父母亲职压力与儿童对立违抗行为的关系：一项交叉滞后分析(3)
由亲职压力量表(parenting stress index，PSI)测量(Abidin，1990；Abidin，1995)，该量表由父母填写完成。共36题，分为3个维度：养育愁苦(parenting distress)
(共12道题)、亲子互动失调(parent-child dysfunctional interaction)
(共12道题)和儿童困难特质(difficult child)
(共12道题)。亲职压力得分为3个分维度分数相加，得分越高，亲职压力越大。本研究中分维度养育愁苦、亲子互动失调和儿童困难特质的内部一致性信度系数α值为分别是0.84，0.87，0.89，总量表的内部一致性信度系数α值为0.93。
采用独立样本T检验对84名父亲和194名母亲的第一年和第二年的父母亲职压力评分进行分析。结果显示均没有显著的差异：第一年t(276)=0.714，第二年t(276)=-0.708，所以后续分析中将父亲和母亲的父母亲职压力评分合在一起统计。
2.2.3对立违抗障碍儿童症状评估表(父母评估表)
同教师填写的对立违抗障碍症状表一样，由父母一方填写对立违抗障碍儿童症状(根据DSM-IV关于对立违抗障碍的诊断标准，共8个项目，以“是”、“否”计分)。由于DSM-IV提出ODD行为表现在家庭环境中行为表现大致稳定，但在学校环境中与家庭中的表现并不一致(APA，1994)，而本研究也更为关注家庭方面的因素，因而以父母评价的ODD行为表现作为本研究的研究变量。得分越高，说明儿童的ODD行为表现越多。
同样，对84名父亲和194名母亲的第一年和第二年对立违抗障碍儿童行为表现评分进行独立样本t检验，结果也均没有显著的差异：第一年t(276)=-0.151，第二年t(276)=-0.070，所以后续分析中将父亲和母亲的对立违抗障碍症状评分合在一起统计。
2.3施测程序
对于第一年的被试，在确定被试要涵盖中国的北部、中部和南部之后，再采用方便取样的方式联系北京、山东和云南各学校的心理健康教师，获得学校心理健康老师同意参加后。之后由心理健康教师向各班的班主任发送研究邀请函和知情同意书。在获得班主任同意参加后，进行之后的研究。在各合作学校，首先，对儿童ODD行为表现的评定由学校心理健康教师、2名临床心理学家研究人员和同意参加的各班班主任一起完成，选出各班有ODD行为表现的儿童(排除有智力障碍的儿童)。然后，由各班的班主任与筛选出的儿童和其父母联系，向父母发送研究邀请函和知情同意书(包括父母参加研究的知情同意书和同意儿童参加研究的知情同意书)。最后，对同意参加研究的儿童及父母发放问卷进行施测。教师评估儿童问卷由班主任在其办公室完成(在学校心理健康教师和2名临床心理学家研究人员的指导下)。父母问卷由各班主任交给父母，父母在家里完成(要求一名父母完成问卷；父母可以保留问卷一星期以充分完成问卷)。问卷完成后，向被试发放礼品以示感谢。对于第二年的被试，在施测的一年后，再次联系第一年的被试参与第二年的追踪研究，要求由第一年完成问卷的父亲或者母亲再次完成问卷。
2.4数据分析
使用SPSS22.0软件对数据进行处理和统计分析。数据分析之前，利用Harman单因素方法(Aulakh&Gencturk，2000)检验问卷是否存在共同方法偏差。对第一年所有由父母填写的父母亲职压力和儿童ODD行为表现项目进行探索性因素分析。结果发现，所有项目析出的第一个因子只解释了方差的29.74%，小于40%的临界标准。对第二年所有由父母填写的父母亲职压力和儿童ODD行为表现项目进行探索性因素分析，结果发现，所有项目析出的第一个因子只解释了方差的31.06%，小于40%的临界标准。因此，不存在共同方法偏差。之后，对数据进行进一步分析：首先，对儿童和父母的人口社会学变量和研究的父母亲职压力和父母评价ODD行为表现这两个变量进行了描述性分析和差异性分析(t检验)；接着，采用Pearson相关分析分析两个变量的相关性：最后，使用回归分析和交叉滞后分析的方法对两个变量之间的准因果关系进行了探究分析。
