δχ2(1)=1.782，p>0.05，卡方变化不显著，支持父母坚毅力对教养方式的影响为主体模式。也就是说，父母各自的教养方式的关爱维度主要受自身坚毅力的影响。
4 讨论 4.1 青少年坚毅力的总体情况和差异性本研究中的青少年坚毅力总分和两维度得分均处于中等水平以上，说明坚毅力发展状况较好。以往有研究发现坚毅力在性别维度上存在差异(唐铭，2016)，在本研究的样本中没有发现性别差异，这与Duckworth等人的研究结果一致(Duckworth et al., 2007；Duckworth et al., 2009)。这可能是因为，随着社会的发展, 生产和社会生活中男女两性平等的角色正在修整着传统的性别偏见, 尤其在城市, 学校和家庭在教育孩子过程中的传统性别偏见日趋淡化，在环境创设和教养方式上不再拘泥于孩子的性别而限制孩子的发展范围(许岩等，2006)。在是否独生这个维度上，本研究的样本中没有发现独生和非独生的青少年坚毅力具有显著差异。这可能是因为尽管独生子女可以得到父母更多的关爱和时间、资源上的投入，有利于坚毅力的提高，但同时父母在教养独生子女的过程中也会采取更高水平的控制和过度保护，这不利于子女坚毅力的培养；而非独生子女虽然要分享父母的关爱和家庭资源，但相比独生子女得到父母的控制更少。因此在对子女坚毅力的影响这一维度上，独生与否的影响是复杂的。
本研究发现家庭结构对青少年坚毅力有显著影响：一方面，父母抚养和父母祖辈共同抚养的青少年的坚毅力总分及兴趣维度显著高于祖辈抚养的青少年，这说明了父母在抚养活动中的参与对儿童的坚毅力水平有重要的影响；另一方面，父母抚养和父母祖辈共同抚养的青少年在坚毅力及兴趣维度和努力维度上并无显著差异，这说明了只有在父母完全“缺位”的情况下，祖辈抚养的青少年才会出现较低的坚毅力水平。以往的研究也发现，父母的参与对于孩子的身心健康和积极品质的形成都是有积极意义的，如Edwards和Daire(2003)的研究发现祖辈抚养下儿童的身心发展状况落后于父母抚养的儿童；Hayslip和Kaminski(2005)在青少年群体中的研究结果也得出了相同的结论。这些都说明了祖辈代替父母作为主要抚养人，对于儿童和青少年的身心发展以及培养包括坚毅力在内的积极心理品质，有着消极的影响。
4.2 青少年父母教养方式的总体情况和差异性本研究结果表明，在青少年父母教养方式中，温暖关爱的得分较高，父母控制的得分较低。这说明在孩子初中阶段，父母所采用的教养方式主要以关爱温暖的积极教养方式为主，同时会有一些较低水平的控制和过度保护，总体上来说较为积极正面。从青少年父母教养方式的性别差异特点分析，在父母关爱维度上，没有发现显著的性别差异；而在父母控制维度上，男生显著高于女生，这与前人的研究一致(马存燕等，2007；孟欢欢，2013)。这可能是因为，青春期的男生精力旺盛、叛逆，表现为对家长权威的不服从，容易导致父母对其更多的控制和约束；而女生更多表现为乖巧、听话，因此女生往往体验到更少的父母控制。
4.3 坚毅力的代际传承及教养方式的中介作用本研究结果表明，坚毅力存在亲代子代的代际传递效应。父亲和母亲的坚毅力总分都可以显著正向预测子女的坚毅力总分。中介检验发现，父母的坚毅力不仅可以直接影响子女的坚毅力，还可以通过教养方式的中介作用间接影响子女坚毅力。一方面，父母的坚毅力可以显著正向预测教养方式中的关爱维度。这可能是因为，坚毅水平高的个体有更高的自我控制(Duckworth & Gross，2014)，更少的焦虑和抑郁(Guerrero et al., 2016)，从而在教养子女过程中对情绪和行为的控制更好，能给予子女更多的积极教养；且坚毅力水平高的个体有更强的责任心(Duckworth et al., 2007)，在教养子女的过程中有会投入更多时间和精力去关爱子女。另一方面，父母的高关爱的也能显著预测更高水平的子女坚毅力。父母在教养过程中给予孩子的关爱，有利于子女获得更多的自信和效能感，勇于探索自我和挑战困难，从而发展出更高的坚毅力(Waring，2015)。同时，更高关爱水平的父母在子女遇到困难和挫折的时候，也能更好的帮助他们勇敢的面对挫折和战胜困难，从而培养出的更高坚毅力水平的子女。