3结果分析
3.1父母亲职压力与儿童ODD行为表现的两年追=踪比较
对ODD行为表现儿童的父母亲职压力、ODD行为表现第一年与第二年的得分进行配对样本t检验。结果显示，在父母亲职压力上，第一年得分为94.87(20.25)，第二年得分为91.13(20.94)。两年相比有显著差异，t(300)=3.55，p<0.000：在ODD行为表现上，第一年得分为2.32(2.44)，第二年得分为1，83(2，18)，两年相比有显著差异，t(300)=3.99，p<0.000。与第一年相比，亲职压力和儿童ODD行为表现在第二年的得分下降显著。
由于不同性别儿童可能对亲职压力有所影响，不同性别儿童的ODD行为表现评价得分可能有所不同，所以对不同性别儿童的父母亲职压力和ODD行为表现也进行两年比较，做独立样本t检验。结果如表1所示.
表1显示，在第一年和第二年的数据中，男女生在父母亲职压力上均没有显著差异，而在ODD行为表现上。两年均是男孩显著高于女孩。后续将儿童性别转化成虚拟变量纳入分层回归中进行控制。表1还显示，与第一年相比，男孩第二年的父母亲职压力和他们的ODD行为表现均有显著的下降，分别是t(209)=3.49，p<0.001，t(209)=3.54，p<0.001：而女孩第二年的父母亲职压力和他们的行为表现均没有显著下降，t(88)=1.02，p>0.05，t(88)=1.74，p>0.05。
3.2父母亲职压力与儿童ODD行为表现的相关分析
采用Pearson相关分析ODD行为表现儿童两年中父母亲职压力、ODD行为表现的相关情况。结果如表2所示。 (蔺秀云 黎燕斌 张玉麟 何杰 方晓义)
(共12道题)、亲子互动失调(parent-child dysfunctional interaction)
(共12道题)和儿童困难特质(difficult child)
(共12道题)。亲职压力得分为3个分维度分数相加，得分越高，亲职压力越大。本研究中分维度养育愁苦、亲子互动失调和儿童困难特质的内部一致性信度系数α值为分别是0.84，0.87，0.89，总量表的内部一致性信度系数α值为0.93。
采用独立样本T检验对84名父亲和194名母亲的第一年和第二年的父母亲职压力评分进行分析。结果显示均没有显著的差异：第一年t(276)=0.714，第二年t(276)=-0.708，所以后续分析中将父亲和母亲的父母亲职压力评分合在一起统计。
2.2.3对立违抗障碍儿童症状评估表(父母评估表)
同教师填写的对立违抗障碍症状表一样，由父母一方填写对立违抗障碍儿童症状(根据DSM-IV关于对立违抗障碍的诊断标准，共8个项目，以“是”、“否”计分)。由于DSM-IV提出ODD行为表现在家庭环境中行为表现大致稳定，但在学校环境中与家庭中的表现并不一致(APA，1994)，而本研究也更为关注家庭方面的因素，因而以父母评价的ODD行为表现作为本研究的研究变量。得分越高，说明儿童的ODD行为表现越多。
同样，对84名父亲和194名母亲的第一年和第二年对立违抗障碍儿童行为表现评分进行独立样本t检验，结果也均没有显著的差异：第一年t(276)=-0.151，第二年t(276)=-0.070，所以后续分析中将父亲和母亲的对立违抗障碍症状评分合在一起统计。
2.3施测程序
对于第一年的被试，在确定被试要涵盖中国的北部、中部和南部之后，再采用方便取样的方式联系北京、山东和云南各学校的心理健康教师，获得学校心理健康老师同意参加后。之后由心理健康教师向各班的班主任发送研究邀请函和知情同意书。在获得班主任同意参加后，进行之后的研究。在各合作学校，首先，对儿童ODD行为表现的评定由学校心理健康教师、2名临床心理学家研究人员和同意参加的各班班主任一起完成，选出各班有ODD行为表现的儿童(排除有智力障碍的儿童)。然后，由各班的班主任与筛选出的儿童和其父母联系，向父母发送研究邀请函和知情同意书(包括父母参加研究的知情同意书和同意儿童参加研究的知情同意书)。最后，对同意参加研究的儿童及父母发放问卷进行施测。教师评估儿童问卷由班主任在其办公室完成(在学校心理健康教师和2名临床心理学家研究人员的指导下)。父母问卷由各班主任交给父母，父母在家里完成(要求一名父母完成问卷；父母可以保留问卷一星期以充分完成问卷)。问卷完成后，向被试发放礼品以示感谢。对于第二年的被试，在施测的一年后，再次联系第一年的被试参与第二年的追踪研究，要求由第一年完成问卷的父亲或者母亲再次完成问卷。
2.4数据分析
使用SPSS22.0软件对数据进行处理和统计分析。数据分析之前，利用Harman单因素方法(Aulakh&Gencturk，2000)检验问卷是否存在共同方法偏差。对第一年所有由父母填写的父母亲职压力和儿童ODD行为表现项目进行探索性因素分析。结果发现，所有项目析出的第一个因子只解释了方差的29.74%，小于40%的临界标准。对第二年所有由父母填写的父母亲职压力和儿童ODD行为表现项目进行探索性因素分析，结果发现，所有项目析出的第一个因子只解释了方差的31.06%，小于40%的临界标准。因此，不存在共同方法偏差。之后，对数据进行进一步分析：首先，对儿童和父母的人口社会学变量和研究的父母亲职压力和父母评价ODD行为表现这两个变量进行了描述性分析和差异性分析(t检验)；接着，采用Pearson相关分析分析两个变量的相关性：最后，使用回归分析和交叉滞后分析的方法对两个变量之间的准因果关系进行了探究分析。
3结果分析
3.1父母亲职压力与儿童ODD行为表现的两年追=踪比较
对ODD行为表现儿童的父母亲职压力、ODD行为表现第一年与第二年的得分进行配对样本t检验。结果显示，在父母亲职压力上，第一年得分为94.87(20.25)，第二年得分为91.13(20.94)。两年相比有显著差异，t(300)=3.55，p<0.000：在ODD行为表现上，第一年得分为2.32(2.44)，第二年得分为1，83(2，18)，两年相比有显著差异，t(300)=3.99，p<0.000。与第一年相比，亲职压力和儿童ODD行为表现在第二年的得分下降显著。
由于不同性别儿童可能对亲职压力有所影响，不同性别儿童的ODD行为表现评价得分可能有所不同，所以对不同性别儿童的父母亲职压力和ODD行为表现也进行两年比较，做独立样本t检验。结果如表1所示.
表1显示，在第一年和第二年的数据中，男女生在父母亲职压力上均没有显著差异，而在ODD行为表现上。两年均是男孩显著高于女孩。后续将儿童性别转化成虚拟变量纳入分层回归中进行控制。表1还显示，与第一年相比，男孩第二年的父母亲职压力和他们的ODD行为表现均有显著的下降，分别是t(209)=3.49，p<0.001，t(209)=3.54，p<0.001：而女孩第二年的父母亲职压力和他们的行为表现均没有显著下降，t(88)=1.02，p>0.05，t(88)=1.74，p>0.05。
3.2父母亲职压力与儿童ODD行为表现的相关分析
采用Pearson相关分析ODD行为表现儿童两年中父母亲职压力、ODD行为表现的相关情况。结果如表2所示。 (蔺秀云 黎燕斌 张玉麟 何杰 方晓义)