本研究考虑到父母在教养孩子的过程中的交互作用，采用成对数据的主客体互倚模型研究父母各自的坚毅力和教养方式之间是否相互影响，研究结果发现父母的教养方式主要受到自身而非配偶坚毅力的影响，即不存在显著的客体效应。本研究结果符合Kenny等人(2010)在APIM模型中提出的主体模式，即个体预测变量能够影响自身的结果变量，而不影响对方的结果变量。Ponnet等人(2013)研究了父母的教养压力和态度、婚姻关系、教养方式的关系发现，父母各自的教养方式主要受到自身而不是配偶的教养压力和态度的影响，呈现主体模式；李苗苗等人(2019)的研究也发现，父母各自感知的婚姻质量能够显著正向预测自身的亲子亲密度，但无法显著预测配偶的亲子亲密度。可见，父母与孩子的互动更多受到自身而非配偶的人格与态度的影响。
此外，中介检验还发现，父母的坚毅力无法显著预测父母教养方式中的控制维度，但父母控制能显著负向预测孩子的坚毅力水平，因此，父母控制在坚毅力的代际传承中不起中介作用。这表明，父母坚毅力水平与父母是否对子女采取高控制的教养方式不相关，但高控制的教养方式能够预测更低的子女坚毅力水平。这可能是因为，父母采取高控制的教养方式会使孩子无法自己管理自己的事，不容易培养出对自己生活的自主性和对世界的好奇心，这种氛围中成长的孩子缺乏自信心和好奇心，没有动力和自信去探索自己真正发自内心的兴趣和热情(Smetana & Daddis，2002)。同时，生活在父母的控制和过度保护下的孩子在面对困难和挫折时缺乏勇气和决心，很难积累出面对挫折解决问题的经验，遇到困难容易受挫和气馁，因而比较难以发展出高水平的坚毅品质。
综上所述，本研究的结果表明，青少年的坚毅力发展与其父母的坚毅力和父母的教养方式都密切相关。想要培养孩子的坚毅力，一方面，父母可以从自身做起，提高自己的坚毅力，因为父母对子女的影响除了遗传和教养方式外，也来自于子女对父母的人格特质和行为模式的模仿与学习，这启发了父母们，要加强自身坚毅品质的培养，“身教”的作用可能大于“言传”，“做好自己”比“管教孩子”效果更好；另一方面，父母在养育子女的过程中，如果能够投入更多的时间和精力，避免在孩子的成长中“缺席”，并给予孩子多一些的关爱和鼓励，少一些控制和过度保护，将有利于培养和发展子女的坚毅力。
5 研究的不足(1) 由于条件所限，研究的被试都来自于初一初二的学生，年龄跨度小，且只是在北京一地的三所普通中学中取样，学生生源和家庭经济社会地位相近，无法考察到年龄、地域差异和经济社会地位对坚毅力的影响，未来的研究可以选择不同地区、不同社会经济地位、不同家庭模式(如流动儿童、留守儿童、单亲家庭等)的样本数据，进一步考察不同因素对坚毅力的影响机制。
(2) 横断面研究不利于发现青少年心理健康的发展脉络，如能对儿童和青少年坚毅力的发展做一个追踪研究，将能更好地揭示出坚毅力的发展规律。
(3) 在进行坚毅力的代际研究时，应在测量亲代子代坚毅力的同时测量尽责性和自我控制等相近变量，以证明坚毅力的代际传递是否也来自于其他相近变量的影响。
(4) 本研究采用了自评问卷的研究方法，且坚毅力量表有较高的表面效度，可能存在社会赞许性的问题。
(5) 本研究向510名青少年及其父母发放了问卷，最终回收了爸爸妈妈孩子三方数据都完整有效的问卷302份，主要是父、母问卷的回收率较低。配合本研究完成问卷的父母可能本身就是坚毅力水平高、教养方式比较积极的父母，因此结果可能存在一定的被试偏差效应。
(6) 本研究仅探讨了教养方式在亲代子代坚毅力之间的中介作用，其他中介变量还有待进一步研究。
6 结论(1) 父亲和母亲的坚毅力的总分及两个维度兴趣一致性、坚持努力均可正向预测青少年坚毅力的总分及各维度。
(2) 坚毅力存在代际之间的传递，父亲教养方式的关爱维度在父亲坚毅力与孩子坚毅力之间起中介作用，母亲教养方式的关爱维度在母亲坚毅力与孩子坚毅力之间起中介作用。
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